社会参与、人际信任与老年人的主观幸福感
——基于中国综合社会调查实证分析

杨 洁， 吴延明

(湖南师范大学 公共管理学院， 湖南 长沙 410081)

积极应对人口老龄化、缓解人口老龄化带来的压力已成为当前促进经济社会发展，满足人民美好生活需要的必要举措。在构建新时期我国老龄事业发展目标时，《“十四五”国家老龄事业发展和养老服务体系规划》重点提出，要实现“老年人获得感、幸福感、安全感显著提升”[1]。在实现老有所养、老有所依、老有所安的基础上提升老年人的幸福感，成为当前以及今后长期开展老龄工作必须考虑的重要内容。

当前学界对于老年人主观幸福感的研究主要集中在以下三方面。其一，社会支持与老年人主观幸福感的关系研究。社会支持指人们从社会中所得到的、来自他人的各种帮助[2]。大多数学者主要研究社会支持对老年人幸福感的总体效应。如景璐石等人通过对四川省绵阳市60岁以上老人的随机调查，发现老年人得到的社会支持越多，其主观幸福感程度越高[3]。姬玉等通过验证，发现社会支持不仅正向影响老年人的幸福感，而且通过忧郁水平影响老年人幸福感[4]。另外，一些学者从具体的社会支持内容出发，探讨其对老年人主观幸福感的影响。如社会保障支持[5]、邻里和亲戚关系等社会关系支持[6]均会对老年人的幸福感产生正向作用。其二，家庭支持与老年人幸福感的相关研究。聂建亮通过验证发现，虽然“多子多福”的现实说法不成立，但有子女和无子女的农村老人的主观幸福感差异显著，子女对农村老人的经济支持以及生活照料均可提高农村老人的主观幸福感[7]。戴卫东认为“甲代抚育乙代，乙代赡养甲代”的“反哺”模式的家庭赡养具有较高的幸福感，是老年人生活质量的最重要支撑[8]。苗国强发现，家庭情感团结最能直接提高城市老年人主观幸福感[9]。其三，老年人的个人特征与主观幸福感的关系。追求幸福成为社会进步的最终目标，所以多数学者探讨了老年人的经济状况对其幸福感的影响。种聪、岳希明、佩德罗·孔塞桑通过梳理文献发现，经济增长并没有带来幸福感的提高，而个人特征，如性别、健康状况、工作状况等在提升幸福感方面发挥了重要作用[10][11]。向运华、姚虹认为，幸福感本身具有明显的性别差异，女性群体比男性群体能够获得更高的幸福感[12]。詹婧等认为，对于单位制社区的老年人来说，失能项数的增加会导致其主观幸福感的降低[13]。

老年人幸福感的文献研究涵盖了宏观和微观两方面，宏观方面的探讨集中在社会支持、家庭支持等方面，微观方面的探讨由经济因素扩展到性别、健康等个人特征。通过相关文献得出，人际信任通过影响认知而使个人产生积极的心理体验。同时，世卫组织也提出通过优化老年人社会参与，提升老年人生活质量。本研究以2018年中国综合社会调查的数据为基础，分析社会参与、人际信任与老年人主观幸福感之间的关系，探究影响老年人主观幸福感的因素和提高老年人幸福感的路径，以期为实施积极老龄化战略、提升老年人的幸福感提供参考。

一、理论与假设

美国学者罗斯提出老年亚文化群理论，该理论揭示了老年人社会参与过程的心理需求问题，主要指老年人在同辈群体中才能感到轻松，获得快乐。老年亚文化群不仅可以提高老年人进行社会参与的层次，增加老年人群体之间的交流，而且能够提高老年人的影响力，以此来促进老年人形成一个积极向上的心态，提高其幸福感[14]61。20世纪90年代后期提出的积极老龄化概念主要指“老年人为了提高生活质量，使得健康、参与和保障的机会尽可能发挥最大效益的过程”[15]640-641。“参与”作为积极老龄化的三大支柱之一，是指“老年人根据自己的能力、需要和喜好,参与社会经济、文化和精神活动”[16]。通过参与，老年人创造社会价值，提高自身幸福感。此外，社会参与的频率、参与角色均会正向影响老年人的主观幸福感[17]。基于此，本研究提出假设1：社会参与的程度越高，老年人主观幸福感越强。

信任问题广泛存在于社会生活中，20世纪50年代美国心理学家Deutsch在囚徒困境实验中开启了人际信任的研究。自此，信任问题的研究成为学者关注的焦点。在研究过程中，不同学科也根据其研究特点对信任问题以及信任理论有不同的概括，因此学界对于信任的概念未达成共识。社会学领域中诸如涂尔干的团结研究、齐美尔关于货币和互动的研究均围绕信任展开。信任理论对个人的影响全都集中在信任对个人的积极影响，如降低焦虑、提高个人安全感和生活水平等。关于信任与幸福感的关系，学界出现了两种不同的研究方向，但是，多数研究还是集中在社会信任能够提高幸福感方面。袁正、夏波等人基于对世界价值观调查(WVS)中国部分的数据分析得出结论，信任对于中国居民的幸福感有显著的正向关系，即信任会产生幸福[18]。米健通过研究中国居民幸福感的影响因素，发现信任对中国居民的主观幸福感和生活满意度都有非常显著的影响[19]。张经纬、陈志等人通过验证，发现社会信任程度与幸福感呈正向相关关系[20]。基于此，本研究提出假设2：人际信任程度越高，老年人主观幸福感越强。

有学者指出，信任是主体双方在长期交往过程中形成的，生成机制是双方通过彼此交流，互相了解对方，进而形成一种较为稳定的关系。随着双方关系慢慢地发展，开始有了相同或类似的目标、价值观，此时双方信任就发展成为一种认同性信任[21]。张应敏等也认为，参与互动有助于形成更深层次的情感信任，帮助组织形成更好的凝聚力，促进组织发展[22]。老年人在社会参与中与他人或者组织进行互动，对他人或者组织了解和理解程度不断加深，从而形成共同社会利益。信任在这一过程中不断加深，以此帮助老年人形成积极的心理与生理体验，提高其幸福感。基于此，本研究提出假设3：社会参与通过人际信任对老年人主观幸福感产生影响。

二、研究设计

(一)数据来源

本研究数据来源于中国综合社会调查(CGSS)2018年调查，该调查是由中国人民大学联合全国各地的学术机构共同执行的我国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目。本研究关注的对象是老年人群体，对样本进行筛选后，保留了4 688份有效样本。

(二)变量操作

1.因变量

本研究的因变量是主观幸福感。在CGSS2018调查问卷中，对于主观幸福感的测量题目是“总的来说，您觉得您的生活是否幸福”，答案选项包括“非常不幸福”“比较不幸福”“说不上幸福不幸福”“比较幸福”和“非常幸福”等5个选项，从低到高，分别赋值为1-5分，分值越高说明主观幸福感越强。

2.自变量

本研究的自变量是社会参与。问卷询问被调查对象“过去一年，您是否经常在空闲时间从事以下活动？”这些活动包括“看电视”“逛街购物”“与朋友聚会”“参加体育活动”等12个方面，答案选项包括“每天”“一周数次”“一月数次”“一年数次”和“从不”，分别赋值为1-5分。为了方便理解，对其进行反向取值。将12个题目进行加总构成社会参与指标，最小值为12，最大值为60。12个题目的Cronbach′s α系数为0.76，具有较好的一致性。

3.中介变量

人际信任是本研究的中介变量。对于人际信任的测量，问卷中询问“总的来说，你同不同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的？”答案选项从“非常不同意”到“非常同意”，分别赋值为1-5分，得分越高表明人际信任越高。

4.控制变量

以往的研究表明，性别、年龄、户籍、收入、受教育程度以及健康水平等会对老年人的主观幸福感产生影响。本研究将上述变量作为控制变量纳入模型。性别变量处理成虚拟变量，0=女性，1=男性。将老年人的年龄作为连续变量处理。户籍为虚拟变量，0=农业户口，1=非农业户口。收入为全年个人总收入，为连续变量，在本研究中对其取对数处理。受教育程度为分类变量，分为“小学及以下”“初中”“高中”“专科”“大学本科及以上”五组，并将其处理成4组虚拟变量：0=小学及以下，1=初中；0=小学及以下，1=高中；0=小学及以下，1=专科；0=小学及以下，1=大学本科及以上。健康水平的测量是在问卷中询问“您觉得您目前的身体健康状况是？”答案选项从“很不健康”到“很健康”，分别赋值为1-5分，得分越高表明其健康水平越高(见表1)。

表1 变量描述统计分析表

(三)分析模型

本研究采用学界常用的逐步检验法进行中介机制的检验，分析社会参与通过人际信任中介变量对老年人主观幸福感产生的影响。按照Baron和Kenny提出的逐步检验法步骤[23]，第一步，构建社会参与对主观幸福感的回归模型，检验社会参与对主观幸福感是否有显著影响。第二步，构建社会参与对人际信任的回归模型，检验社会参与对中介变量是否有显著影响。第三步，将社会参与和人际信任同时纳入模型中，检验加入了中介变量后，社会参与对主观幸福感的影响是否有变化。根据上述中介效应检验过程，本研究构建了以下三个主要模型：

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表示主观幸福感，interpersonal trust表示人际信任，social participation表示社会参与，controls表示控制变量。针对逐步因果回归法存在的不足，本研究采用Sobel检验法对中介效应进行检验，该方法可以作为逐步因果回归法的补充。

三、结果分析

(一)社会参与、人际信任与主观幸福感

在社会参与、人际信任与主观幸福感回归模型中，模型1、模型2和模型4为主观幸福感回归模型，模型3为人际信任回归模型(见表2)。模型1结果表明，性别、年龄、收入和健康水平对老年人的主观幸福感具有显著的影响。教育对老年人的主观幸福感的影响并不明显，户口对老年人的幸福感没有显著影响。与女性相比，男性老年人的幸福感要更低。在受教育程度方面，与小学及以下学历相比，具有大专学历的老年人的幸福感更高。模型2和模型4的结果表明，与小学及以下学历的老年人相比，高中学历的老年人幸福感更低。年龄对老年人的主观幸福感有显著的正向影响，年龄越大主观幸福感越高。收入越高，老年人主观幸福感越高。老年人的健康水平与主观幸福感呈正向相关，健康水平每增加1个单位，老年人的主观幸福感提高0.184个单位。这些研究发现与现有的研究结论基本一致。

模型2结果表明，在控制了其他变量的情况下，社会参与对老年人的主观幸福感具有显著的正向影响(p<0.001),老年人的社会参与每增加1个单位，其主观幸福感增加0.013个单位，因此，假设1得到支持。老年人的社会参与越多，其所能获得的社会支持，特别是精神上的支持更多，同时他们的生活也更加充实，对自我的认知也更高。模型3结果显示，在控制了其他变量的情况下，社会参与对人际信任具有显著的正向影响(p<0.05)，社会参与程度越高，老年人的人际信任越高。模型4将社会参与、人际信任都纳入回归模型中，结果显示，在控制了其他变量后，人际信任对老年人的主观幸福感具有显著的正向影响，因此，假设2得到支持。模型4在加入了人际信任后，社会参与对老年人的主观幸福感依然具有显著的正向影响，回归系数从0.013下降到0.012，满足逐步回归因果法所要求的中介效应成立的条件。

表2 社会参与、人际信任与主观幸福感回归模型

(二)人际信任中介效应检验

图1 人际信任在社会参与对主观幸福感的中介模型

表3 中介效应分解表

(三)稳健性检验

本研究采用模型替换的方法进行稳健性检验。将原始选项中的“非常不幸福”和“比较不幸福”归为“不幸福”，将“比较幸福”和“非常幸福”归为“幸福”，将“说不上幸福不幸福”的个案去掉，采用logit回归模型进行分析(见表4)。模型1表明在控制了其他变量的情况下，社会参与对老人年的幸福感有显著的正向影响，社会参与每提高1个单位，老年人的幸福感是不幸福感的1.045倍。模型2加入了人际信任后，社会参与对老年人主观幸福感依然具有显著正向影响，并且回归系数下降。同时表明，人际信任对老年人的主观幸福感也具有显著正向影响。分析结果与前文发现一致。

表4 社会参与、人际信任与主观幸福感的logit模型

四、结论与建议

本研究利用CGSS2018调查数据，分析社会参与对老年人主观幸福感的影响，进一步检验了人际信任在社会参与对老年人主观幸福感影响的中介作用。研究结果表明，社会参与、人际信任对老年人的主观幸福感具有显著的正向作用。同时，人际信任在社会参与对老年人主观幸福感的影响中起到部分中介作用。老年人社会参与既能增进老年人对他人和社会的理解，又能帮助老年人获得更多的情感支持、精神支持和人际支持，从而加强老年人的人际信任关系，提高其主观幸福感。

基于此，本研究认为，在当前积极应对人口老龄化挑战的时代背景下，各方应协力提升老年人的主观幸福感。首先，政府要不断完善相关的法律法规和公共服务设施，保障老年人的社会参与活动的开展。此外，应搭建老年人参与的信息共享平台，在为老年人发布各类“助老”信息之余，鼓励老年人利用平台增加相互之间的熟悉程度。其次，社区应积极举办各类活动，丰富老年人的业余生活，扩大其社交范围，满足其文化娱乐需求；同时，开办老年大学，满足老年人的学习需求；鼓励各类老年社会组织和企业搭建专门的老年人再就业平台，为老年人提供再就业信息以及接纳老年人再就业。此外，要积极鼓励和引导老年人根据自身情况参与文明实践、志愿服务等活动，促进其社会参与；要积极组建各类老年智库，充分发挥部分老年人在调查研究、建言献策等方面的作用，鼓励老年人发挥余热。再次，应从老年人社会关系网络出发，通过邻里、亲戚等社会关系为老年人提供经常性的沟通与交往。家庭成员要经常关心老年人的生活，对老年人的社会参与给予更多的支持，促进老年人身体健康和心理健康的同步发展。