精神健康能否提升老年人主觀幸福感？
——兼論社會(huì)互動(dòng)的中介效應(yīng)

劉立光

一、引言

2020年伊始，新冠肺炎疫情給全球人民帶來了深重的災(zāi)難，居家隔離對(duì)各地人們的生活和交往起到了非常大的阻礙作用。在世界范圍內(nèi)，人們不得不保持有效的社交距離。2020年8月27日，在COVID-19疫情媒體通報(bào)會(huì)上，世衛(wèi)組織總干事譚德塞提到：“這場(chǎng)大流行疫情造成了缺乏社會(huì)互動(dòng)問題，對(duì)許多人的精神健康產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。COVID-19已經(jīng)影響了數(shù)百萬人的精神健康，造成了焦慮和恐懼，擾亂了精神衛(wèi)生服務(wù)。精神衛(wèi)生在全球已經(jīng)是一個(gè)被忽視的健康問題?！盵1]因?yàn)槿狈γ鎸?duì)面的社會(huì)互動(dòng)，導(dǎo)致人們的精神健康出現(xiàn)問題，最終可能會(huì)影響到人們的生活幸福感和滿意度。

社會(huì)、心理和生物學(xué)方面的因素決定著人們?cè)谌魏螘r(shí)間節(jié)點(diǎn)的精神健康狀況，老年人更有可能遇到諸如喪親之痛、因退休或出現(xiàn)殘疾而使社會(huì)地位下降等事件，所有這些因素都可能使老年人出現(xiàn)孤立、失去獨(dú)立性、孤獨(dú)和心理困擾等問題。2000年以來人口老齡化已成為中國(guó)社會(huì)的常態(tài)，根據(jù)《世界人口展望2019》數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)人口老齡化比重將在2035年達(dá)到20.7%，65歲及以上的老年人口達(dá)到3億；到2050年，中國(guó)人口老齡化的比重達(dá)到26.1%，65歲及以上的老年人口達(dá)到3.66億[2]。在如此龐大的老年群體中，他們的精神健康狀況如何，社會(huì)互動(dòng)的變動(dòng)是否對(duì)此能有效干預(yù)？本文主要關(guān)注精神健康與老年人主觀幸福感之間的關(guān)系及其作用機(jī)制，尤其是社會(huì)互動(dòng)在老年人精神健康和主觀幸福感之間起到怎樣的作用。提升老年人的主觀幸福感，可以減輕家庭照料者的照料壓力、緩解醫(yī)療資源的緊張局面，提高整體國(guó)民的健康水平。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）主觀幸福感

對(duì)幸福的測(cè)量古已有之。柏拉圖認(rèn)為，有王者氣質(zhì)的人最幸福[3]162-173。18世紀(jì)末，英國(guó)功利主義倫理學(xué)家邊沁提出了一套完整的計(jì)算人們苦樂狀態(tài)和社會(huì)苦樂趨勢(shì)的方法[4]226-230。福利經(jīng)濟(jì)學(xué)創(chuàng)立者庇古從福利分為社會(huì)福利和經(jīng)濟(jì)福利出發(fā)，提出了邊際效用基數(shù)論，認(rèn)為社會(huì)福利中能夠用貨幣衡量的那部分是經(jīng)濟(jì)福利，可以用效用的大小和變動(dòng)來表示個(gè)人福利的增減[5]29-38。主觀幸福感（Subjective Well-being）這一概念，大致于20世紀(jì)50年代在美國(guó)興起。以美國(guó)為代表的西方發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛，生活水平顯著提高，一些社會(huì)學(xué)和心理學(xué)研究者為了衡量人們的生活質(zhì)量而嘗試構(gòu)建主觀幸福感指標(biāo)體系[6]，主要測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)從單維度指標(biāo)的加總到多項(xiàng)目總體滿意度量表，主要包括“總體滿意度”和“具體領(lǐng)域滿意度”[7-9]。從心理學(xué)角度研究主觀幸福感，起始于Grant等人發(fā)起的健康心理研究對(duì)積極心理學(xué)的發(fā)展，主要包括對(duì)精神疾病患者的主觀幸福感的測(cè)量，比較常用的有20世紀(jì)70年代Derogatis等人編訂的癥狀自評(píng)量表SCL-90[10]。

我國(guó)學(xué)者從20世紀(jì)80年代中期以后開始對(duì)主觀幸福感進(jìn)行研究。最初主要是心理學(xué)和醫(yī)學(xué)領(lǐng)域的專家，研究對(duì)象大多是老年人和青少年等容易出現(xiàn)精神或健康問題的人群[11-14]，同時(shí)，一些系統(tǒng)介紹主觀幸福理論來源和測(cè)量指標(biāo)的研究也逐漸豐富起來[15-19]。社會(huì)學(xué)研究者對(duì)主觀幸福感的研究也是從老年人和青少年等群體展開的，但是研究視角與心理學(xué)和醫(yī)學(xué)不同，研究的進(jìn)展從主觀幸福感影響因素逐漸聚焦到某一變量或因素對(duì)特定群體主觀幸福感的研究[20-25]。雖然國(guó)內(nèi)對(duì)主觀幸福感的研究已經(jīng)有了豐富的研究基礎(chǔ)[26]，但是對(duì)“精神健康—主觀幸福感”的互動(dòng)研究還較為單薄。

（二）精神健康對(duì)主觀幸福感的影響

精神健康，亦可稱之為心理健康，主要是指一種持續(xù)的心理狀態(tài)[27]。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)心理健康的定義與標(biāo)準(zhǔn)有著不同的界定，馬斯洛從需求層次理論出發(fā)認(rèn)為心理健康的人具有自我實(shí)現(xiàn)的人格特征；美國(guó)M.Jahoda認(rèn)為應(yīng)該從六個(gè)方面建立心理健康的標(biāo)準(zhǔn)；劉華山認(rèn)為應(yīng)該從對(duì)內(nèi)和對(duì)外兩個(gè)方面來評(píng)價(jià)心理健康狀況。本文借鑒世界衛(wèi)生組織對(duì)精神健康的定義①“健康不僅為疾病或羸弱之消除，而系體格、精神與社會(huì)之完全健康狀態(tài)”。：精神健康指直接或間接與世界衛(wèi)生組織的健康定義中所包含的精神健康內(nèi)容有關(guān)的一系列廣泛活動(dòng)。它涉及促進(jìn)福祉、預(yù)防精神疾患以及精神病患者的治療和康復(fù)[28]。國(guó)內(nèi)外從心理健康對(duì)主觀幸福感的研究得出的結(jié)論都比較一致，認(rèn)為心理健康對(duì)主觀幸福感的提高具有促進(jìn)作用[29-36]。

在此基礎(chǔ)上，我們認(rèn)為即使隨著時(shí)代的發(fā)展，人們的心理健康和主觀幸福感的水平得到了提升，但兩者之間的內(nèi)在關(guān)系不會(huì)發(fā)生質(zhì)的變化。因此，提出本文研究假設(shè)1：

假設(shè)1：精神健康對(duì)老年人主觀幸福感起到顯著的正向作用。

（三）社會(huì)互動(dòng)在精神健康促進(jìn)老年人主觀幸福感的中介效應(yīng)

符號(hào)互動(dòng)論的鼻祖是美國(guó)社會(huì)學(xué)家米德，他強(qiáng)調(diào)符號(hào)和意義在互動(dòng)中之重要性。但是社會(huì)互動(dòng)論的集大成者是米德的學(xué)生布魯默，1937年布魯默正式提出符號(hào)互動(dòng)論，他總結(jié)了互動(dòng)論的三個(gè)原則：1）意義產(chǎn)生于個(gè)人間的社會(huì)互動(dòng)；2）人們運(yùn)用從互動(dòng)中獲得的意義來指導(dǎo)自己的行為；3）人們應(yīng)用這些互動(dòng)來解釋過程[37]29。孤獨(dú)感，尤其是對(duì)喪偶的老年人來說，對(duì)他們的主觀幸福感、生活滿意度、生命質(zhì)量、精神和軀體健康甚至死亡產(chǎn)生了深刻的影響[38]。從社會(huì)互動(dòng)角度出發(fā)，研究老年人精神健康對(duì)主觀幸福感影響的研究還較為匱乏。趙娜等認(rèn)為老年人的心理健康狀況對(duì)幸福感具有顯著的影響，減少個(gè)體的孤獨(dú)感可以增進(jìn)二者的正向關(guān)系[39]。游雪勤等通過對(duì)公寓老年人問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，心理健康在公寓老年人的情緒調(diào)節(jié)對(duì)主觀幸福感起中介作用[40]。趙娜等研究認(rèn)為老年人的孤獨(dú)感在心理健康與主觀幸福感之間起調(diào)節(jié)作用[39]；杜鵬等發(fā)現(xiàn)社會(huì)互動(dòng)可以增強(qiáng)老年人的在場(chǎng)空間活動(dòng)，進(jìn)而提升生活滿意度[41]。

老年人參與社會(huì)互動(dòng)是在自己熟悉的網(wǎng)絡(luò)和日常場(chǎng)域中同感興趣的人交往。在面對(duì)面的互動(dòng)中，尤其是在與“老朋友”“老姐們”進(jìn)行攀談的過程中，老年人心中的壓力和煩悶更容易釋放出去，可以減輕自身的心理負(fù)擔(dān)，改善精神面貌。因此，提出本文研究假設(shè)2：

假設(shè)2：社會(huì)參與可能在精神健康與老年人主觀幸福感之間發(fā)揮重要的中介作用，并且有可能是正向調(diào)節(jié)作用。

學(xué)界關(guān)于精神健康與主觀幸福感的研究為本文提供了重要的借鑒，但還應(yīng)看到早期研究存在數(shù)據(jù)代表性不足和主要關(guān)注精神健康與主觀幸福感間的關(guān)系等問題，少有學(xué)者從社會(huì)互動(dòng)角度入手探究其中介作用。鑒于此，本文利用2016年中國(guó)老年社會(huì)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，關(guān)注老年人精神健康與主觀幸福感之間的關(guān)系，并探析社會(huì)互動(dòng)在其中的作用機(jī)制。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)來源

中國(guó)老年社會(huì)追蹤調(diào)查（China Longitudinal Aging Social Survey，CLASS），是一個(gè)全國(guó)性、連續(xù)性的大型社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目。該數(shù)據(jù)由中國(guó)人民大學(xué)CLASS項(xiàng)目辦公室統(tǒng)籌規(guī)劃、協(xié)調(diào)、監(jiān)督和質(zhì)量控制。調(diào)查對(duì)象為隨機(jī)抽取家庭中60歲及以上的老人及其配偶，所有樣本均采用PPS方法通過縣級(jí)抽樣、村居抽樣、家戶抽樣和個(gè)人抽樣等四個(gè)階段被抽取出來。該項(xiàng)目已進(jìn)行三期全國(guó)性調(diào)查，分別是2014年開展的全國(guó)范圍基線調(diào)查，以及2016年、2018年兩期追蹤調(diào)查。由于2018年的數(shù)據(jù)暫未公布，2016年調(diào)查數(shù)據(jù)是能夠申請(qǐng)使用的最新數(shù)據(jù)。

（二）變量選擇

1.因變量：主觀幸福感

本文使用“總的來說，您對(duì)目前的生活感到滿意嗎？”為因變量題項(xiàng)，以生活滿意度反映人們的主觀幸福感。在選項(xiàng)中從“很滿意→很不滿意”共5個(gè)等級(jí)。問卷中老年人對(duì)總體生活滿意度的評(píng)價(jià)是逆向賦值，即如果老年人對(duì)生活越滿意則賦值越低。為便于理解，我們把生活滿意度調(diào)整為正向賦值，即“很不滿意→很滿意”分別賦值為“1-5”。

2.自變量：精神健康

結(jié)合世界衛(wèi)生組織的定義，本文認(rèn)為精神健康是抑郁水平的反映，現(xiàn)在常用Silverstein等人修訂的九項(xiàng)目《流行病學(xué)調(diào)查抑郁量表（CES-D）》測(cè)量老年人的抑郁水平。本問卷中通過對(duì)思維和精神比較健康的被訪者詢問九個(gè)問題，反映最近一周的心情或感受來代替精神健康水平。這九個(gè)問題如表1所示：

表1 被訪者最近一周心情狀況測(cè)量題項(xiàng)

其中，（2）（3）（5）（6）（7）（8）三個(gè)問題是反向問題，所以我們先把它們倒序重置賦值。這個(gè)量表的Cronbach’s alpha信度系數(shù)值為0.72，信度較高，可以用于構(gòu)建一個(gè)精神健康綜合指數(shù)。為了計(jì)算這個(gè)綜合指數(shù)，首先用這九個(gè)測(cè)量指標(biāo)擬合一個(gè)等級(jí)項(xiàng)目反映模型（Graded response model），然后，根據(jù)此模型計(jì)算一個(gè)精神健康指數(shù)變量①根據(jù)模型計(jì)算的社會(huì)認(rèn)同感指數(shù)變量是一個(gè)所謂的潛變量，服從均值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為1的正態(tài)分布。關(guān)于此模型的具體介紹，可參見Ayala,R.J.D.，The Theory and Practice of Item Response Theory,New York:The Guilford Press,2008。。該值越高，說明精神健康度越好。

3.中介變量：社會(huì)參與

社區(qū)是中國(guó)老年人主要的社會(huì)參與場(chǎng)所[42]。本文所選擇的社會(huì)參與指標(biāo)主要是基于老年人參加社區(qū)集體活動(dòng)的次數(shù)和類別，并沒有加入老年人在互聯(lián)網(wǎng)上與他人互動(dòng)的情況，因?yàn)樘摂M社交可能會(huì)使老年人更加脫離實(shí)際社會(huì)。因此，我們從問卷上選擇“在過去三個(gè)月內(nèi)，您是否參加過以下這些活動(dòng)？”包括社區(qū)治安巡邏、照料其他老人（如幫助購(gòu)物、起居照料）、環(huán)境衛(wèi)生保護(hù)、調(diào)解糾紛、陪同聊天、需要專業(yè)技術(shù)的志愿服務(wù)（如義診）、幫助照看其他人家的小孩等進(jìn)行測(cè)量，經(jīng)過數(shù)據(jù)處理與合并，我們發(fā)現(xiàn)在過去三個(gè)月內(nèi)，沒有參加過社區(qū)活動(dòng)的老年人比例高達(dá)88%，因此我們把該變量處理為：0=沒有參加社區(qū)活動(dòng)，1=參加過社區(qū)活動(dòng)。

4.控制變量

本文的控制變量主要包括：（1）人口社會(huì)學(xué)基本特征：年齡、性別、婚姻狀態(tài)、受教育程度、戶籍性質(zhì)和去年每月平均收入（取對(duì)數(shù)）；（2）自評(píng)健康；（3）過去12個(gè)月家里是否有大事發(fā)生。因?yàn)榧依锸欠裼写笫掳l(fā)生對(duì)人們的生活評(píng)價(jià)明顯會(huì)產(chǎn)生影響，故選取問卷中“過去12個(gè)月，您是否遇到過下列事件”，題項(xiàng)包括了子女結(jié)婚、子女生育、生病、家人去世、自然災(zāi)害等在內(nèi)的13件大事。具體變量賦值及描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 模型變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果（N=7 742）

（三）研究方法

1.Oprobit模型

本文的因變量是一個(gè)類別變量，所以本文首先在全樣本中使用Oprobit模型分析精神健康和社會(huì)參與對(duì)老年人主觀幸福感的影響。實(shí)證模型設(shè)定如下：

其中，Subjectwell-beingi表示老年人i的主觀幸福感；mental healthi為精神健康狀況；X i為一系列控制變量，包括老年人人口社會(huì)學(xué)特征、自評(píng)健康狀況和去年家里有無大事發(fā)生等；μi為隨機(jī)干擾項(xiàng)。假設(shè)μ～N（0,1）分布，則Oprobit模型可表示為：

式（2）中，r0

2.中介效應(yīng)模型

為進(jìn)一步檢驗(yàn)社會(huì)互動(dòng)是否在精神健康與老年人主觀幸福感之間發(fā)揮顯著中介作用，參考溫忠麟等[43]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，將中介效應(yīng)模型設(shè)定如下：

其中，式（3）中α1反映了精神健康對(duì)第i個(gè)老年人主觀幸福感的總效應(yīng)，式（4）中β1表示精神健康對(duì)中介變量社會(huì)互動(dòng)的影響，式（5）中γ1、γ2分別表示精神健康、社會(huì)互動(dòng)對(duì)第i個(gè)老年人主觀幸福感的直接效應(yīng)。將式（4）代入式（5）可以得出精神健康的中介效應(yīng)β1γ2，即精神健康通過中介變量社會(huì)互動(dòng)對(duì)老年人主觀幸福感所產(chǎn)生的間接影響。同時(shí)，用中介效應(yīng)與總效應(yīng)之比來反映中介效應(yīng)的相對(duì)大小，即β1γ2/α1。

四、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表3為老年人主觀幸福感分城鄉(xiāng)、分性別樣本的基本情況，以及相關(guān)變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，城鎮(zhèn)老年人的主觀幸福感要高于鄉(xiāng)村老年人（3.96>3.74），男性老年人的主觀幸福感高于女性老年人（3.87>3.85）。其中，城鄉(xiāng)老年人主觀幸福感之間的差距大于男性老年人和女性老年人的差距；從精神健康得分來看，與整體樣本保持一致；但是從社會(huì)參與程度來看，城鎮(zhèn)老年人的社會(huì)參與程度高于鄉(xiāng)村老年人，老年男性與老年女性之間的差距不明顯。

表3 老年人主觀幸福感分城鄉(xiāng)、分性別描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）精神健康對(duì)老年人主觀幸福感的回歸分析結(jié)果

表4是精神健康對(duì)老年人主觀幸福感的回歸結(jié)果。模型1是只加入控制變量的模型，模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了自變量精神健康變量，模型3在模型1的基礎(chǔ)上加入了中介變量社會(huì)參與變量，模型4是加入了自變量和控制變量的全模型。從表4的回歸結(jié)果中，模型2中精神健康對(duì)老年人的主觀幸福感在1%的水平下具有顯著促進(jìn)作用，說明老年人的精神健康每提高或改善1個(gè)單位，他們的主觀幸福感會(huì)提升4.91%。假設(shè)1得到了驗(yàn)證，老年人的主觀幸福感與精神健康關(guān)系非常緊密，這也與我們?cè)趯?shí)際調(diào)研中的結(jié)果相吻合?？赡苁且?yàn)榫窠】档睦夏耆嗽谏鐣?huì)中的參與感更強(qiáng)，也更容易得到心理上的滿足，所以他們的主觀幸福感更高。在模型3中，社會(huì)參與對(duì)老年人的主觀幸福感也在1%水平下具有顯著正向促進(jìn)作用；全模型4中，在加入社會(huì)參與變量后，精神健康的系數(shù)由模型2的4.914提升到了5.180，說明社會(huì)參與可能在精神健康與主觀幸福感起到中介作用，需要進(jìn)一步驗(yàn)證社會(huì)參與的作用機(jī)制。

表4 精神健康對(duì)老年人主觀幸福感的Oprobit回歸結(jié)果（N=7 742）

其他控制變量中，年齡越大老年人主觀幸福感越高，與男性相比，老年女性的主觀幸福感更高，在婚、受教育程度較高和戶籍為城鎮(zhèn)的老年人主觀幸福感更高；在自評(píng)健康中，自評(píng)越健康的老年人主觀幸福感越高，自評(píng)健康為“比較不健康”和“一般”的老年人和“很不健康”的相比，雖然系數(shù)為正，但沒有通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)；在過去一年中，家里有大事發(fā)生的老年人與沒有發(fā)生大事的相比，主觀幸福感更低。

（三）內(nèi)生性問題：工具變量法

本文在對(duì)老年人精神健康與主觀幸福感使用普通Oprobit進(jìn)行回歸，所得結(jié)論可能存在互為因果的內(nèi)生性問題。盡管我們?cè)诨貧w時(shí)盡可能多地控制了可能影響老年人主觀幸福感的其他因素，以減輕遺漏變量帶來的估計(jì)偏差，但是對(duì)老年人主觀幸福感的影響因素還可能存在不可觀測(cè)的因素，因此，我們使用工具變量解決內(nèi)生性問題?；诠ぞ咦兞繎?yīng)與內(nèi)生解釋變量高度相關(guān)、但與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)的選取條件，選擇“童年生病能否得到足夠醫(yī)療服務(wù)”作為模型的工具變量。早年身體健康對(duì)青少年的人格成長(zhǎng)和心理健康起到非常大的作用，即使后期經(jīng)過自身努力實(shí)現(xiàn)階層的上升，但對(duì)心理健康的影響仍不可消除。但顯而易見，童年生病能否得到足夠醫(yī)療服務(wù)和老年人現(xiàn)在的主觀幸福感沒有直接關(guān)聯(lián)。因此，該變量符合工具變量的相關(guān)性和外生性假定。

具體主要基于Heckman兩步法開展：（1）把內(nèi)生解釋變量“精神健康”對(duì)工具變量“童年生病能否得到足夠醫(yī)療服務(wù)”和外生解釋變量做回歸，得到潛變量“精神健康（mental IV）”的擬合值，并對(duì)回歸結(jié)果做弱工具變量檢驗(yàn)；（2）將主觀幸福感對(duì)潛變量擬合值、殘差、外生解釋變量做回歸。通過這兩步回歸則可以得出老年人對(duì)主觀幸福感的一致估計(jì)。此外，筆者還利用Hausman檢驗(yàn)判斷模型是否存在內(nèi)生性問題，以確定是否選擇工具變量的回歸結(jié)果[44]。

表5中，模型6運(yùn)用了IV-Oprobit模型對(duì)老年人精神健康影響主觀幸福感再檢驗(yàn)的結(jié)果，模型7是工具變量回歸的邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。模型通過了似然比檢驗(yàn)，Insig_2值為-3.687，模型的二階段估計(jì)顯著，且模型通過了atanhrho_l2檢驗(yàn)，表明在以上模型中使用cmp方法由于模型5的Oprobit估計(jì)，因此，工具變量在有序選擇模型中的使用是有效的。從結(jié)果來看，精神健康對(duì)老年人主觀幸福感的影響在IV-Oprobit模型的檢驗(yàn)下與普通Oprobit回歸結(jié)果相一致，但是從系數(shù)比較可以發(fā)現(xiàn)IV-Oprobit統(tǒng)計(jì)系數(shù)變大，一般來講這可能是由于存在弱工具變量所致，但是從統(tǒng)計(jì)上看，弱工具變量F值為47.63>10，所以結(jié)果具有一定的可靠性。而從模型7的邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果來看，在控制內(nèi)生性后，精神健康每提高1個(gè)單位，對(duì)老年人主觀幸福感“很滿意”的概率提高9.046%。未控制內(nèi)生性問題前，這一比例為1.257%，這進(jìn)一步印證了前文推論，也證明了假設(shè)1。其他控制變量與普通Oprobit回歸結(jié)果相一致，不再贅述。

表5 精神健康對(duì)老年人主觀幸福感的IV-Oprobit回歸結(jié)果（N=7 742）

（四）中介作用分析

表6報(bào)告了基于Sobel法探析社會(huì)參與在精神健康對(duì)老年人主觀幸福感之間的中介作用分析結(jié)果。模型8是精神健康與老年人主觀幸福感之間的回歸結(jié)果，系數(shù)顯著為正，表明精神健康對(duì)老年人主觀幸福感有積極作用；模型9是精神健康與社會(huì)參與之間的回歸結(jié)果，系數(shù)顯著為負(fù)，溫忠麟等[45]認(rèn)為這是遮掩效應(yīng)而非中介效應(yīng)，說明老年人精神健康對(duì)其社會(huì)參與有負(fù)向作用（可能對(duì)社區(qū)參與有積極的促進(jìn)作用）。這與我們?cè)谖墨I(xiàn)回顧時(shí)的發(fā)現(xiàn)并不一致，精神健康越好的人社會(huì)參與越不積極，可能與老年人自身有關(guān)，那些精神健康較差的老年人可能想通過社會(huì)參與，提升自身的健康水平；模型10是考慮社會(huì)參與后精神健康與老年人主觀幸福感的關(guān)系，系數(shù)均顯著為正，說明社會(huì)參與在精神健康和老年人主觀幸福感之間發(fā)揮部分遮掩效應(yīng)。通過計(jì)算遮掩效應(yīng)值發(fā)現(xiàn)，該遮掩效應(yīng)的大小約為0.168，在總效應(yīng)中占比約為0.05%。

表6 社會(huì)參與在精神健康對(duì)老年人主觀幸福感的中介作用（N=7 742）

這表明，在精神健康影響老年人主觀幸福感的影響機(jī)制中，社會(huì)參與扮演著部分遮掩作用。但是效用并不大，原因可能如前文所述，那些精神健康較好的老年人更傾向于進(jìn)行家務(wù)勞作或照顧孫輩等活動(dòng)，故社會(huì)參與感較差（圖1）。

圖1 社會(huì)參與在精神健康與老年人主觀幸福感間的遮掩作用

五、結(jié)論與不足

本文從精神健康對(duì)老年人主觀幸福感的影響機(jī)制出發(fā)，通過引入工具變量解決內(nèi)生性問題和中介效應(yīng)，探析社會(huì)參與在精神健康與老年人主觀幸福感之間的作用機(jī)制，得出以下結(jié)論：

第一，精神健康對(duì)老年人的主觀幸福感有非常明顯的促進(jìn)作用，在引入“童年生病能否得到足夠醫(yī)療服務(wù)”作為工具變量后，結(jié)果依然穩(wěn)健。改善老年人的精神健康或消除精神疾病對(duì)提升老年人的生活滿意度有重大促進(jìn)作用。這也是世界衛(wèi)生組織一直強(qiáng)調(diào)的，僅身體的健康并不是真正的健康，健康包括生理、心理和社會(huì)適應(yīng)能力等諸多方面。中國(guó)在“十四五”期間就會(huì)邁入中度老齡化社會(huì)，解決好老年人的健康問題就是在給國(guó)家做貢獻(xiàn)，以往國(guó)民注重生理健康應(yīng)該逐步轉(zhuǎn)變到全方位健康上來，通過措施有效并舉改善老年人的精神健康狀況。

第二，社會(huì)參與在精神健康與老年人主觀幸福感之間存在部分遮掩效應(yīng)，雖然能通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，但是作用較弱。另外，我們發(fā)現(xiàn)那些精神健康較好的老年人社會(huì)參與的積極性低于精神健康較差的老年人，精神健康“較好”與“較差”之間的“度”在哪里，值得我們進(jìn)一步探究。當(dāng)然，鼓勵(lì)老年人積極參與社會(huì)活動(dòng)既能增加他們體育鍛煉的時(shí)間，達(dá)到強(qiáng)身健體的目的，又能在休閑聊天中釋放因年老可能帶來的心理情緒壓力，改善整體氣質(zhì)和面貌。

當(dāng)然，本研究存在許多不足之處：首先，使用的是截面數(shù)據(jù)，雖然通過工具變量法解決了部分內(nèi)生性問題，但是囿于數(shù)據(jù)限制，無法探析縱向影響機(jī)制，因果關(guān)系的探究還存在不足；第二，研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)參與在精神健康與老年人主觀幸福感之間的中介作用并不十分顯著，可能原因是在所有群體中老年人的社會(huì)參與程度是最低的，所以接下來研究的方向是檢驗(yàn)不同群體間社會(huì)參與在精神健康與主觀幸福感中的中介作用。