誰最能從社會(huì)參與中受益？*——社會(huì)參與對老年人精神健康的異質(zhì)性影響分析

王金水，許琪，方長春

(南京大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，江蘇 南京 210023)

1 引言

已有研究表明，社會(huì)參與有利于提升老年人心理健康水平、降低死亡率和提高生活質(zhì)量等(Hooyman;Maier and Klumb,2005)，并且社會(huì)參與被認(rèn)為是“積極老齡化”和“健康老齡化”中的重要內(nèi)容，是提升老年人福祉、應(yīng)對人口老齡化問題的重要手段之一(Levasseur et al.,2010;王莉莉,2011)。

但是，社會(huì)參與對于老年人而言并不是一個(gè)隨機(jī)的過程，有一些老年人認(rèn)為社會(huì)參與對其有積極的影響會(huì)選擇參與，而有一些老年人不會(huì)選擇參與，并且有一些老年人由于各種因素的限制可能無法進(jìn)行社會(huì)參與，社會(huì)參與本身具有高度的選擇性。盡管現(xiàn)有的文獻(xiàn)也注意到了社會(huì)參與的選擇性問題，但只是關(guān)注社會(huì)參與對于老年人的影響是否因?yàn)槠溥x擇性帶來因果推斷上的問題(Bourassa et al.,2015;胡宏偉等,2017;陸杰華等,2017)，并沒有關(guān)注到社會(huì)參與對于老年人的影響可能因?yàn)檫@一選擇性的存在而表現(xiàn)出一定的異質(zhì)性。

正是考慮到現(xiàn)有研究的不足，本文重點(diǎn)關(guān)注社會(huì)參與對老年人精神健康回報(bào)的異質(zhì)性影響，即社會(huì)參與對有著不同參與可能性的老年人的精神健康回報(bào)是否存在差異。文章將基于“中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CPFS)”，采用異質(zhì)性處理效應(yīng)分析的方法來對上述問題進(jìn)行回答。

2 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

社會(huì)參與對老年人精神健康、身體健康等影響的研究，是人口學(xué)、社會(huì)學(xué)、心理學(xué)等多學(xué)科研究的經(jīng)典議題。

社會(huì)參與對精神健康的積極作用在理論上得到了很好的解釋，并在經(jīng)驗(yàn)層面得到了充分驗(yàn)證?；顒?dòng)理論(Activity Theory)認(rèn)為，老年人在年老后仍需繼續(xù)保持“忙碌”，這有利于健康水平的提高(Hersen and Hasselt,1998)。在活動(dòng)理論基礎(chǔ)之上發(fā)展出來的連續(xù)理論(Continuity Theory)認(rèn)為，老人、尤其是那些從工作崗位上退休的老人應(yīng)當(dāng)繼續(xù)延續(xù)自身的社會(huì)角色，參與到社會(huì)中來這樣才能提升自身的福祉(Atchley,1989)。上述理論觀點(diǎn)得到國外多數(shù)經(jīng)驗(yàn)研究的證實(shí)，社會(huì)參與對于老年人的精神健康、主觀福祉、自評健康等多方面會(huì)產(chǎn)生有利的影響(Bourassa,Memel,Woolverton and Sbarra,2015;D,2007;Maier and Klumb,2005；Menec,2003)。

近年來，針對中國社會(huì)的經(jīng)驗(yàn)研究也支持了同樣的結(jié)論。雖然老年人的“家本位”傳統(tǒng)是中國社會(huì)的一個(gè)特征，但即便老年人對家庭和子女較為依賴，其社會(huì)參與情況依舊對其認(rèn)知能力有著顯著的影響(Glei et al.,2005)。此外，老年人的社會(huì)參與也被視為在積極老齡化框架內(nèi)應(yīng)對人口老齡化問題的重要舉措(劉頌，2006;王莉莉，2011)。在國內(nèi)學(xué)者開展的實(shí)證研究中，最早是針對某一特定區(qū)域的老年群體進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)社會(huì)參與和老年人精神健康之間存在正相關(guān)的關(guān)系(劉頌，2007；陳靜，2012；張鎮(zhèn)等，2012)。近些年，隨著全國大型社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)的不斷豐富，研究也開始增多，認(rèn)為社會(huì)參與有助于促進(jìn)老年人心理狀況的改善(張愷悌，2009)。具體來看，有學(xué)者利用運(yùn)用中國高齡老人健康長壽追蹤調(diào)查(CLHLS)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，社會(huì)參與程度高的老年人其死亡風(fēng)險(xiǎn)顯著較低(位秀平、吳瑞君，2015)。另有研究利用2014 年中國老年社會(huì)追蹤調(diào)查(CLASS)數(shù)據(jù)，采用志愿參與、勞動(dòng)參與和政治參與三個(gè)維度測量老年人的社會(huì)參與，發(fā)現(xiàn)三個(gè)維度對于老年人生活滿意度的提高均有正向影響(成紅磊，2016)。

隨著研究的不斷深入，有的學(xué)者發(fā)現(xiàn)，社會(huì)參與和老年人的健康存在雙向因果關(guān)系，即不僅社會(huì)參與會(huì)改變老年人的健康水平，而社會(huì)參與本身也受制于健康狀況(Ding et al.,2015;Maier and Klumb,2005)。并且，自評健康對于社會(huì)參與的影響要大于社會(huì)參與對于自評健康的影響，自評健康好的老年人社會(huì)參與的影響更加顯著(陸杰華等，2017)。此外，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，老年人的社會(huì)參與和精神健康上也存在者這種雙向因果關(guān)系(Ding,Berry and O’Brien,2015;張沖、張丹,2016)。

總結(jié)現(xiàn)有研究可以發(fā)現(xiàn)，盡管社會(huì)參與對老年人精神健康的積極影響這一結(jié)論得到了充分論證，但是現(xiàn)有的研究忽視了一個(gè)重要的問題，即老年人進(jìn)行社會(huì)參與的可能性問題?，F(xiàn)有的估計(jì)都是基于參與者的平均處理效應(yīng)(ATT)，而沒有進(jìn)行具體區(qū)分。目前，也沒有文獻(xiàn)來專門討論老年人的社會(huì)參與可能性，以及具有不同社會(huì)參與可能性的老年人會(huì)得到不同的精神健康回報(bào)。

正是考慮到老年人社會(huì)參與的可能性存在差異，本研究將重點(diǎn)分析社會(huì)參與的精神健康效用是否因老年人社會(huì)參與可能性的不同而表現(xiàn)出一定的差異。具體來說，我們試圖從經(jīng)驗(yàn)層面驗(yàn)證如下一組競爭性假設(shè)：

積極假設(shè)：最有可能進(jìn)行社會(huì)參與(社會(huì)參與可能性最大)的老年人，相比之下如果進(jìn)行了社會(huì)參與他們可以獲得較高的精神健康回報(bào)。

消極假設(shè)：最不可能進(jìn)行社會(huì)參與(社會(huì)參與可能性最小)的老年人，相比之下如果進(jìn)行了社會(huì)參與他們可以獲得較高的精神健康回報(bào)。

3 數(shù)據(jù)、變量與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的是“中國家庭追蹤調(diào)查”(China Family Panel Studies，以下簡稱CFPS)2010年、2012年、2014年和2016年共計(jì)四輪的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。CFPS是由北京大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心主持的一項(xiàng)大型追蹤性社會(huì)調(diào)查，該調(diào)查采用內(nèi)隱分層的、多階段、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方法，樣本覆蓋了除香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、臺(tái)灣省、新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)、青海省、寧夏回族自治區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)和和海南省之外的全國25個(gè)省、市、自治區(qū)的人口，覆蓋面約占中國內(nèi)地總?cè)丝诘?5%(1)關(guān)于數(shù)據(jù)的更多介紹詳見北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心官網(wǎng)：www.isss.pku.edu.cn。。

根據(jù)研究的需要，本文僅保留了2010年調(diào)查時(shí)年齡超過60歲的老年人樣本，除去在關(guān)鍵變量上含有缺失值的樣本，最后納入分析的各年度樣本情況為：2010年7028人、2012年5269人、2014年4542人、2016年4012人。

3.2 變量測量

3.2.1 因變量：精神健康

本文利用抑郁程度來測量老年人的精神健康狀況。CFPS數(shù)據(jù)中對于抑郁程度的測量在4個(gè)年度有所差異，其中2010年和2014年的調(diào)查，抑郁的測量由6個(gè)題目組成，調(diào)查了最近1個(gè)月出現(xiàn)如下精神狀態(tài)的頻率，分別為：①你感到情緒沮喪、郁悶、做什么事情都不能振奮的頻率？②你感到精神緊張的頻率？③你感到坐臥不安、難以保持平靜的頻率？④你感到未來沒有希望的頻率？⑤你做任何事情都感到困難的頻率？⑥最近1個(gè)月，你認(rèn)為生活沒有意義的頻率？設(shè)置的答案為：“幾乎每天；每周兩三次；每月兩三次；每月一次；從不”，依次賦值1～5分。經(jīng)一致性檢驗(yàn)，本文將上述題目加總，并轉(zhuǎn)置，分?jǐn)?shù)越大表示抑郁程度越高。

在2012年的調(diào)查中，抑郁程度的測量采用的是 Center for Epidemiologic Studies Depression Scale(CES-D)量表(完整版)，該量表共計(jì)20題，分?jǐn)?shù)越大代表抑郁程度越高。

在2016年的調(diào)查中，有20%的被調(diào)查者回答了完整的CES-D量表，其余80%回答了CES-D量表的精簡版，本研究使用的是精簡版量表。精簡版的題目主要詢問最近一周出現(xiàn)以下精神狀態(tài)的頻率，具體包括：①我感到情緒低落；②我覺得做任何事都很費(fèi)勁；③我的睡眠不好；④我感到愉快(反向問題已轉(zhuǎn)置)；⑤我感到孤獨(dú)；⑥我生活快樂(反向問題已轉(zhuǎn)置)；⑦我感到悲傷難過；⑧我覺得生活無法繼續(xù)。設(shè)置的答案為：“幾乎沒有(不到一天)；有些時(shí)候(1-2天)；經(jīng)常有(3-4天)；大多數(shù)時(shí)候有(5-7天)”依次賦值1～4分，加總后分?jǐn)?shù)越大代表抑郁程度越高。

四個(gè)年度的“抑郁程度”這一變量的描述性統(tǒng)計(jì)如下表1。

表1 各年度老年人抑郁程度描述性統(tǒng)計(jì)

表2 變量的基本描述(2010年)

3.2.2 自變量：社會(huì)參與

盡管從理論上來看，對社會(huì)參與的界定還存在一定的爭議(2)國外的一項(xiàng)研究表明關(guān)于老年人社會(huì)參與的定義有43種之多(Levasseur,Richard,Gauvin and Raymond,2010)。，但從實(shí)證研究的角度來看，最常用的方式是通過老年人是否參加經(jīng)濟(jì)、文化或社會(huì)活動(dòng)等來測量(陸杰華，2017)，在國外的一些研究中，看電視、打電話和讀書等個(gè)人活動(dòng)也作為測量社會(huì)參與的指標(biāo)(Maier and Klumb,2005)。此外，關(guān)于社會(huì)參與的測量方法往往也受制于數(shù)據(jù)的可得性(成紅磊，2016;劉文、楊馥萍，2019;陸杰華等，2017;張沖、張丹，2016)。因此結(jié)合本文使用的數(shù)據(jù)和同類研究常見的做法，我們利用CFPS2010中“最近3個(gè)月，在閑暇時(shí)間，您是否從事下列活動(dòng)？”這一問題進(jìn)行測量，將該問題答案中的“健身或參加體育鍛煉；旅游；打牌、打麻將、玩游戲；參加宗教活動(dòng)”視為老年人的社會(huì)參與，在分析過程中在上述4項(xiàng)活動(dòng)中有一項(xiàng)即視為有社會(huì)參與(3)對其進(jìn)行合并，不獨(dú)立研究一個(gè)活動(dòng)的原因是：一方面現(xiàn)有的關(guān)于社會(huì)參與的研究都是將多種社會(huì)參與活動(dòng)合并進(jìn)行分析；另外一方面我們沒有明確的理論來說明某一種社會(huì)參與活動(dòng)對老年人會(huì)產(chǎn)生影響，而某一種活動(dòng)沒有影響。。

3.2.3 控制變量

本文的控制變量主要有四組。第一組是老年人的人口學(xué)特征，包括：性別、年齡、婚姻狀況(是否有配偶)和居住地(是否在城市居住)。第二組是老年人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征，包括：受教育年限、年收入(千元)、是否是外來人口、是否有宗教信仰和政治面貌(是否是中共黨員)。第三組是老年人的健康狀況，包括：生活自理能力(ADL)、自評健康和是否患有慢性病。最后一組是老年人的子女和居住方式，包括：子女?dāng)?shù)量、是否與配偶同住和是否與子女同住。以往的研究表明，這些變量不僅會(huì)影響老年人的精神健康，而且會(huì)影響社會(huì)參與，所以在分析時(shí)必須加以控制(Olesen and Berry,2011;陸杰華等,2017;張文娟、趙德宇,2015)。

此外，考慮到社會(huì)參與和老年人的精神健康之間存在雙向因果關(guān)系，為了抑制二者間的相互影響，本文的自變量(社會(huì)參與)和控制變量均采用2010年的測量，而因變量分別采用4個(gè)年度的測量，這也符合因果關(guān)系中“因”在前“果”在后的基本邏輯(4)采用此種做法另外一個(gè)原因是進(jìn)行結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，如果社會(huì)參與對每一個(gè)年份的精神健康的影響都具有一致性，也說明本研究的結(jié)果是可靠的。。

自變量和控制變量基本描述如表2所示。

3.3 方法與模型

本文的核心是度量出老年人進(jìn)行社會(huì)參與的可能性，對于這一問題，國外的經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會(huì)學(xué)的文獻(xiàn)中通常采用“潛在影響效應(yīng)”(Potential Outcome)的方法進(jìn)行處理，并得到了統(tǒng)計(jì)學(xué)上的驗(yàn)證(Cook and Weisberg,1983;House et al.,1982)。其主要的原理是采用傾向值對干預(yù)變量(即本文的社會(huì)參與)的可能性進(jìn)行替代。而異質(zhì)性處理效應(yīng)(Heterogeneous Treatment Effects，簡稱HTE)的方法，在這一基礎(chǔ)上進(jìn)一步消除了異質(zhì)性偏差，能夠較好地回答本研究的相關(guān)問題。

關(guān)于這一方法在國內(nèi)的文獻(xiàn)中應(yīng)用還比較少，但是在國外的經(jīng)濟(jì)學(xué)以及社會(huì)學(xué)的研究中都有所應(yīng)用(Brand and Xie,2010)。謝宇等學(xué)者曾對這一方法進(jìn)行了系統(tǒng)的闡述和介紹(Xie et al.,2012)。主要包括多分層方法(Stratification-Multilevel Method，SM)、平滑匹配法(Matching-Smoothing Method，MS)和差分平滑法(Smoothing-Difference Method，SD)。本研究主要使用多分層方法，這是考慮到相對于其他兩種方法而言，多分層方法可以進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)并且結(jié)果也更為直觀。這一方法的主要原理和具體步驟如下：

(1)計(jì)算干預(yù)變量的傾向值。

p(xi)=P(Di=1)|x=xi

觀測值i的傾向值得分為給定xi的情況下，觀測值i進(jìn)入處理組的條件概率。通常采用二元Logit回歸的方法預(yù)測這一條件概率。具體到本研究中，即計(jì)算社會(huì)參與的傾向值分?jǐn)?shù)，來預(yù)測不同老年人社會(huì)參與的概率，傾向值得分高的老年人即為最有可能進(jìn)行社會(huì)參與(社會(huì)參與可能性最大)的老年人，傾向值得分低的老年人即為最不可能進(jìn)行社會(huì)參與(社會(huì)參與可能性最小)的老年人；

(2)根據(jù)計(jì)算出來的傾向值，對樣本進(jìn)行分層。分層的主要標(biāo)準(zhǔn)是實(shí)現(xiàn)每一傾向值分?jǐn)?shù)層的內(nèi)部的處理組(進(jìn)行社會(huì)參與的老年人)和控制組(未進(jìn)行社會(huì)參與的老年人)的協(xié)變量均值不存在統(tǒng)計(jì)差異，從而消除層內(nèi)的選擇性偏誤。

(3)分別估計(jì)各層內(nèi)的平均處理效應(yīng)(ATE)。

ATE=E(y1i-y0i)

ATE表示從總體中隨機(jī)抽取的觀測值的期望處理效應(yīng)，無論該觀測值是否被干預(yù)。具體到本研究中就是計(jì)算每一層內(nèi)老年人在社會(huì)參與上獲得的精神健康的平均處理效應(yīng)。其實(shí)，每一層中的平均處理效應(yīng)計(jì)算完后，我們就能比較出是最有可能進(jìn)行社會(huì)參與(社會(huì)參與可能性最大)的老年人的平均處理效應(yīng)最大還是最不可能進(jìn)行社會(huì)參與(社會(huì)參與可能性最小)的老年人的平均處理效應(yīng)最大。

(4)為了更嚴(yán)謹(jǐn)起見，該方法利用加權(quán)最小二乘法擬合處理效應(yīng)的變化趨勢，為了更加直觀和便于統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，假設(shè)他們之間僅存在線性關(guān)系，然后根據(jù)斜率的顯著性從而回答是最有可能進(jìn)行社會(huì)參與的老年人(社會(huì)參與可能性最大的老年人)的處理效應(yīng)最大，還是最不可能進(jìn)行社會(huì)參與的老年人(社會(huì)參與可能性最大的老年人)的處理效應(yīng)最大這一問題。

傳統(tǒng)分析異質(zhì)性效應(yīng)的方法是納入交互項(xiàng)，這種方法的缺陷是如果需要考察多個(gè)方面的異質(zhì)性效應(yīng)，需要納入很多交互項(xiàng)，且對不同交互項(xiàng)的分析結(jié)果缺乏統(tǒng)一的明確的解釋。而采用傾向值的優(yōu)點(diǎn)在于將多個(gè)變量綜合成一個(gè)指標(biāo)，使得分析加簡潔，且傾向值本身也有明確意義，即社會(huì)參與的可能性。

表3 社會(huì)參與對老年人精神健康影響的回歸分析

4 研究結(jié)果

4.1 多變量回歸分析結(jié)果

表3是社會(huì)參與對老年人精神健康影響的多變量回歸分析結(jié)果。模型1～模型4分別采用了4個(gè)年度的精神抑郁程度作為因變量，自變量和控制變量均為2010年的測量結(jié)果。由于4各年度的抑郁程度變量均為連續(xù)變量，模型均采用的是多元線性回歸，具體如下：

從上述回歸分析的結(jié)果可以看出，在控制其他變量的情況下，社會(huì)參與對老年人精神抑郁程度的影響顯著為負(fù)，且在4個(gè)年度均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著性。由于抑郁程度是負(fù)向指標(biāo)，即得分越低證明精神健康情況越好。所以可以認(rèn)為社會(huì)參與對于老年人的精神健康存在著有利的影響，且在長達(dá)6年的追蹤中這一關(guān)系依然十分顯著。這對于理解二者之間的因果關(guān)系也提供了新的證據(jù)。

但正如前文指出的那樣，這一結(jié)論的得出沒有考慮到老年人社會(huì)參與可能性的差異(即有些老人會(huì)參與而有些老人不會(huì)參與)，忽視了參與程度不同的老年人其社會(huì)參與的回報(bào)可能也存在差異的這一事實(shí)。換言之，包括本文上述分析在內(nèi)的現(xiàn)有的這些分析，都沒有區(qū)分社會(huì)參與的健康效用的異質(zhì)性，而是“平均”地認(rèn)為只要參與了都能得到同樣的精神健康回報(bào)，顯然這是不成立的。那么，社會(huì)參與的精神健康效用究竟有著怎樣的異質(zhì)性呢？這也是本文接下來著重分析的部分。

4.2 社會(huì)參與對精神健康的異質(zhì)性影響

為了區(qū)分出老年人社會(huì)參與可能性的差異，首先要做的就是傾向值分層。由于傾向值分層代表了老年人社會(huì)參與的可能性，借助傾向值分層，本文關(guān)于社會(huì)參與的精神健康效用的異質(zhì)性問題就轉(zhuǎn)換為以下問題：估計(jì)不同傾向值分層內(nèi)的社會(huì)參與對于精神健康的處理效應(yīng)(Treatment Effect)。

首先，本文采用了二元Logistic回歸的方法計(jì)算傾向值(5)為了節(jié)省篇幅，沒有匯報(bào)回歸結(jié)果，可聯(lián)系作者獲取。，其中選取了影響“社會(huì)參與”的主要變量，如基本人口學(xué)變量、社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量、健康變量以及子女變量等(Sirven and Debrand,2008;李宗華等,2011;張文娟、趙德宇,2015)。

隨后，根據(jù)計(jì)算的傾向值進(jìn)行樣本分層，考察每一層內(nèi)社會(huì)參與對精神健康影響凈效應(yīng)。其中傾向值越高，證明進(jìn)行社會(huì)參與的可能性就越大，在每一層內(nèi)的全部樣本意味著他們有同樣的可能性進(jìn)行社會(huì)參與，這樣每一層內(nèi)社會(huì)參與的樣本選擇性偏誤就被抑制住了。附表1匯報(bào)了四個(gè)年度的數(shù)據(jù)傾向值分層情況，雖然計(jì)算傾向值的變量選用一致，但是由于4個(gè)年度的樣本量產(chǎn)生變化，因此分層情況也有所差異。此外，針對傾向值進(jìn)行樣本分層，一個(gè)重要的要求就是其平衡性要相對較好，為此本文在附表2中匯報(bào)了每一協(xié)變量在不同分層之間的情況，表中信息表明，所有協(xié)變量在有無社會(huì)參與方面的差異不大，可以證明平衡性較好。

最后，根據(jù)傾向值分層的結(jié)果，估計(jì)出了每一層內(nèi)的社會(huì)參與對于老年人精神健康影響的凈效應(yīng)，具體結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出在不同社會(huì)參與可能性下，社會(huì)參與對老年人精神健康產(chǎn)生的影響存在異質(zhì)性。第一列為2010年的情況，在傾向值分層的最低層，也即社會(huì)參與可能性最小的層級(jí)中，社會(huì)參與可以降低老年人抑郁得分1.289分。而在傾向值較高的層級(jí)中，社會(huì)參與對于減輕老年人抑郁得分的作用有所減弱。甚至在傾向值分層中的最高層級(jí)中，社會(huì)參與反而增加了精神抑郁得分，不利于老年人的精神健康。2012年、2014年和2016年的情況也與2010年基本一致。

為了使結(jié)果呈現(xiàn)更加直觀，在每一層級(jí)的處理效應(yīng)的基礎(chǔ)上采用加權(quán)最小二乘的方法對二者間的關(guān)系進(jìn)行線性擬合，圖1-圖4展示了2010、2012、2014、2016四個(gè)調(diào)查年份的線性擬合情況。其中，圖1為以2010年精神抑郁程度為因變量的擬合，擬合直線斜率為0.092(SE=0.044)，并在0.05的水平上顯著；圖2為以2012年精神抑郁程度為因變量的擬合，擬合直線斜率為0.207(SE=0.097)，也在0.05的水平上顯著；圖3為以2014年精神抑郁程度為因變量的擬合，擬合直線斜率為0.127(SE=0.064)，也在0.05的水平上顯著；圖4中2016年的擬合直線斜率為0.106(SE=0.063)，該擬合直線的斜率沒有通過0.05水平的顯著性檢驗(yàn)，但在0.10的水平上邊際顯著，這可能與2016年追蹤數(shù)據(jù)樣本的大量損耗有關(guān)。四組圖更加直觀展現(xiàn)了在不同社會(huì)參與可能性下，社會(huì)參與對老年人精神健康的影響存在異質(zhì)性。

綜上，我們可以拒絕本文提出的“積極假設(shè)”而接受“消極假設(shè)”，即那些最不可能(社會(huì)參與可能性最小)進(jìn)行社會(huì)參與的老年人才會(huì)在社會(huì)參與中受益更多。并且，這一結(jié)論在持續(xù)6年、4個(gè)年份的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)中均十分一致，也表明本研究結(jié)果的穩(wěn)健性較好。

圖1-圖4 2010、2012、2014、2016四個(gè)調(diào)查年份線性擬合情況圖

4.3 最能從社會(huì)參與中受益的老年人的特征

上文得出了本文的重要結(jié)論，即最不可能進(jìn)行社會(huì)參與(社會(huì)參與可能性最小)的老年人如果進(jìn)行社會(huì)參與，則其社會(huì)參與的精神健康效用最大。那么，到底誰才是最不可能進(jìn)行社會(huì)參與(社會(huì)參與可能性最小)的老年人呢？通過解讀傾向值分層中的協(xié)變量的分布情況(詳見附表2)便能了解這些老年人的特征?；诖耍疚目偨Y(jié)了最能從社會(huì)參與中受益的老年人特征如下：

首先，從基本人口學(xué)特征來看，女性的社會(huì)參與可能性更低，在傾向值分層中較低的層級(jí)中，女性的占比要高于男性；在年齡方面，各傾向值分層中沒有表現(xiàn)出明顯的差異，均與全樣本的均值(68.57歲)接近；在婚姻狀況上，沒有配偶的老年人社會(huì)參與略低一些，例如在傾向值分層的最低層，婚姻狀況虛擬變量的均值約為0.6，而在最高層約為0.8，說明在社會(huì)參與可能性最低的樣本中沒有配偶的有40%左右，而最高的樣本中僅為20%左右；城鄉(xiāng)分布上，在農(nóng)村居住的老年人的社會(huì)參與可能性較低，在傾向值低于0.2的樣本中，城市老年人僅占20%左右。

第二，從老年人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征來看，受教育年限低的老年人社會(huì)參與的可能性較低，例如在1～5層(傾向值在0～0.5區(qū)間)中老年人的受教育年限不足6年(沒有完成小學(xué))；在收入方面，收入低的老年人進(jìn)行社會(huì)參與的可能性較低，最高層和最低層在收入上的差距接近10倍；有宗教信仰的老年人的社會(huì)參與可能性較高，當(dāng)然這也與社會(huì)參與本身的測量有關(guān)；在政治面貌方面，非中共黨員的社會(huì)參與可能性較低。

第三，在老年人的健康狀況方面，自評健康水平較低的老年人社會(huì)參與可能性較低；有ADL障礙的社會(huì)參與可能性較低；這兩個(gè)結(jié)論似乎與常識(shí)相吻合，但是，從慢性病的結(jié)果來看卻相反，有慢性病的老年人的社會(huì)參與可能性反而更高。

最后，是子女和居住方式，子女?dāng)?shù)量越多社會(huì)參與的可能性越低，一般而言社會(huì)參與可能性低的老年人擁有3～4個(gè)孩子；在居住方式上，與子女同住的老年人的社會(huì)參與可能性更低，這與我們通常理解的獨(dú)居老人缺乏社會(huì)參與社會(huì)支持等常識(shí)相反；不與配偶同住的老年人社會(huì)參與可能性也相對較低。

5 結(jié)論與討論

本文通過“中國家庭追蹤調(diào)查”(CFPS)持續(xù)6年，4個(gè)年份的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，對老年人社會(huì)參與對其精神健康回報(bào)的影響進(jìn)行了深入的分析。與現(xiàn)有的研究視角不同，本文更加注重社會(huì)參與對老年人精神健康產(chǎn)生的異質(zhì)性影響。

首先，與以往的研究只是關(guān)注社會(huì)參與對老年人精神健康是否會(huì)產(chǎn)生積極影響不同的是，本文證明了社會(huì)參與的這一精神健康效用的異質(zhì)性，研究結(jié)果表明：最不可能進(jìn)行社會(huì)參與(社會(huì)參與可能性最小)的老年人，如果進(jìn)行社會(huì)參與，其社會(huì)參與的精神健康效用最突出。這一結(jié)論得到了持續(xù)6年4個(gè)年度的數(shù)據(jù)的支撐。

其次，本文對最不可能進(jìn)行社會(huì)參與(社會(huì)參與可能性最小)的老年人的特征，進(jìn)行了詳細(xì)的描述?？傮w來看，這些老年人的特征是：女性、無配偶、農(nóng)村居住、受教育水平較低、收入較低、沒有宗教信仰和黨派、自評健康水平較低、沒有患慢性病、孩子數(shù)量較多(3個(gè)以上)且與孩子同住、不與配偶同住。

上述發(fā)現(xiàn)具有重要的政策意涵，老年人的社會(huì)參與被認(rèn)為是“積極老齡化”中的重要組成部分，對老年人社會(huì)參與問題進(jìn)行系統(tǒng)的研究具有深刻的意義。以往的研究認(rèn)為社會(huì)參與對老年人會(huì)產(chǎn)生積極的影響，但是這種影響只是一種平均效應(yīng)，本則研究指出了這一影響存在著異質(zhì)性。這意味著，對政策制定者或者從事社會(huì)服務(wù)的社會(huì)工作者而言，在面對老年人社會(huì)參與問題時(shí)應(yīng)當(dāng)做到對象的“精準(zhǔn)識(shí)別”，將更多的資源傾斜于那些最不可能進(jìn)行社會(huì)參與(社會(huì)參與可能性最小)的老年人，而不是對老年人群體進(jìn)行“一刀切”，全部鼓勵(lì)他們進(jìn)行社會(huì)參與，這樣勢必會(huì)造成政策和服務(wù)資源的浪費(fèi)，也影響到老年人自身的生活。

由于研究者的研究能力等限制，本文也存在著一定的局限性。首先，就是關(guān)于社會(huì)參與的測量問題，限于數(shù)據(jù)可得性，本文的社會(huì)參與測量可能有些粗糙。但是，目前國內(nèi)外學(xué)術(shù)界沒有對社會(huì)參與進(jìn)行明確的界定，沒有統(tǒng)一的概念，對于社會(huì)參與的測量也是多種多樣，甚至有國外研究將看電視、讀雜志等也視為社會(huì)參與(Menec,2003)。其次，由于CFPS數(shù)據(jù)在2012年及以后的調(diào)查中，沒有調(diào)查社會(huì)參與的情況，所以不能考察社會(huì)參與在余下年份有無變動(dòng)，但是根據(jù)以往的研究來看社會(huì)參與的變動(dòng)情況并不大(陸杰華等,2017)。最后，雖然通過傾向值分層能夠較好的控制選擇性偏誤，但是在這里也只能控制住那些可觀測的選擇性偏誤，對于無法觀測的一些選擇性偏誤還是難以控制，這都有待于更進(jìn)一步的討論。