中國城鎮(zhèn)低齡退休老年人工作與幸福感的關系*

(武漢大學社會保障研究中心,武漢 430072)

1 研究問題與假設

1.1 工作與老年人幸福感的關系

幸福感是指人們對其生活質(zhì)量所做的情感性和認知性的整體評價(Wikipedia,2015)。老年人的幸福感一直是老年學、老年心理學關注的一項重要內(nèi)容。對達到法定退休年齡的老年人來說,共同面臨的一項選擇使他們的生活模式迥然有異,晚年幸福也可能因此產(chǎn)生差異,這個選擇便是：繼續(xù)工作,抑或享受閑暇。工作與退休老年人的幸福感是什么關系？此研究問題從老年人個體的主觀感受出發(fā)來看待退而不休的問題,在鼓勵低齡老年人延長勞動時間或重返勞動力市場應對老齡化挑戰(zhàn)的一致呼聲中(聯(lián)合國,2002; Bl?ndal & Scarpetta,1998;穆光宗,1994; 李珍,1997)就更顯出其重要意義。需要說明的是,對老年人工作的定義與勞動適齡人口不同,不論他們從事的是全職或兼職工作,也不論他們是一般就業(yè)還是非正規(guī)就業(yè),均屬于本研究所探討的“工作”范疇。

活動理論(activity theory)認為老年人參與活動與幸福感之間呈正相關關系(Lemon,Begtson,&Peterson,1972; Menec,2003),因此主張老年人應該盡可能長久地保持其在中年期的活動和價值觀,以實現(xiàn)“成功老齡化” (Havighurst,1961)。工作——這一老年人維持活動的重要形式——是否也符合活動理論的假設,與老年人幸福感正相關呢？工作作為老齡化浪潮下越來越多老年人可能面臨的一種選擇,其研究尚未得到廣泛關注。在國外眾多實證研究中,常有學者將有償工作列入眾多老年人活動方式之中,來驗證其與老年人幸福的關系,但專門研究工作給老年人幸福帶來差異化影響的文獻尚不多見。有的認為工作與否對老年人幸福的影響并 不 顯 著 (Menec,2003; Poto?nik & Sonnentag,2013),有的則認為工作可以增進老年人幸福(Hao,2008; Tadic,Oerlemans,Bakker,& Veenhoven,2013)。國內(nèi)關于老年人工作與幸福之間關系的文獻也較為鮮見,現(xiàn)有的實證研究表明,退休后再就業(yè)的低齡老人的心理健康狀況和生活質(zhì)量顯著優(yōu)于賦閑在家的退休老人(宋寶安,于天琪,2011; 賈國年,1994; 程志華,邱華士,俞延峰,李天霖,王濱燕,1993)。

基于活動理論和國內(nèi)實證研究的結(jié)果,本文提出以下研究假設：

假設 1：工作與老年人幸福感呈正相關,工作的老年人比未工作的老年人更幸福。

1.2 工作與老年人幸福感關系的發(fā)生機制

工作與老年人幸福感關系背后的機制為何？這是本研究關注的第二個問題。幸福是人生重大需要、欲望、目的得到實現(xiàn)從而達到生存發(fā)展某種完滿的快樂的心理體驗和心理反應,人們因滿足不同性質(zhì)、類型的需要、欲望和目的而獲得不同性質(zhì)、類型的幸福。因此,根據(jù)人生需要、欲望和目的的不同類別,幸?？梢韵鄳姆譃槲镔|(zhì)幸福、社交幸福、精神幸福(孫英,2004)。根據(jù)活動理論和對退休1此處的“退休”是指由于年齡因素造成的從工作狀態(tài)向沒有工作狀態(tài)的轉(zhuǎn)變過程,并不是按照法律政策的規(guī)定、在達到相應條件而離開工作崗位的過程,因此與文章標題中“退休老年人”所指代的“退休”有所不同。退休老年人的就業(yè)可以看做是退休的反向過程,因此可以借助對退休的研究,進行逆向思維來理解工作給老年人幸福感產(chǎn)生影響的過程。的研究,工作可以幫助老年人增加收入、維持社交、保持積極心態(tài),正是物質(zhì)幸福、社交幸福、精神幸福的來源。另一方面,工作占用了老年人的閑暇時間,可能因此會對其幸福感產(chǎn)生負面影響。盡管聚焦工作與老年人幸福感之間關系的研究文獻不多,沒能找到直接解釋這種影響機制的理論,但從活動理論和對退休的研究中獲得啟示,本研究選取了經(jīng)濟收入、人際交往、積極心態(tài)和閑暇四個中介變量來探討工作與老年人幸福感關系的發(fā)生機制,以下將逐一說明：

對大部分退休老年人來說,養(yǎng)老金取代工資成為生活的主要收入來源。我國基本養(yǎng)老金的目標替代率為60%,實際社會平均工資替代率更是逐年下滑(李珍,王海東,2012),這意味著退休后收入的大幅度縮減。繼續(xù)工作則是老年人拓展收入來源的重要渠道,因此,工作與經(jīng)濟收入呈正相關。經(jīng)濟收入與幸福感的關系卻較復雜,有研究認為收入與幸福感呈非線性關系,當收入較低時,幸福感隨其增長而提升,當收入達到某一水平后,幸福感將不再隨其增長而提高(Diener & Biswas-Diener,2002; 田國強,楊立巖,2006)。但在現(xiàn)階段的中國,收入與城市居民幸福感之間表現(xiàn)為正相關(邢占軍,2011)。因此,本研究假設：

假設 2：工作的老年人擁有更豐厚的收入,從而獲得比未工作的老年人更高的幸福感。即經(jīng)濟收入在工作與老年人幸福感之間起正向中介作用。

退出理論(disengagement theory)認為,老年是從中年時的社會角色、人際關系及價值體系撤離的過程,在社會性水平上表現(xiàn)為更少的參與社交活動,對他人生活的參與和投入變少。退休促使老年人離開工作崗位,帶走了他們最重要的社會角色,社會關系隨之削弱,逐漸陷入孤獨與抑郁(Kim & Moen,2001)?；顒永碚撝赋?老年人可以通過參與各種活動結(jié)識朋友,維持其社會交往,為其提供有利于形成積極自我概念的角色支持(Poto?nik & Sonnentag,2013; Lemon et al.,1972)。因此,繼續(xù)原工作的退休人員可以保持原有的社會交往,重新?lián)駱I(yè)的退休者也能在新工作中形成新的社會關系,工作與人際交往呈正相關。人際交往與幸福感的關系在學術界有較統(tǒng)一的認識,人們在人際交往中形成的與他人間的友善關系對幸福感有積極作用(Diener & Seligman,2002)。因此,本研究提出：

假設3：工作的老年人擁有更廣泛的人際交往,從而獲得比未工作的老年人更高的幸福感。即人際交往在工作與老年人幸福感之間起正向中介作用。

角色理論(role theory)認為工作是人一生中的重要角色,退休正是這種角色的退出,使老年人喪失工作帶來的社會身份和功能角色,甚至可能致使他們產(chǎn)生被剝奪感、焦慮或者抑郁(崔鳳華,2014)。按部就班的生活模式也被打破,這種轉(zhuǎn)變使他們一時之間找不到生活的目標和意義(Quadagno,2005)。參與活動卻能夠讓退休老人拓展新的社會角色,重新發(fā)現(xiàn)生活的意義(Kim,Park,& Hogge,2015),生產(chǎn)性活動還可以幫助老年人維持其自我掌控感、價值感和成就感(Menec,2003),維護其自尊與自信?？梢?繼續(xù)工作有利于幫助老年人維持積極向上的心理狀態(tài)。而積極心態(tài),如對生活意義的感知(Damásio & Koller,2015; de Muijnck,2013),自信(Sari?am,2015)都能給人們帶來幸福。故本研究假設如下：

假設4：工作的老年人維持更積極向上的心態(tài),從而獲得比未工作的老年人更高的幸福感。即積極心態(tài)在工作與老年人幸福感之間起正向中介作用。

退休也會給老年人生活帶來正面影響,它使老年人從工作的壓力中解放出來,擁有更多的閑暇,獲得更多的獨立與自由,使他們有機會通過擴展其他的社會角色來實現(xiàn)個人價值認同(Quadagno,2005)。閑暇是退休帶來的最大福音,卻是繼續(xù)工作的老年人最大的損失,因為閑暇本身就能夠創(chuàng)造幸福(斯特賓斯,2012),閑暇的重要性早在亞里士多德就被闡述。在閑暇研究中,閑暇時間和閑暇活動類型常被用作研究的要素(Wang & Wong,2014)。因此,本研究提出：

假設5：工作的老年人閑暇時間和閑暇活動減少,從而獲得比未工作的老年人更低的幸福感。即閑暇在工作與老年人幸福感之間起負向中介作用。

綜上,工作給老年人帶來更多的經(jīng)濟收入、人際交往、積極心態(tài),但減少了其閑暇; 經(jīng)濟收入、人際交往、積極心態(tài)和閑暇均對幸福感產(chǎn)生正面作用。本文將以經(jīng)濟收入、人際交往、積極心態(tài)和閑暇四個中介變量來研究工作與幸福感關系的發(fā)生機制,前三者產(chǎn)生正效應,閑暇產(chǎn)生負效應。

本文采用研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源和樣本選取

本文使用數(shù)據(jù)來自北京大學“985”項目資助、北京大學中國社會科學調(diào)查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies,CFPS),該調(diào)查數(shù)據(jù)關注中國居民的經(jīng)濟與非經(jīng)濟福利。CFPS經(jīng)過2008年和2009年的兩次預調(diào)查,于2010年開展正式訪問,并以此作為基線數(shù)據(jù),兩年一次開展追蹤調(diào)查。CFPS抽樣采用了內(nèi)隱分層的(implicit stratification)、多階段、多層次、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方式(PPS),樣本覆蓋 25個省、市、自治區(qū)2不含香港、澳門、臺灣以及新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)、青海省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、海南省。,代表了中國 95%的人口。2010年基線調(diào)查共采訪14960戶家庭,42590位個人,全部采用入戶面訪形式進行,家戶層面累積應答率為 81.25%,個人層面應答率為84.14% (謝宇,2013)。

本文的研究對象為城鎮(zhèn)低齡退休老人,因此僅保留具有城鎮(zhèn)戶籍的部分老年人樣本。在樣本年齡的選擇上,一方面,根據(jù)通常的定義,低齡老人泛指年齡在60～69歲之間的老人; 另一方面,考慮到我國退休制度所規(guī)定的女性法定退休年齡低于 60周歲,而這些低于 60周歲的女性退休人員作為退休后再就業(yè)的主力軍,也應納入本文研究范圍。因此,本文所選擇的樣本規(guī)定為：具有城鎮(zhèn)戶籍、60～69周歲的男性和50～69周歲的女性。同時,考慮到女工人與女干部的法定退休年齡不一致,其身份在樣本中也無法辨識,本文將從全樣本中選擇一個子樣本——具有城鎮(zhèn)戶籍、60～69周歲的男性和55～69周歲的女性——來進行回歸驗證。經(jīng)過數(shù)據(jù)清理后,本研究全樣本的數(shù)量為3406人,子樣本為2658人。

2.2 變量測量

工作：依據(jù)問卷中“您現(xiàn)在有工作嗎？”的回答,本研究將樣本分為有工作低齡老人和未工作低齡老人兩部分：全樣本包括 713位有工作者和 2693位未工作者; 子樣本包括 506位有工作者和 2152位未工作者。

幸福感：取值于受訪者對 “你覺得自己有多幸福？”的評分,‘1’表示非常不幸福,‘5’表示非常幸福。

中介變量：中介變量由經(jīng)濟收入、人際交往、積極心態(tài)和閑暇四方面組成。經(jīng)濟收入采用年收入來表達; 人際交往以人緣自評來測度; 積極心態(tài)由受訪者對生活有希望、生活有意義、對未來有信心的自我評分加總計得; 本研究使用閑暇時間和參與休閑活動的種類數(shù)量兩個指標來測度閑暇損失。其中,人緣、生活有希望、生活有意義、對未來有信心分別取值于問卷中一個問題的答案34個變量對應的問卷提問依次是：您認為自己的人緣關系有多好？(非常差1→5非常好); 最近一個月,您感到未來沒有希望的頻率？(幾乎每天1→5從不); 最近一個月,您認為生活沒有意義的頻率？(幾乎每天1→5從不); 您對自己未來的信心程度？(很沒信心1→5很有信心),由受訪者根據(jù)自己情況作出評價,最高 5分,最低 1分; 閑暇時間是指在非假期的一個月內(nèi)每天平均花在娛樂休閑和社會交往(具體包括閱讀傳統(tǒng)媒體、看電視/光盤與聽廣播/音樂、使用互聯(lián)網(wǎng)娛樂、體育鍛煉與健身活動、業(yè)余愛好、游戲和消遣活動、玩耍、社會交往、社區(qū)服務與公益活動、宗教活動)上的小時數(shù),受訪者根據(jù)工作日和休息日的情況分別填寫,本研究最終取值由[(工作日閑暇小時數(shù)×5+休息日閑暇小時數(shù)×2)/7]算得; 閑暇活動的種類數(shù)量根據(jù)受訪者對問卷中“最近三個月,在閑暇時間,您是否從事下列活動？(可多選)1-看電視 2-閱讀3-健身或體育鍛煉 4-旅游 5-打牌打麻將玩游戲6-外出就餐 7-做家務 8-參與宗教活動 78-以上都沒有。”的回答計數(shù)。

控制變量：本研究選取社會人口學特征、家庭支持和健康狀況作為控制變量。社會人口學特征包括性別、年齡、受教育年限、自評相對經(jīng)濟社會地位4自評相對經(jīng)濟社會地位對應的問卷提問依次是：您的個人收入在本地屬于？(很低1→5很高); 您在本地的社會地位？(很低1→5很高)。、所屬省份; 家庭支持包括是否有配偶(有配偶包括“在婚”和“同居”,無配偶包括“未婚”、“離婚”、“喪偶”)、子女數(shù)、是否與子女同住; 自評健康狀況對應問卷中“您認為自己的健康狀況如何？1-健康;2-一般; 3-比較不健康; 4-不健康; 5-非常不健康。”的受訪者應答。為了方便理解,本文將數(shù)據(jù)進行了倒序,數(shù)值越高,則代表越健康。

2.3 統(tǒng)計方法

本文通過獨立樣本t檢驗和線性回歸驗證工作與老年人幸福感的關系,并通過交互效應進一步分析這種關系在不同社會地位老年人之間的差異,最后采用多重中介效應模型進一步討論這種關系是如何產(chǎn)生的。

盡管因變量——幸福感是取值為1～5的有序分類變量,但考慮到因變量分類較多,且第二部分將要進行中介效應分析,使用有序回歸使實證過程和結(jié)果解釋變得復雜,本文將采用普通最小二乘法來估計影響系數(shù)。這樣的操作,并不會對結(jié)果有所影響,已有研究表明,將幸福感變量視為有序分類變量而采用ordered logit回歸或ordered probit回歸,或是將其視為連續(xù)變量而采用 OLS回歸,其結(jié)果并無多大區(qū)別,兩種方法將獲得一致的參數(shù)估計方向和顯著性(Ferrer-i-Carbonell & Frijters,2004)。也有研究結(jié)果表明,在中介效應分析中,隨著有序分類因變量等級數(shù)的增加,logit回歸和OLS線性回歸的差別越來越小,當因變量的類別數(shù)達到 5,即可考慮使用線性回歸的分析方法(劉紅云,駱方,張玉,張丹慧,2013)。因此,本研究將視幸福感為連續(xù)變量進行線性回歸,采用 Bootstrap法進行中介效應的檢驗。

3 實證結(jié)果

3.1 中國城鎮(zhèn)低齡退休老年人工作與幸福感的關系

表1報告了全樣本中有工作與未工作的城鎮(zhèn)低齡退休老年人各變量的均值、標準差,以及各變量與因變量幸福感的相關系數(shù)。與預期不同,工作與幸福感呈負相關。

對全樣本進行獨立樣本t檢驗表明,工作的低齡退休老年人幸福感(M工作=3.74,SD工作=1.06)與未工作者(M未工作=3.99,SD未工作=0.99)差異顯著,t(1058.88)=?5.50,p< 0.001,cohend=?0.24。子樣本中,工作的老年人幸福感(M工作=3.73,SD工作=1.08)也顯著高于未工作者(M未工作=4.01,SD未工作=0.98),t(707.66)=?5.33,p< 0.001,cohend=?0.27。

對幸福感進行回歸分析的結(jié)果顯示,無論全樣本(β=?0.21,t=?4.89,p< 0.001)還是子樣本(β=?0.23,t=?4.57,p< 0.001),工作均顯著地負向預測城鎮(zhèn)低齡退休老年人幸福感(見表2)。上述結(jié)果均與假設1相悖。

進一步分析發(fā)現(xiàn),社會地位顯著地調(diào)節(jié)了老年人工作與幸福感的關系。以工作和社會地位為自變量,幸福感為因變量進行方差分析,工作主效應顯著,F(1,3360)=13.85,p< 0.001; 社會地位主效應顯著,F(4,3360)=54.42,p< 0.001; 工作與社會地位的交互效應顯著,F(4,3360)=5.14,p< 0.001。交互效應圖和簡單效應分析表明,對較低社會地位(社會地位自評值為1、2、3)的老年人來說,工作者的幸福感顯著低于未工作者(F1(1,3360)=26.62,p1<0.001;F2(1,3360)=20.20,p2< 0.001;F3(1,3360)=10.07,p3=0.002),均值差值分別為 0.59、0.44、0.18,逐漸減小; 對較高社會地位(社會地位自評值為4、5)的老年人來說,工作者和未工作者幸福感差異不顯著(F4(1,3360)=0.11,p4=0.74;F5(1,3360)=0.37,p5=0.54) (見圖2)。子樣本與全樣本結(jié)果一致,此不贅述。

表1 全樣本描述性統(tǒng)計：有工作和未工作老年人比較及各變量與幸福感相關系數(shù)

表2 城鎮(zhèn)低齡退休老年人幸福感的回歸結(jié)果

圖2 社會地位對工作與幸福感關系的調(diào)節(jié)作用

3.2 經(jīng)濟收入、人際交往、積極心態(tài)和閑暇在工作與幸福感關系中的中介效應

表1描述性統(tǒng)計中獨立樣本t檢驗顯示,工作的城鎮(zhèn)低齡退休老年人的年收入較未工作的老年人高3103元,t(3404)=4.87,p< 0.001,cohend=0.21。為此付出的代價是,工作的老年人每天擁有的閑暇時間比未工作的老人少2.05小時,t(1577.01)=?21.22,p< 0.001,cohend=?0.73; 他們所參與的閑暇活動的種類平均比未工作的老年人少 0.45種,t(1289.03)=?8.55,p< 0.001,cohend=?0.33。而有工作和未工作的低齡退休老年人在人際交往(t(3393)=?0.87,p=0.39)和積極心態(tài)(t(3355)=0.06,p=0.95)上并無顯著差異。中介變量與因變量的相關分析表明：人際交往、積極心態(tài)、閑暇時間、閑暇活動種類均與幸福感呈正相關,經(jīng)濟收入與幸福感關系不顯著。據(jù)此,初步判斷閑暇在工作與幸福感之間具有顯著的中介效應,其他中介變量的效應尚不明確。

圖3 城鎮(zhèn)低齡退休老年人工作與幸福感關系的中介效應分析

表3 中介效應分析的Bootstrap法檢驗結(jié)果

進一步通過多重中介效應模型探討工作與幸福感關系的發(fā)生機制。使用Preacher和Hayes提供的SPSS插件5插件下載網(wǎng)址：http://www.afhayes.com/spss-sas-and-mplus-macros-andcode.html#indirect,樣本量選擇1000,在95%的置信區(qū)間下,將性別、年齡、受教育程度、相對經(jīng)濟社會地位、是否有配偶、子女數(shù)、是否有子女同住、自評健康狀況、所屬省份作為控制變量,整個模型的R2為 0.33,各路徑的回歸結(jié)果見圖3。加入經(jīng)濟收入、人際交往、積極心態(tài)、閑暇時間和閑暇活動后,工作與幸福感的相關系數(shù)由?0.21 (p< 0.001)降低為?0.18 (p< 0.001),但總體中介效應并不顯著。個別中介效應的 Bootstrap檢驗結(jié)果顯示,僅閑暇活動的中介效應顯著(β=?0.007,SE=0.003),在 95%的置信區(qū)間上不包含 0; 經(jīng)濟收入、人際交往、積極心態(tài)、閑暇時間在 95%的置信區(qū)間上均包含 0,即中介效應不顯著(見表3)。也就是說,基于活動理論和關于退休的研究構(gòu)建的工作與老年人幸福感關系的研究框架在中國情境下的實證研究中僅假設5被部分證實,假設2、假設3和假設4均未得到證明。

子樣本工作對老年人幸福感的多重中介模型分析結(jié)果與以上結(jié)果基本一致,限于篇幅不再詳述。

4 討論

4.1 我國城鎮(zhèn)低齡退休老年人工作與幸福感呈負相關

本研究發(fā)現(xiàn),中國有工作的城鎮(zhèn)低齡退休老人幸福感低于沒有工作的老年人。這一結(jié)論與我國之前實證研究結(jié)果不一致。造成這種差異的原因可能是樣本代表性的問題,已有研究都集中在個別城市,而且主要是經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū),如天津、杭州、無錫、寧波等。而本研究選用CFPS數(shù)據(jù),覆蓋了中國25個省、市、自治區(qū),代表了中國95%的人口。

活動理論認為老年人參與社會活動有利于提升其幸福感,本文的研究結(jié)論顯然與此相悖,選擇了工作這種社會參與方式的老年人并沒有比賦閑在家的老年人更幸福,反而呈現(xiàn)出工作與老年人幸福感的負相關關系。無獨有偶,西方已有大量文獻關注老年人提供照料的活動,并指出這種活動惡化了老年人的主觀福利(Poto?nik & Sonnentag,2013)。因此,并不是所有活動都可以增進老年人幸福感,關鍵要看這種活動是否符合活動理論的機制——即活動如何提升老年人幸福感的過程,這也正是本研究要關注的第二個問題。

4.2 工作對城鎮(zhèn)低齡退休老年人幸福感的正效應不顯著、負效應顯著

中介效應分析發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟收入、人際交往和積極心態(tài)中介效應不顯著,而閑暇在工作與老年人幸福之間起到了顯著的中介作用。因此,由前三者組成的工作對幸福感的正效應之和無法抵消后者造成的負效應,這也就是假設1檢驗失敗的原因。

具體來看,工作對經(jīng)濟收入具有顯著的正向預測作用,但經(jīng)濟收入并不是幸福感的顯著預測變量。盡管在現(xiàn)階段的中國,收入與城市居民幸福感之間表現(xiàn)為正相關(邢占軍,2011),但收入與幸福感的關系在不同年齡段人群中存在差異,收入與幸福感在年輕人和中年人中呈顯著正相關,在老年人中關系卻不顯著(Hsieh,2011)。由于老年人消費結(jié)構(gòu)的縮減、人生閱歷的積累、生活目標的調(diào)整等,收入的增長并不一定帶來幸福感的提升。因此,盡管工作能夠提高經(jīng)濟收入,但經(jīng)濟收入無法在工作與幸福感之間發(fā)揮中介作用。

活動理論主要從兩個方面解釋老年人參與活動以增進其幸福感的機制：在社交層面上,老年人可以通過參與各種活動結(jié)識朋友,持續(xù)其人際交往,緩解孤獨、抑郁等不利情緒; 在心理層面上,參與活動可以幫助老年人維持其自我掌控感、自我價值感和成就感、以及正面的自我概念(Menec,2003;Poto?nik & Sonnentag,2013),使老年人生活充滿意義。在本研究中,工作盡管是老年人社會參與的一種重要形式,但與人際交往、積極心態(tài)都無顯著相關。因此,盡管人際交往、積極心態(tài)與幸福感都顯著正相關,也無法作為工作與幸福感之間的顯著中介變量。也就是說,工作在活動理論解釋老年人參與活動與幸福感關系的兩條路徑上均不成立,因此與活動理論結(jié)論相悖也就順理成章。

借助護航理論(convoy model)和社會情緒選擇理論(socioemotional selectivity theory ),可以解釋工作與人際交往關系不顯著的原因。護航理論以三個同心圓表示圍繞個體的社會網(wǎng)絡,最里層是最親密的親屬和朋友,中間層是與個體關系比較密切的人群,最外層是與個體存在工作角色關系的人(Kahn& Antonucci,1980)。老年人退休后很少與最外層人群發(fā)生聯(lián)系,逐步聚焦到最里層,但對老年人幸福感和生活滿意度產(chǎn)生重要影響的正是最親密的親屬和朋友(Li,Chen,& Wu,2008)。社會情緒選擇理論指出,由于對未來時間的有限感知和社會交往目標轉(zhuǎn)向情緒調(diào)節(jié),老年人會自主地縮減社會網(wǎng)絡,更加看重和更多投入到親密關系中,從中獲得更高的滿意度和幸福感(Carstensen,Isaacowitz,& Charles,1999)。因此,繼續(xù)工作的退休老人雖然維持了因工作角色形成的人際關系,但這種最外層的人際關系對老年人整體人際關系質(zhì)量并沒有顯著的改善作用,于是當老年人對人際關系質(zhì)量作出評價時,有工作者并未表現(xiàn)出明顯優(yōu)勢。

工作與積極心態(tài)不顯著相關可能與我國老年人工作動機有關。王樹新(1990)將老年人口的就業(yè)動機分為四類,即經(jīng)濟需要、工作需要、發(fā)揮特長、精神寄托,他們的調(diào)查顯示,這四類動機在就業(yè)老年人口中的分布為71.23%、13.25%、9.33%、6.19%?？梢?我國老年人再就業(yè)的最主要原因是緩解經(jīng)濟壓力、改善經(jīng)濟狀況,而并非尋求精神上更高層次的滿足,這也與我國大量關于老年人就業(yè)影響因素的研究結(jié)果一致(錢鑫,姜向群,2006; 張文娟,2010)。這種外驅(qū)型工作動機相比于內(nèi)驅(qū)型工作動機較難提高工作滿意度進而增進幸福感(Eichar,Norland,Brady,& Fortinsky,1991)。在CFPS問卷中有問到“退休后您繼續(xù)從事工作的原因”,在本研究所選樣本中僅 98人提供了有效答案。為進一步說明工作目的與幸福感的關系,本研究將回答“補貼家用”、“多賺點錢”的受訪者歸為經(jīng)濟需要組,將回答“喜歡工作”、“打發(fā)時間”、“精力體力充沛”的受訪者歸為非經(jīng)濟需要組。通過獨立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟需要組的幸福感(M經(jīng)濟需要組=3.74,SD經(jīng)濟需要組=1.08)與非經(jīng)濟需要組(M非經(jīng)濟需要組=4.32,SD非經(jīng)濟需要組=0.75)差異顯著(t(96)=?2.49,p< 0.015,cohend=?0.62)。本研究所發(fā)現(xiàn)的社會地位對工作與幸福感的調(diào)節(jié)作用也從一個側(cè)面印證了上述分析。

工作顯著地負向預測閑暇時間和閑暇活動,閑暇時間卻不能顯著預測幸福感,僅閑暇活動是幸福感的顯著預測變量,這與大量活動理論的實證研究結(jié)果一致(Lemon et al.,1972; Menec,2003),也說明老年人需要豐富閑暇活動,才能充分利用閑暇時光,“給老年人歲月以生命” (穆光宗,2002)。工作擠占了老年人的閑暇時間和參與閑暇活動的機會,對其辛福感產(chǎn)生負面影響; 加之經(jīng)濟收入、人際交往、積極心態(tài)的正面中介效應不顯著,工作與幸福感最終在我國城鎮(zhèn)低齡退休老年人群體上呈現(xiàn)出負相關關系。

4.3 研究局限與展望

本研究基于活動理論和關于退休的研究,構(gòu)建了一個研究老年人工作與幸福感關系的理論框架,并通過多重中介效應模型,利用全國層面的微觀數(shù)據(jù)對理論假設進行了實證檢驗。本研究有以下幾方面的不足：第一,本文在變量的測量方面存在局限。比如,幸福感由“您覺得自己有多幸?！边@個單一問題來測度,如果可以使用被廣泛認可的幸福感量表(SHS)、生活滿意度量表(SWLS)與情感平衡量表(PANAS)會保證更好的信度和效度; 再如,本文采用受訪者對自己人緣狀況的評價來測量其社會交往,比較主觀,如果添加朋友數(shù)量、往來頻次等變量會更加客觀、準確。第二,由于CFPS 2012年進行跟蹤調(diào)查時對問卷做了修改,因此,本研究中的部分關鍵變量無法獲得跟蹤數(shù)據(jù),只能進行橫截面數(shù)據(jù)分析,這就使得工作與幸福感的因果關系無法判明,僅能得出老年人工作與幸福感關系、或者說是有工作老年人和未工作老年人幸福感差異的相關結(jié)論。

未來可在以下方面加強工作與老年人幸福感方面的研究：第一,工作與幸福感的關系在不同老年人群體中存在著差異,本文僅討論了社會地位對此關系的調(diào)節(jié)作用,可進一步圍繞老年人自身特征的不同和老年人退休前從事工作的不同來進一步探討了這種異質(zhì)性,這對我國退休政策具有十分重要的實踐意義。第二,可對我國老年人工作幸福感開展研究(Eichar,et al.,1991; Pagán,2013),如以工作的老年人為被試,探討老年人工作幸福感的影響因素,這對改善就業(yè)老年人晚年幸福具有更直接的意義。

5 結(jié)論

本研究發(fā)現(xiàn)：由于經(jīng)濟收入、人際交往、積極心態(tài)構(gòu)成的工作對幸福感的正效應無法抵消因為閑暇損失所造成的負效應,我國城鎮(zhèn)低齡退休老年人工作與幸福感呈負相關。研究還發(fā)現(xiàn),這種關系隨著社會地位的提升而弱化。為了在老齡化浪潮中提升老年就業(yè)者的幸福指數(shù),需要不斷完善老年人的就業(yè)環(huán)境,更好地滿足其精神、社交等方面的需要。

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