社會參與、人際信任與老年人的主觀幸福感
——基于中國綜合社會調(diào)查實(shí)證分析

楊 潔， 吳延明

(湖南師范大學(xué) 公共管理學(xué)院， 湖南 長沙 410081)

積極應(yīng)對人口老齡化、緩解人口老齡化帶來的壓力已成為當(dāng)前促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展，滿足人民美好生活需要的必要舉措。在構(gòu)建新時期我國老齡事業(yè)發(fā)展目標(biāo)時，《“十四五”國家老齡事業(yè)發(fā)展和養(yǎng)老服務(wù)體系規(guī)劃》重點(diǎn)提出，要實(shí)現(xiàn)“老年人獲得感、幸福感、安全感顯著提升”[1]。在實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)、老有所依、老有所安的基礎(chǔ)上提升老年人的幸福感，成為當(dāng)前以及今后長期開展老齡工作必須考慮的重要內(nèi)容。

當(dāng)前學(xué)界對于老年人主觀幸福感的研究主要集中在以下三方面。其一，社會支持與老年人主觀幸福感的關(guān)系研究。社會支持指人們從社會中所得到的、來自他人的各種幫助[2]。大多數(shù)學(xué)者主要研究社會支持對老年人幸福感的總體效應(yīng)。如景璐石等人通過對四川省綿陽市60歲以上老人的隨機(jī)調(diào)查，發(fā)現(xiàn)老年人得到的社會支持越多，其主觀幸福感程度越高[3]。姬玉等通過驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)社會支持不僅正向影響老年人的幸福感，而且通過憂郁水平影響老年人幸福感[4]。另外，一些學(xué)者從具體的社會支持內(nèi)容出發(fā)，探討其對老年人主觀幸福感的影響。如社會保障支持[5]、鄰里和親戚關(guān)系等社會關(guān)系支持[6]均會對老年人的幸福感產(chǎn)生正向作用。其二，家庭支持與老年人幸福感的相關(guān)研究。聶建亮通過驗(yàn)證發(fā)現(xiàn)，雖然“多子多?！钡默F(xiàn)實(shí)說法不成立，但有子女和無子女的農(nóng)村老人的主觀幸福感差異顯著，子女對農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)支持以及生活照料均可提高農(nóng)村老人的主觀幸福感[7]。戴衛(wèi)東認(rèn)為“甲代撫育乙代，乙代贍養(yǎng)甲代”的“反哺”模式的家庭贍養(yǎng)具有較高的幸福感，是老年人生活質(zhì)量的最重要支撐[8]。苗國強(qiáng)發(fā)現(xiàn)，家庭情感團(tuán)結(jié)最能直接提高城市老年人主觀幸福感[9]。其三，老年人的個人特征與主觀幸福感的關(guān)系。追求幸福成為社會進(jìn)步的最終目標(biāo)，所以多數(shù)學(xué)者探討了老年人的經(jīng)濟(jì)狀況對其幸福感的影響。種聰、岳希明、佩德羅·孔塞桑通過梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長并沒有帶來幸福感的提高，而個人特征，如性別、健康狀況、工作狀況等在提升幸福感方面發(fā)揮了重要作用[10][11]。向運(yùn)華、姚虹認(rèn)為，幸福感本身具有明顯的性別差異，女性群體比男性群體能夠獲得更高的幸福感[12]。詹婧等認(rèn)為，對于單位制社區(qū)的老年人來說，失能項(xiàng)數(shù)的增加會導(dǎo)致其主觀幸福感的降低[13]。

老年人幸福感的文獻(xiàn)研究涵蓋了宏觀和微觀兩方面，宏觀方面的探討集中在社會支持、家庭支持等方面，微觀方面的探討由經(jīng)濟(jì)因素?cái)U(kuò)展到性別、健康等個人特征。通過相關(guān)文獻(xiàn)得出，人際信任通過影響認(rèn)知而使個人產(chǎn)生積極的心理體驗(yàn)。同時，世衛(wèi)組織也提出通過優(yōu)化老年人社會參與，提升老年人生活質(zhì)量。本研究以2018年中國綜合社會調(diào)查的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析社會參與、人際信任與老年人主觀幸福感之間的關(guān)系，探究影響老年人主觀幸福感的因素和提高老年人幸福感的路徑，以期為實(shí)施積極老齡化戰(zhàn)略、提升老年人的幸福感提供參考。

一、理論與假設(shè)

美國學(xué)者羅斯提出老年亞文化群理論，該理論揭示了老年人社會參與過程的心理需求問題，主要指老年人在同輩群體中才能感到輕松，獲得快樂。老年亞文化群不僅可以提高老年人進(jìn)行社會參與的層次，增加老年人群體之間的交流，而且能夠提高老年人的影響力，以此來促進(jìn)老年人形成一個積極向上的心態(tài)，提高其幸福感[14]61。20世紀(jì)90年代后期提出的積極老齡化概念主要指“老年人為了提高生活質(zhì)量，使得健康、參與和保障的機(jī)會盡可能發(fā)揮最大效益的過程”[15]640-641?！皡⑴c”作為積極老齡化的三大支柱之一，是指“老年人根據(jù)自己的能力、需要和喜好,參與社會經(jīng)濟(jì)、文化和精神活動”[16]。通過參與，老年人創(chuàng)造社會價(jià)值，提高自身幸福感。此外，社會參與的頻率、參與角色均會正向影響老年人的主觀幸福感[17]?；诖?，本研究提出假設(shè)1：社會參與的程度越高，老年人主觀幸福感越強(qiáng)。

信任問題廣泛存在于社會生活中，20世紀(jì)50年代美國心理學(xué)家Deutsch在囚徒困境實(shí)驗(yàn)中開啟了人際信任的研究。自此，信任問題的研究成為學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。在研究過程中，不同學(xué)科也根據(jù)其研究特點(diǎn)對信任問題以及信任理論有不同的概括，因此學(xué)界對于信任的概念未達(dá)成共識。社會學(xué)領(lǐng)域中諸如涂爾干的團(tuán)結(jié)研究、齊美爾關(guān)于貨幣和互動的研究均圍繞信任展開。信任理論對個人的影響全都集中在信任對個人的積極影響，如降低焦慮、提高個人安全感和生活水平等。關(guān)于信任與幸福感的關(guān)系，學(xué)界出現(xiàn)了兩種不同的研究方向，但是，多數(shù)研究還是集中在社會信任能夠提高幸福感方面。袁正、夏波等人基于對世界價(jià)值觀調(diào)查(WVS)中國部分的數(shù)據(jù)分析得出結(jié)論，信任對于中國居民的幸福感有顯著的正向關(guān)系，即信任會產(chǎn)生幸福[18]。米健通過研究中國居民幸福感的影響因素，發(fā)現(xiàn)信任對中國居民的主觀幸福感和生活滿意度都有非常顯著的影響[19]。張經(jīng)緯、陳志等人通過驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)社會信任程度與幸福感呈正向相關(guān)關(guān)系[20]。基于此，本研究提出假設(shè)2：人際信任程度越高，老年人主觀幸福感越強(qiáng)。

有學(xué)者指出，信任是主體雙方在長期交往過程中形成的，生成機(jī)制是雙方通過彼此交流，互相了解對方，進(jìn)而形成一種較為穩(wěn)定的關(guān)系。隨著雙方關(guān)系慢慢地發(fā)展，開始有了相同或類似的目標(biāo)、價(jià)值觀，此時雙方信任就發(fā)展成為一種認(rèn)同性信任[21]。張應(yīng)敏等也認(rèn)為，參與互動有助于形成更深層次的情感信任，幫助組織形成更好的凝聚力，促進(jìn)組織發(fā)展[22]。老年人在社會參與中與他人或者組織進(jìn)行互動，對他人或者組織了解和理解程度不斷加深，從而形成共同社會利益。信任在這一過程中不斷加深，以此幫助老年人形成積極的心理與生理體驗(yàn)，提高其幸福感?；诖?，本研究提出假設(shè)3：社會參與通過人際信任對老年人主觀幸福感產(chǎn)生影響。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)2018年調(diào)查，該調(diào)查是由中國人民大學(xué)聯(lián)合全國各地的學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)共同執(zhí)行的我國第一個全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會調(diào)查項(xiàng)目。本研究關(guān)注的對象是老年人群體，對樣本進(jìn)行篩選后，保留了4 688份有效樣本。

(二)變量操作

1.因變量

本研究的因變量是主觀幸福感。在CGSS2018調(diào)查問卷中，對于主觀幸福感的測量題目是“總的來說，您覺得您的生活是否幸?！?，答案選項(xiàng)包括“非常不幸福”“比較不幸?！薄罢f不上幸福不幸?！薄氨容^幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡?個選項(xiàng)，從低到高，分別賦值為1-5分，分值越高說明主觀幸福感越強(qiáng)。

2.自變量

本研究的自變量是社會參與。問卷詢問被調(diào)查對象“過去一年，您是否經(jīng)常在空閑時間從事以下活動？”這些活動包括“看電視”“逛街購物”“與朋友聚會”“參加體育活動”等12個方面，答案選項(xiàng)包括“每天”“一周數(shù)次”“一月數(shù)次”“一年數(shù)次”和“從不”，分別賦值為1-5分。為了方便理解，對其進(jìn)行反向取值。將12個題目進(jìn)行加總構(gòu)成社會參與指標(biāo)，最小值為12，最大值為60。12個題目的Cronbach′s α系數(shù)為0.76，具有較好的一致性。

3.中介變量

人際信任是本研究的中介變量。對于人際信任的測量，問卷中詢問“總的來說，你同不同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”答案選項(xiàng)從“非常不同意”到“非常同意”，分別賦值為1-5分，得分越高表明人際信任越高。

4.控制變量

以往的研究表明，性別、年齡、戶籍、收入、受教育程度以及健康水平等會對老年人的主觀幸福感產(chǎn)生影響。本研究將上述變量作為控制變量納入模型。性別變量處理成虛擬變量，0=女性，1=男性。將老年人的年齡作為連續(xù)變量處理。戶籍為虛擬變量，0=農(nóng)業(yè)戶口，1=非農(nóng)業(yè)戶口。收入為全年個人總收入，為連續(xù)變量，在本研究中對其取對數(shù)處理。受教育程度為分類變量，分為“小學(xué)及以下”“初中”“高中”“?？啤薄按髮W(xué)本科及以上”五組，并將其處理成4組虛擬變量：0=小學(xué)及以下，1=初中；0=小學(xué)及以下，1=高中；0=小學(xué)及以下，1=?？疲?=小學(xué)及以下，1=大學(xué)本科及以上。健康水平的測量是在問卷中詢問“您覺得您目前的身體健康狀況是？”答案選項(xiàng)從“很不健康”到“很健康”，分別賦值為1-5分，得分越高表明其健康水平越高(見表1)。

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)分析表

(三)分析模型

本研究采用學(xué)界常用的逐步檢驗(yàn)法進(jìn)行中介機(jī)制的檢驗(yàn)，分析社會參與通過人際信任中介變量對老年人主觀幸福感產(chǎn)生的影響。按照Baron和Kenny提出的逐步檢驗(yàn)法步驟[23]，第一步，構(gòu)建社會參與對主觀幸福感的回歸模型，檢驗(yàn)社會參與對主觀幸福感是否有顯著影響。第二步，構(gòu)建社會參與對人際信任的回歸模型，檢驗(yàn)社會參與對中介變量是否有顯著影響。第三步，將社會參與和人際信任同時納入模型中，檢驗(yàn)加入了中介變量后，社會參與對主觀幸福感的影響是否有變化。根據(jù)上述中介效應(yīng)檢驗(yàn)過程，本研究構(gòu)建了以下三個主要模型：

Happiness= β0 + c· social participation + β1·controls

(1)

Interpersonal trust= β0+a· social participation +β1·controls

(2)

Happiness= β0+ c’· social participation + b· interpersonal trust + β1·controls

(3)

上述模型中，happiness表示主觀幸福感，interpersonal trust表示人際信任，social participation表示社會參與，controls表示控制變量。針對逐步因果回歸法存在的不足，本研究采用Sobel檢驗(yàn)法對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，該方法可以作為逐步因果回歸法的補(bǔ)充。

三、結(jié)果分析

(一)社會參與、人際信任與主觀幸福感

在社會參與、人際信任與主觀幸福感回歸模型中，模型1、模型2和模型4為主觀幸福感回歸模型，模型3為人際信任回歸模型(見表2)。模型1結(jié)果表明，性別、年齡、收入和健康水平對老年人的主觀幸福感具有顯著的影響。教育對老年人的主觀幸福感的影響并不明顯，戶口對老年人的幸福感沒有顯著影響。與女性相比，男性老年人的幸福感要更低。在受教育程度方面，與小學(xué)及以下學(xué)歷相比，具有大專學(xué)歷的老年人的幸福感更高。模型2和模型4的結(jié)果表明，與小學(xué)及以下學(xué)歷的老年人相比，高中學(xué)歷的老年人幸福感更低。年齡對老年人的主觀幸福感有顯著的正向影響，年齡越大主觀幸福感越高。收入越高，老年人主觀幸福感越高。老年人的健康水平與主觀幸福感呈正向相關(guān)，健康水平每增加1個單位，老年人的主觀幸福感提高0.184個單位。這些研究發(fā)現(xiàn)與現(xiàn)有的研究結(jié)論基本一致。

模型2結(jié)果表明，在控制了其他變量的情況下，社會參與對老年人的主觀幸福感具有顯著的正向影響(p<0.001),老年人的社會參與每增加1個單位，其主觀幸福感增加0.013個單位，因此，假設(shè)1得到支持。老年人的社會參與越多，其所能獲得的社會支持，特別是精神上的支持更多，同時他們的生活也更加充實(shí)，對自我的認(rèn)知也更高。模型3結(jié)果顯示，在控制了其他變量的情況下，社會參與對人際信任具有顯著的正向影響(p<0.05)，社會參與程度越高，老年人的人際信任越高。模型4將社會參與、人際信任都納入回歸模型中，結(jié)果顯示，在控制了其他變量后，人際信任對老年人的主觀幸福感具有顯著的正向影響，因此，假設(shè)2得到支持。模型4在加入了人際信任后，社會參與對老年人的主觀幸福感依然具有顯著的正向影響，回歸系數(shù)從0.013下降到0.012，滿足逐步回歸因果法所要求的中介效應(yīng)成立的條件。

表2 社會參與、人際信任與主觀幸福感回歸模型

(二)人際信任中介效應(yīng)檢驗(yàn)

圖1 人際信任在社會參與對主觀幸福感的中介模型

表3 中介效應(yīng)分解表

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究采用模型替換的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將原始選項(xiàng)中的“非常不幸?！焙汀氨容^不幸福”歸為“不幸?！?，將“比較幸福”和“非常幸?！睔w為“幸福”，將“說不上幸福不幸福”的個案去掉，采用logit回歸模型進(jìn)行分析(見表4)。模型1表明在控制了其他變量的情況下，社會參與對老人年的幸福感有顯著的正向影響，社會參與每提高1個單位，老年人的幸福感是不幸福感的1.045倍。模型2加入了人際信任后，社會參與對老年人主觀幸福感依然具有顯著正向影響，并且回歸系數(shù)下降。同時表明，人際信任對老年人的主觀幸福感也具有顯著正向影響。分析結(jié)果與前文發(fā)現(xiàn)一致。

表4 社會參與、人際信任與主觀幸福感的logit模型

四、結(jié)論與建議

本研究利用CGSS2018調(diào)查數(shù)據(jù)，分析社會參與對老年人主觀幸福感的影響，進(jìn)一步檢驗(yàn)了人際信任在社會參與對老年人主觀幸福感影響的中介作用。研究結(jié)果表明，社會參與、人際信任對老年人的主觀幸福感具有顯著的正向作用。同時，人際信任在社會參與對老年人主觀幸福感的影響中起到部分中介作用。老年人社會參與既能增進(jìn)老年人對他人和社會的理解，又能幫助老年人獲得更多的情感支持、精神支持和人際支持，從而加強(qiáng)老年人的人際信任關(guān)系，提高其主觀幸福感。

基于此，本研究認(rèn)為，在當(dāng)前積極應(yīng)對人口老齡化挑戰(zhàn)的時代背景下，各方應(yīng)協(xié)力提升老年人的主觀幸福感。首先，政府要不斷完善相關(guān)的法律法規(guī)和公共服務(wù)設(shè)施，保障老年人的社會參與活動的開展。此外，應(yīng)搭建老年人參與的信息共享平臺，在為老年人發(fā)布各類“助老”信息之余，鼓勵老年人利用平臺增加相互之間的熟悉程度。其次，社區(qū)應(yīng)積極舉辦各類活動，豐富老年人的業(yè)余生活，擴(kuò)大其社交范圍，滿足其文化娛樂需求；同時，開辦老年大學(xué)，滿足老年人的學(xué)習(xí)需求；鼓勵各類老年社會組織和企業(yè)搭建專門的老年人再就業(yè)平臺，為老年人提供再就業(yè)信息以及接納老年人再就業(yè)。此外，要積極鼓勵和引導(dǎo)老年人根據(jù)自身情況參與文明實(shí)踐、志愿服務(wù)等活動，促進(jìn)其社會參與；要積極組建各類老年智庫，充分發(fā)揮部分老年人在調(diào)查研究、建言獻(xiàn)策等方面的作用，鼓勵老年人發(fā)揮余熱。再次，應(yīng)從老年人社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)出發(fā)，通過鄰里、親戚等社會關(guān)系為老年人提供經(jīng)常性的溝通與交往。家庭成員要經(jīng)常關(guān)心老年人的生活，對老年人的社會參與給予更多的支持，促進(jìn)老年人身體健康和心理健康的同步發(fā)展。