社交活動(dòng)如何影響農(nóng)村老年人生活滿意度？

劉西國(guó)

摘 要： （中）摘要 基于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011年數(shù)據(jù)，采用工具變量法分析了社交活動(dòng)對(duì)老年人生活滿意度的因果影響及影響渠道。研究結(jié)果表明，參與社交活動(dòng)能夠有效提升老年人的生活滿意度。從影響渠道看，社交活動(dòng)能夠降低老年人的抑郁癥傾向，能夠提高老年人看病的及時(shí)性，從而有效提升老年人的生活滿意度。本文的研究發(fā)現(xiàn)了“廣場(chǎng)舞”等文化活動(dòng)生命力旺盛的實(shí)踐依據(jù)。據(jù)此，政府應(yīng)當(dāng)大力開展社區(qū)文化建設(shè)，科學(xué)規(guī)劃社區(qū)活動(dòng)場(chǎng)所，為老年人積極參與社交活動(dòng)創(chuàng)造基礎(chǔ)條件。

關(guān)鍵詞： （中）關(guān)鍵詞 社交活動(dòng)；生活滿意度；內(nèi)生性；渠道

中圖分類號(hào)：D6696 （中）中圖分類號(hào) 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-4149（2016）02-0040-08

DOI：103969/jissn1000-4149201602005

一、引言

中國(guó)經(jīng)濟(jì)連續(xù)多年的高速增長(zhǎng)使得2013年人均GDP達(dá)到6700美元，達(dá)到中等發(fā)達(dá)國(guó)家水平。在物質(zhì)生活水平提高的同時(shí)，政府、民眾與學(xué)者開始關(guān)注如何提高精神層面的幸福與富足[1-2]。與此相伴的是，中國(guó)正快速進(jìn)入老齡化社會(huì)。聯(lián)合國(guó)人口署發(fā)布的《中國(guó)1950-2050分年齡段人口（聯(lián)合國(guó)中級(jí)方案）》顯示，中國(guó)2050年60歲以上老年人口將達(dá)到4 億以上，占中國(guó)總?cè)丝诘?0%左右，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于10%的初步進(jìn)入老齡化社會(huì)

這一標(biāo)準(zhǔn)[3]，并將產(chǎn)生贍養(yǎng)缺失、生活質(zhì)量得不到保障等一系列問(wèn)題[4]。而生活滿意度作為個(gè)體對(duì)自身生活質(zhì)量的總體性評(píng)價(jià)指標(biāo)，也是衡量老年人生活質(zhì)量和心理健康狀況最常用的指標(biāo)之一，已經(jīng)引起許多經(jīng)濟(jì)學(xué)者的廣泛興趣，成為經(jīng)濟(jì)學(xué)中的一個(gè)熱門研究領(lǐng)域[5]。然而，中國(guó)老年人當(dāng)前的心理健康情況并不理想。北京心理危機(jī)研究與干預(yù)中心的研究結(jié)果顯示，我國(guó)老年人正面臨嚴(yán)重的幸福感危機(jī)：老年人的自殺率遠(yuǎn)高于青少年

《2011中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》也顯示，2011年我國(guó)高齡老人（85歲以上）自殺率城鎮(zhèn)為39/10萬(wàn)，農(nóng)村為93 /10萬(wàn)，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于25-29歲青年人的26/10萬(wàn)和42/10萬(wàn)。因此，當(dāng)前亟待解決的問(wèn)題就是：如何提高老年人的生活滿意度，緩解其抑郁情緒？

二、文獻(xiàn)綜述

在影響老年人生活滿意度的諸多因素中，經(jīng)濟(jì)因素至關(guān)重要[6]，但我國(guó)社會(huì)保障制度建設(shè)起步晚，保障程度低，難以完全依賴通過(guò)增加經(jīng)濟(jì)保障水平來(lái)提高老年人生活滿意度，而且這一途徑還存在“幸福悖論”現(xiàn)象。而從公共政策的角度來(lái)看，“幸福悖論”意味著任何旨在通過(guò)增加物質(zhì)因素提高個(gè)體福利的計(jì)劃都是無(wú)效的[7]。恩格（Ng）也提出，物質(zhì)因素容易產(chǎn)生攀比效應(yīng)，其幸福感邊際效應(yīng)遞減更快，會(huì)造成社會(huì)福利損失，而精神因素帶來(lái)的幸福感更穩(wěn)定，對(duì)于提高生活滿意度更有意義[8]。謝識(shí)予等學(xué)者認(rèn)為，非物質(zhì)因素和幸福之間的聯(lián)系更為直接，是純粹的內(nèi)心感受，排除了物質(zhì)炫耀所帶來(lái)的干擾，帶來(lái)了無(wú)限的精神享受，而且快樂(lè)的心理能感染周圍的人，具有正的外部性 [9]。

因此，在我國(guó)社會(huì)保障水平較低、“未富先老”的社會(huì)現(xiàn)實(shí)下，探索提高老年人的生活滿意度的非物質(zhì)途徑更有意義。其中，社交活動(dòng)不僅能夠豐富老年人的精神文化生活，還能使老年人建立起良好的人際關(guān)系，排遣孤獨(dú)和寂寞，應(yīng)當(dāng)能夠提升老年人的生活滿意度。

目前，尚未檢索到關(guān)于社交活動(dòng)與生活滿意度關(guān)系的文獻(xiàn)，僅有少量文獻(xiàn)研究了社會(huì)資本對(duì)老年人生活滿意度的影響，但社會(huì)資本的范疇要比社交活動(dòng)寬泛得多。而且，國(guó)外學(xué)者基本上從社會(huì)活動(dòng)及社會(huì)團(tuán)體的介入程度、個(gè)人資源的分享程度來(lái)評(píng)價(jià)個(gè)體社交活動(dòng)的參與程度，比如，彼得魯（Petrou）等學(xué)者認(rèn)為社交活動(dòng)是一種社會(huì)導(dǎo)向下的與他人分享資源的行為，可以用來(lái)衡量老年人的生活質(zhì)量，屬于社會(huì)資本的范疇[10]。在社會(huì)資本較高的社會(huì)中，公民的社會(huì)參與性、社會(huì)信任度及對(duì)公共機(jī)構(gòu)和組織的信任度往往也較高，并會(huì)對(duì)身心健康產(chǎn)生積極效應(yīng)，從而提高人們的幸福感[11-12]。貝切蒂（Becchetti）發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本與生活滿意度具有較強(qiáng)的因果關(guān)系[13]。利姆（Lim）認(rèn)為信仰宗教者往往生活滿意度較高的原因在于宗教活動(dòng)豐富了人們的社會(huì)資本，而且有宗教信仰的人崇尚與人為善，注重構(gòu)建社會(huì)網(wǎng)絡(luò)[14]。巴托里尼（Bartolini）也發(fā)現(xiàn)利用社會(huì)資本能夠較好地預(yù)測(cè)人們生活滿意度的變化趨勢(shì)[15]。

已有研究尚存在以下兩方面不足。第一，未能克服自變量（社交活動(dòng)）的內(nèi)生性問(wèn)題，因而難以識(shí)別社交活動(dòng)對(duì)老年人生活滿意度的影響。產(chǎn)生內(nèi)生性常見原因有四個(gè)[16]：①變量遺漏，影響老年人生活滿意度的因素很多，有些因素依賴于個(gè)體特征（如個(gè)人的心理素質(zhì)、性格等），而這些因素往往難以觀察與測(cè)量，導(dǎo)致變量遺漏；②自選擇偏誤，自變量在某種程度上是被個(gè)人所決定的，但這一決定到底受到哪些因素的影響，我們是難以判斷的，因此自選擇偏誤是一種特殊的變量遺漏；③樣本選擇偏誤，如果對(duì)因變量的觀察僅僅局限于有限的非隨機(jī)樣本時(shí)，就容易產(chǎn)生這類偏誤；④聯(lián)立性偏誤，其本質(zhì)就是自變量同時(shí)也由因變量決定，即雙向因果關(guān)系，因?yàn)樯顫M意度高的老年人參與社交活動(dòng)的積極性可能會(huì)更高。如果模型存在內(nèi)生性問(wèn)題，也就意味著其不再滿足正交條件，利用Order Probit 模型估計(jì)的結(jié)果將存在偏誤。第二，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未通過(guò)實(shí)證數(shù)據(jù)檢驗(yàn)社交活動(dòng)對(duì)老年人生活滿意度的影響機(jī)理。

針對(duì)上述研究的不足，本文將利用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2011年數(shù)據(jù)，力圖解決下面兩個(gè)問(wèn)題：第一，采用工具變量方法克服社交活動(dòng)的內(nèi)生性問(wèn)題，系統(tǒng)分析社交活動(dòng)對(duì)老年人生活滿意度的因果影響；第二，探索社交活動(dòng)對(duì)老年人生活滿意度影響的渠道與機(jī)制。本文旨在為老年人生活滿意度的提升提供有力的實(shí)證依據(jù)，幫助政府設(shè)計(jì)更為有效的老年人民生關(guān)懷政策，緩解老年人群的精神危機(jī)。

三、數(shù)據(jù)與方法

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）是北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院對(duì)中國(guó)中老年人進(jìn)行的一項(xiàng)調(diào)查，調(diào)查對(duì)象是隨機(jī)抽取的家庭中45 歲及以上的人。在2008年預(yù)調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)上，CHARLS項(xiàng)目于2011-2012 年進(jìn)行了全國(guó)基線調(diào)查。為了保證樣本的代表性，CHARLS 基線調(diào)查覆蓋了全國(guó)28個(gè)省的150 個(gè)縣、區(qū)的450 個(gè)村、居委會(huì)，成功訪問(wèn)了10257 戶家庭的17708 名個(gè)人，總體上代表了中國(guó)中老年人群。所有的樣本都是采用PPS方法通過(guò)縣級(jí)抽樣、村居抽樣、家戶抽樣和個(gè)人抽樣4 個(gè)階段被抽取出來(lái)。本文采用的是2011年截面數(shù)據(jù)，其中60歲及以上老年人7725名，60歲及以上農(nóng)村老年人5819名。

2.變量測(cè)度

在問(wèn)卷中設(shè)置了因變量“生活滿意度”，具體設(shè)置如下問(wèn)題：“總體來(lái)看，您對(duì)自己的生活是否感到滿意？”，回答分為五個(gè)等級(jí)：極其滿意、非常滿意、比較滿意、不太滿意、一點(diǎn)也不滿意。分析時(shí)將回答“極其滿意”、“非常滿意”和“比較滿意”者視為“生活比較滿意”，賦值為1，而將回答“不太滿意”和“一點(diǎn)也不滿意”者視為“生活不太滿意”，賦值為0。

關(guān)鍵自變量“社交活動(dòng)”，問(wèn)卷設(shè)置如下問(wèn)題：“您過(guò)去一個(gè)月是否進(jìn)行了下列社交活動(dòng)？（可多選）”，選項(xiàng)為：①串門、跟朋友交往；②打麻將、下棋、打牌、去社區(qū)活動(dòng)室；③無(wú)償向與您不住在一起的親人、朋友或者鄰居提供幫助；④去公園或者其他場(chǎng)所跳舞、健身、練氣功等；⑤參加社團(tuán)組織活動(dòng)；⑥參加志愿者活動(dòng)或者慈善活動(dòng)；⑦無(wú)償照顧與您不住在一起的病人或殘疾人；⑧上學(xué)或者參加培訓(xùn)課程；⑨炒股（基金及其他金融證券）；⑩上網(wǎng)；B11其他；B12以上均沒有。本文將回答“以上均沒有”者視為“未參與社交活動(dòng)”（賦值為0），其余無(wú)論選擇一項(xiàng)或多項(xiàng)者均視為“參與社交活動(dòng)”（賦值為1）。

控制變量包括三個(gè)方面：①社會(huì)人口學(xué)特征：年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、經(jīng)濟(jì)狀況、有無(wú)養(yǎng)老保險(xiǎn)、居住模式；②老年人的健康狀況：自評(píng)健康和抑郁癥傾向；③地區(qū)因素：28個(gè)省份的虛擬變量。

3.模型設(shè)定

為解決可能存在的從生活滿意度到社交活動(dòng)的反向因果關(guān)系，本文將采用工具變量法（IV）解決內(nèi)生性問(wèn)題。有效的工具變量需滿足兩個(gè)條件：①相關(guān)性，即工具變量與內(nèi)生自變量（社交活動(dòng)）相關(guān)；②獨(dú)立性，即工具變量與誤差項(xiàng)（影響生活滿意度的隨機(jī)變量）不相關(guān)。據(jù)此，本文選取“社區(qū)是否有老年活動(dòng)中心或者棋牌活動(dòng)室”和“社區(qū)是否有跳舞隊(duì)或者其他鍛煉隊(duì)”為工具變量。這兩個(gè)變量會(huì)影響到老年人參與社交活動(dòng)，但與老年人的生活滿意度基本不相關(guān)，屬于外生變量，而且工具變量的個(gè)數(shù)也大于內(nèi)生變量的個(gè)數(shù)，可以進(jìn)行過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，以識(shí)別其有效性。然后，采用有限信息極大似然法（LIML）對(duì)模型進(jìn)行兩階段估計(jì)。該方法的優(yōu)勢(shì)在于可以避免由于模型界定錯(cuò)誤而導(dǎo)致的一個(gè)方程參數(shù)估計(jì)值的偏誤傳遞到模型所有其他方程參數(shù)估計(jì)值中，也就是對(duì)弱工具變量缺乏敏感性，因而估計(jì)偏誤較小。LIML兩階段模型設(shè)置為：

基于模型的估計(jì)結(jié)果，我們對(duì)工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。由于工具變量是否與內(nèi)生變量（社交活動(dòng)）相關(guān)是兩階段估計(jì)量有效的前提，我們將用F檢驗(yàn)來(lái)判斷該工具變量是否為弱工具變量。另外，我們用AndersonRubin過(guò)度識(shí)別統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)工具變量是否和誤差項(xiàng)不相關(guān)。

四、實(shí)證結(jié)果

1.農(nóng)村老年人社交活動(dòng)狀況

對(duì)樣本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，4747%的老年人至少參與了一項(xiàng)社交活動(dòng)，其中參與度最高的項(xiàng)目依次為：3119%參與“串門、跟朋友交往”；1227%參與“打麻將、下棋、打牌、去社區(qū)活動(dòng)室”；385%參與“無(wú)償向與您不住在一起的親人、朋友或者鄰居提供幫助”；194%參與“去公園或者其他場(chǎng)所跳舞、健身、練氣功等”；070%參與“社團(tuán)組織活動(dòng)”；052%參與“無(wú)償照顧與您不住在一起的病人或殘疾人”；019%參與“志愿者活動(dòng)或慈善活動(dòng)”；參與“上學(xué)或參加培訓(xùn)課程”、“上網(wǎng)”和“炒股”的老年人分別只有5人、3人和1人。未參與任何社交活動(dòng)的老人有3057名，占5253%。

二級(jí)標(biāo)題 2.變量描述

由表1看出，5819名老年人中2762名老年人至少參與了一項(xiàng)社交活動(dòng)，和不參與社交活動(dòng)的老年人相比，參與社交活動(dòng)的老年人其生活滿意度較高。從控制變量看，與未參與社交活動(dòng)的老年人相比，參與社交活動(dòng)的老年人平均年齡略低，男性多于女性，文化程度更高，擁有養(yǎng)老金者更多。生活水平更高以及社區(qū)擁有老年活動(dòng)中心或者棋牌[JP]活動(dòng)室和舞蹈隊(duì)或其他鍛煉隊(duì)的比例更高。還可以發(fā)現(xiàn)，參與社交活動(dòng)的老年人能夠及時(shí)看病的比例更高。同時(shí)，參與社交活動(dòng)的老年人更

為了能夠更直觀地反映社交活動(dòng)與老年人心理健康的關(guān)系，我們使用Stata120版軟件繪制了不同社交

活動(dòng)情況下老年人其生活滿意度和抑郁傾向的年齡變化趨勢(shì)。如圖1、圖2所示，各年齡段積極參與社交

活動(dòng)的老年人生活滿意度的比例均高于不參與社交活動(dòng)的老年人，積極參與社交活動(dòng)的老年人有憂郁傾向的比例低于不參與社交活動(dòng)的老年人。

二級(jí)標(biāo)題 3.回歸分析結(jié)果

為了體現(xiàn)工具變量法的優(yōu)勢(shì)，我們首先采用普通回歸法進(jìn)行回歸，然后再采用工具變量法進(jìn)行回歸。表2的第一列采用Probit模型，假設(shè)社交活動(dòng)為外生變量。估計(jì)結(jié)果顯示，參與社交活動(dòng)能明顯提升老年人的生活滿意度，然而這僅僅反映了社交活動(dòng)與老年人生活滿意度之間的相關(guān)關(guān)系。

表2第二列采用工具變量法解決社交活動(dòng)

的內(nèi)生性問(wèn)題。一階段回歸中兩個(gè)工具變量對(duì)內(nèi)生變量具有顯著的正向影響，符合分析的預(yù)期，即社區(qū)有老年活動(dòng)中心等或舞蹈隊(duì)等，其老年人參與社交活動(dòng)的可能性更高。而且一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)量為1736，大于10，同時(shí)p<001，說(shuō)明工具變量是有效的，不存在弱工具變量的問(wèn)題。第二階段的過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)AndersonRubin統(tǒng)計(jì)量為144，同時(shí)p>001，不能拒絕工具變量和誤差項(xiàng)不相關(guān)的原假設(shè)，說(shuō)明工具變量與誤差項(xiàng)是不相關(guān)的。因此，工具變量是合適的。

二階段回歸中，社交活動(dòng)變量的系數(shù)仍顯著為正，但影響程度明顯增大?？梢?，如果不考慮內(nèi)生性問(wèn)題，社交活動(dòng)對(duì)老年人生活滿意度的提升作用會(huì)被顯著地低估。其中，遺漏變量是造成系數(shù)偏誤的重要原因：性格外向、喜歡活動(dòng)的老年人更喜歡參與社交活動(dòng)，他們對(duì)生活的滿意度也更高。

從控制變量看，在婚、生活水平高、受教育水平高的老年人生活滿意度高于非在婚、生活水平低、受教育水平低的老年人。另外，一階段回歸顯示，年齡、性別對(duì)是否參與社交活動(dòng)沒有顯

4.社交活動(dòng)影響農(nóng)村老年人生活滿意度的渠道

前面已經(jīng)驗(yàn)證了參與社交活動(dòng)能有效提升老年人的生活滿意度，但社交活動(dòng)對(duì)老年人生活滿意度的影響渠道尚未明確，且筆者也未發(fā)現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行解釋。在此將通過(guò)實(shí)證分析檢驗(yàn)兩種

影響渠道。一是社交活動(dòng)可以緩解農(nóng)村老年人的抑郁癥傾向，即參與社交活動(dòng)可能會(huì)減少因?yàn)楝嵤露鴰?lái)的煩惱，避免情緒低落，驅(qū)走孤獨(dú)感，從而感覺生活滿意。CHARLS問(wèn)卷采用以下10個(gè)問(wèn)題測(cè)量老年人是否有抑郁癥傾向：①我因一些小事而煩惱；②我在做事時(shí)很難集中精力；③我感到情緒低落；④我覺得做任何事情都很費(fèi)勁；⑤我對(duì)未來(lái)充滿希望；⑥我感到害怕；⑦我的睡眠不好；⑧我很愉快；⑨我感到孤獨(dú)；⑩我覺得我無(wú)法繼續(xù)我的生活。根據(jù)測(cè)量的綜合得分，進(jìn)行有無(wú)抑郁癥傾向的判斷。二是社交活動(dòng)能促使農(nóng)村老年人及時(shí)看病，提高其健康水平，因?yàn)榻?jīng)常參與社交活動(dòng)的老年人往往會(huì)有更多的朋友，更易覺察老人身體的不適和建議他們及時(shí)就診，從而減少老人因健康惡化而造成的抑郁、低落情緒[17]。

檢驗(yàn)影響渠道的基本思路是，如果社交活動(dòng)通過(guò)以上兩種渠道改善了老年人的生活滿意度，那么在模型中控制“無(wú)抑郁癥傾向”和“及時(shí)看病”變量后，參與社交活動(dòng)對(duì)生活滿意度的正向影響將會(huì)縮小。表3第一列數(shù)據(jù)報(bào)告了沒有控制兩個(gè)渠道變量的2SLS估計(jì)系數(shù)，這與表2報(bào)告的結(jié)果相同。表3第二列的回歸數(shù)據(jù)進(jìn)一步控制了“無(wú)抑郁癥傾向”，社交活動(dòng)對(duì)生活滿意度的影響下降了524%。表3第三列數(shù)據(jù)控制了“及時(shí)看病”， 社交活動(dòng)對(duì)生活滿意度的影響下降了69%，而且加入新的控制變量后，工具變量仍然有效。表3的第四列數(shù)據(jù)同時(shí)加入“無(wú)抑郁癥傾向”與“及時(shí)看病”變量，社交活動(dòng)對(duì)生活滿意度的影響進(jìn)一步降低。表3還顯示，是否有抑郁癥傾向及能否及時(shí)看病對(duì)老年人生活滿意度有顯著影響。

表3中工具變量檢驗(yàn)顯示，一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)量全部大于10，且p<001，說(shuō)明工具變量是有效的，不存在弱工具變量的問(wèn)題。第二階段的過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)AndersonRubin統(tǒng)計(jì)量為對(duì)應(yīng)的p值全部大于001，不能拒絕工具變量和誤差項(xiàng)不相關(guān)的原假設(shè)，說(shuō)明工具變量與誤差項(xiàng)是不相關(guān)的。因此，工具變量是合適的。

由此可見，參與社交活動(dòng)之所以能夠提升老年人的生活滿意度，很大程度上是因?yàn)樯缃换顒?dòng)可以改善老年人的抑郁癥傾向以及使其獲得更及時(shí)的治療。與此同時(shí)，即便同時(shí)控制了以上兩個(gè)變量后，社交活動(dòng)對(duì)生活滿意度的正向影響依然存在。

五、結(jié)論與政策建議

本文利用CHARLS 2011年全國(guó)28省份的調(diào)研數(shù)據(jù)，利用工具變量法分析發(fā)現(xiàn)：第一，積極參與社交活動(dòng)確實(shí)能提升老年人生活滿意度；第二，從影響渠道看，社交活動(dòng)能防止老年人的孤獨(dú)感和情緒低落，減輕抑郁傾向的發(fā)生率，還能提高就醫(yī)的及時(shí)性。

本文豐富并拓展了前人的研究，作出了兩方面的貢獻(xiàn)。第一，首次研究了社交活動(dòng)對(duì)老年人生活滿意度的影響。類似研究往往是從社會(huì)資本的角度進(jìn)行，但社會(huì)資本的內(nèi)涵要比社交活動(dòng)寬泛得多，而且已有研究基本是停留在相關(guān)關(guān)系的分析上，并因?yàn)樽兞窟z漏而低估了社交活動(dòng)對(duì)生活滿意度的影響，因?yàn)榉e極參與社交活動(dòng)者本身可能就有較高的生活滿意度。本文采用工具變量法克服內(nèi)生性問(wèn)題后，發(fā)現(xiàn)社交活動(dòng)對(duì)老年人生活滿意度的改善效應(yīng)大幅度提高。第二，本文基于實(shí)證數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了社交活動(dòng)影響老年人健康的渠道：及時(shí)就醫(yī)、減少孤獨(dú)感和情緒低落能顯著提升其生活滿意度。

上述研究結(jié)論帶給我們的啟示是，社會(huì)轉(zhuǎn)型期的中國(guó)農(nóng)村老年人對(duì)社交活動(dòng)等精神生活有強(qiáng)烈的需求。由于生理機(jī)能的衰退，老年人逐漸從社會(huì)活動(dòng)、社會(huì)角色中脫離，其交往對(duì)象、交往規(guī)模、交往頻率等社交活動(dòng)變得越來(lái)越少。老年人社會(huì)角色在弱化的同時(shí)，卻增添了依賴特征的老年期社會(huì)角色，這些轉(zhuǎn)變使得老年人在社交活動(dòng)中被邊緣化。更為嚴(yán)重的是，我國(guó)農(nóng)村以居家養(yǎng)老為主的養(yǎng)老模式容易使老年人的社會(huì)生活領(lǐng)域相對(duì)封閉，容易形成以血緣性與地緣性對(duì)象為主的“差序格局”。而且隨著社會(huì)轉(zhuǎn)型效應(yīng)的凸顯，子女的獨(dú)立性越來(lái)越強(qiáng)，父輩權(quán)威越來(lái)越弱，以血緣性為主的家庭內(nèi)部關(guān)系網(wǎng)絡(luò)危機(jī)顯現(xiàn)，老年人與周圍人的聯(lián)系也隨著年齡的增長(zhǎng)而日益減少，有與社會(huì)脫離的趨勢(shì)。因此，農(nóng)村老年人渴望被關(guān)注，需要精神上的慰藉，這一現(xiàn)象應(yīng)當(dāng)引起政府和社會(huì)對(duì)老年人心理健康的關(guān)注。

令人欣慰的是，隨著我國(guó)全面進(jìn)入老齡化社會(huì)，晚年幸福指數(shù)受到社會(huì)廣泛關(guān)注，政府也一直致力于老年友好型社會(huì)的建設(shè)。但無(wú)論是減免老年人新農(nóng)合的參保費(fèi)用還是推行新農(nóng)保，采用的基本都是經(jīng)濟(jì)手段。隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高，通過(guò)精神文化生活提升農(nóng)村老年人生活滿意度顯得更為迫切，效果也更為明顯。根據(jù)CHARLS 2011數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，受訪農(nóng)村老年人所在社區(qū)僅377%擁有棋牌室或老年人活動(dòng)中心，擁有舞蹈隊(duì)或其他鍛煉組織的社區(qū)占303%，而在城市這一比例分別為716%和620%。因此，政府在做好養(yǎng)老經(jīng)濟(jì)保障的同時(shí)，應(yīng)大力建設(shè)老年活動(dòng)中心、文化室等農(nóng)村公共文化設(shè)施，為老年人的“廣場(chǎng)舞”等社交活動(dòng)提供場(chǎng)所，使老年人產(chǎn)生社區(qū)價(jià)值感和被其生活所在社區(qū)接納的歸屬感，減輕老年人的孤獨(dú)感[18]，增強(qiáng)老年人的養(yǎng)老質(zhì)量。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉軍強(qiáng)，熊謀林，蘇陽(yáng).經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)期的國(guó)民幸福感——基于CGSS數(shù)據(jù)的追蹤研究[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2012（12）：82-102.