社交活動如何影響農村老年人生活滿意度？

劉西國

摘 要： （中）摘要 基于中國健康與養老追蹤調查2011年數據，采用工具變量法分析了社交活動對老年人生活滿意度的因果影響及影響渠道。研究結果表明，參與社交活動能夠有效提升老年人的生活滿意度。從影響渠道看，社交活動能夠降低老年人的抑郁癥傾向，能夠提高老年人看病的及時性，從而有效提升老年人的生活滿意度。本文的研究發現了“廣場舞”等文化活動生命力旺盛的實踐依據。據此，政府應當大力開展社區文化建設，科學規劃社區活動場所，為老年人積極參與社交活動創造基礎條件。

關鍵詞： （中）關鍵詞 社交活動；生活滿意度；內生性；渠道

中圖分類號：D6696 （中）中圖分類號 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2016）02-0040-08

DOI：103969/jissn1000-4149201602005

一、引言

中國經濟連續多年的高速增長使得2013年人均GDP達到6700美元，達到中等發達國家水平。在物質生活水平提高的同時，政府、民眾與學者開始關注如何提高精神層面的幸福與富足[1-2]。與此相伴的是，中國正快速進入老齡化社會。聯合國人口署發布的《中國1950-2050分年齡段人口（聯合國中級方案）》顯示，中國2050年60歲以上老年人口將達到4 億以上，占中國總人口的30%左右，遠遠高于10%的初步進入老齡化社會

這一標準[3]，并將產生贍養缺失、生活質量得不到保障等一系列問題[4]。而生活滿意度作為個體對自身生活質量的總體性評價指標，也是衡量老年人生活質量和心理健康狀況最常用的指標之一，已經引起許多經濟學者的廣泛興趣，成為經濟學中的一個熱門研究領域[5]。然而，中國老年人當前的心理健康情況并不理想。北京心理危機研究與干預中心的研究結果顯示，我國老年人正面臨嚴重的幸福感危機：老年人的自殺率遠高于青少年

《2011中國衛生統計年鑒》也顯示，2011年我國高齡老人（85歲以上）自殺率城鎮為39/10萬，農村為93 /10萬，遠遠高于25-29歲青年人的26/10萬和42/10萬。因此，當前亟待解決的問題就是：如何提高老年人的生活滿意度，緩解其抑郁情緒？

二、文獻綜述

在影響老年人生活滿意度的諸多因素中，經濟因素至關重要[6]，但我國社會保障制度建設起步晚，保障程度低，難以完全依賴通過增加經濟保障水平來提高老年人生活滿意度，而且這一途徑還存在“幸福悖論”現象。而從公共政策的角度來看，“幸福悖論”意味著任何旨在通過增加物質因素提高個體福利的計劃都是無效的[7]。恩格（Ng）也提出，物質因素容易產生攀比效應，其幸福感邊際效應遞減更快，會造成社會福利損失，而精神因素帶來的幸福感更穩定，對于提高生活滿意度更有意義[8]。謝識予等學者認為，非物質因素和幸福之間的聯系更為直接，是純粹的內心感受，排除了物質炫耀所帶來的干擾，帶來了無限的精神享受，而且快樂的心理能感染周圍的人，具有正的外部性 [9]。

因此，在我國社會保障水平較低、“未富先老”的社會現實下，探索提高老年人的生活滿意度的非物質途徑更有意義。其中，社交活動不僅能夠豐富老年人的精神文化生活，還能使老年人建立起良好的人際關系，排遣孤獨和寂寞，應當能夠提升老年人的生活滿意度。

目前，尚未檢索到關于社交活動與生活滿意度關系的文獻，僅有少量文獻研究了社會資本對老年人生活滿意度的影響，但社會資本的范疇要比社交活動寬泛得多。而且，國外學者基本上從社會活動及社會團體的介入程度、個人資源的分享程度來評價個體社交活動的參與程度，比如，彼得魯（Petrou）等學者認為社交活動是一種社會導向下的與他人分享資源的行為，可以用來衡量老年人的生活質量，屬于社會資本的范疇[10]。在社會資本較高的社會中，公民的社會參與性、社會信任度及對公共機構和組織的信任度往往也較高，并會對身心健康產生積極效應，從而提高人們的幸福感[11-12]。貝切蒂（Becchetti）發現社會資本與生活滿意度具有較強的因果關系[13]。利姆（Lim）認為信仰宗教者往往生活滿意度較高的原因在于宗教活動豐富了人們的社會資本，而且有宗教信仰的人崇尚與人為善，注重構建社會網絡[14]。巴托里尼（Bartolini）也發現利用社會資本能夠較好地預測人們生活滿意度的變化趨勢[15]。

已有研究尚存在以下兩方面不足。第一，未能克服自變量（社交活動）的內生性問題，因而難以識別社交活動對老年人生活滿意度的影響。產生內生性常見原因有四個[16]：①變量遺漏，影響老年人生活滿意度的因素很多，有些因素依賴于個體特征（如個人的心理素質、性格等），而這些因素往往難以觀察與測量，導致變量遺漏；②自選擇偏誤，自變量在某種程度上是被個人所決定的，但這一決定到底受到哪些因素的影響，我們是難以判斷的，因此自選擇偏誤是一種特殊的變量遺漏；③樣本選擇偏誤，如果對因變量的觀察僅僅局限于有限的非隨機樣本時，就容易產生這類偏誤；④聯立性偏誤，其本質就是自變量同時也由因變量決定，即雙向因果關系，因為生活滿意度高的老年人參與社交活動的積極性可能會更高。如果模型存在內生性問題，也就意味著其不再滿足正交條件，利用Order Probit 模型估計的結果將存在偏誤。第二，現有文獻尚未通過實證數據檢驗社交活動對老年人生活滿意度的影響機理。

針對上述研究的不足，本文將利用中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）2011年數據，力圖解決下面兩個問題：第一，采用工具變量方法克服社交活動的內生性問題，系統分析社交活動對老年人生活滿意度的因果影響；第二，探索社交活動對老年人生活滿意度影響的渠道與機制。本文旨在為老年人生活滿意度的提升提供有力的實證依據，幫助政府設計更為有效的老年人民生關懷政策，緩解老年人群的精神危機。

三、數據與方法

1.數據來源

中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）是北京大學國家發展研究院對中國中老年人進行的一項調查，調查對象是隨機抽取的家庭中45 歲及以上的人。在2008年預調查的經驗基礎上，CHARLS項目于2011-2012 年進行了全國基線調查。為了保證樣本的代表性，CHARLS 基線調查覆蓋了全國28個省的150 個縣、區的450 個村、居委會，成功訪問了10257 戶家庭的17708 名個人，總體上代表了中國中老年人群。所有的樣本都是采用PPS方法通過縣級抽樣、村居抽樣、家戶抽樣和個人抽樣4 個階段被抽取出來。本文采用的是2011年截面數據，其中60歲及以上老年人7725名，60歲及以上農村老年人5819名。

2.變量測度

在問卷中設置了因變量“生活滿意度”，具體設置如下問題：“總體來看，您對自己的生活是否感到滿意？”，回答分為五個等級：極其滿意、非常滿意、比較滿意、不太滿意、一點也不滿意。分析時將回答“極其滿意”、“非常滿意”和“比較滿意”者視為“生活比較滿意”，賦值為1，而將回答“不太滿意”和“一點也不滿意”者視為“生活不太滿意”，賦值為0。

關鍵自變量“社交活動”，問卷設置如下問題：“您過去一個月是否進行了下列社交活動？（可多選）”，選項為：①串門、跟朋友交往；②打麻將、下棋、打牌、去社區活動室；③無償向與您不住在一起的親人、朋友或者鄰居提供幫助；④去公園或者其他場所跳舞、健身、練氣功等；⑤參加社團組織活動；⑥參加志愿者活動或者慈善活動；⑦無償照顧與您不住在一起的病人或殘疾人；⑧上學或者參加培訓課程；⑨炒股（基金及其他金融證券）；⑩上網；B11其他；B12以上均沒有。本文將回答“以上均沒有”者視為“未參與社交活動”（賦值為0），其余無論選擇一項或多項者均視為“參與社交活動”（賦值為1）。

控制變量包括三個方面：①社會人口學特征：年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、經濟狀況、有無養老保險、居住模式；②老年人的健康狀況：自評健康和抑郁癥傾向；③地區因素：28個省份的虛擬變量。

3.模型設定

為解決可能存在的從生活滿意度到社交活動的反向因果關系，本文將采用工具變量法（IV）解決內生性問題。有效的工具變量需滿足兩個條件：①相關性，即工具變量與內生自變量（社交活動）相關；②獨立性，即工具變量與誤差項（影響生活滿意度的隨機變量）不相關。據此，本文選取“社區是否有老年活動中心或者棋牌活動室”和“社區是否有跳舞隊或者其他鍛煉隊”為工具變量。這兩個變量會影響到老年人參與社交活動，但與老年人的生活滿意度基本不相關，屬于外生變量，而且工具變量的個數也大于內生變量的個數，可以進行過度識別檢驗，以識別其有效性。然后，采用有限信息極大似然法（LIML）對模型進行兩階段估計。該方法的優勢在于可以避免由于模型界定錯誤而導致的一個方程參數估計值的偏誤傳遞到模型所有其他方程參數估計值中，也就是對弱工具變量缺乏敏感性，因而估計偏誤較小。LIML兩階段模型設置為：

基于模型的估計結果，我們對工具變量的有效性進行檢驗。由于工具變量是否與內生變量（社交活動）相關是兩階段估計量有效的前提，我們將用F檢驗來判斷該工具變量是否為弱工具變量。另外，我們用AndersonRubin過度識別統計量檢驗工具變量是否和誤差項不相關。

四、實證結果

1.農村老年人社交活動狀況

對樣本進行統計發現，4747%的老年人至少參與了一項社交活動，其中參與度最高的項目依次為：3119%參與“串門、跟朋友交往”；1227%參與“打麻將、下棋、打牌、去社區活動室”；385%參與“無償向與您不住在一起的親人、朋友或者鄰居提供幫助”；194%參與“去公園或者其他場所跳舞、健身、練氣功等”；070%參與“社團組織活動”；052%參與“無償照顧與您不住在一起的病人或殘疾人”；019%參與“志愿者活動或慈善活動”；參與“上學或參加培訓課程”、“上網”和“炒股”的老年人分別只有5人、3人和1人。未參與任何社交活動的老人有3057名，占5253%。

二級標題 2.變量描述

由表1看出，5819名老年人中2762名老年人至少參與了一項社交活動，和不參與社交活動的老年人相比，參與社交活動的老年人其生活滿意度較高。從控制變量看，與未參與社交活動的老年人相比，參與社交活動的老年人平均年齡略低，男性多于女性，文化程度更高，擁有養老金者更多。生活水平更高以及社區擁有老年活動中心或者棋牌[JP]活動室和舞蹈隊或其他鍛煉隊的比例更高。還可以發現，參與社交活動的老年人能夠及時看病的比例更高。同時，參與社交活動的老年人更

為了能夠更直觀地反映社交活動與老年人心理健康的關系，我們使用Stata120版軟件繪制了不同社交

活動情況下老年人其生活滿意度和抑郁傾向的年齡變化趨勢。如圖1、圖2所示，各年齡段積極參與社交

活動的老年人生活滿意度的比例均高于不參與社交活動的老年人，積極參與社交活動的老年人有憂郁傾向的比例低于不參與社交活動的老年人。

二級標題 3.回歸分析結果

為了體現工具變量法的優勢，我們首先采用普通回歸法進行回歸，然后再采用工具變量法進行回歸。表2的第一列采用Probit模型，假設社交活動為外生變量。估計結果顯示，參與社交活動能明顯提升老年人的生活滿意度，然而這僅僅反映了社交活動與老年人生活滿意度之間的相關關系。

表2第二列采用工具變量法解決社交活動

的內生性問題。一階段回歸中兩個工具變量對內生變量具有顯著的正向影響，符合分析的預期，即社區有老年活動中心等或舞蹈隊等，其老年人參與社交活動的可能性更高。而且一階段回歸的F統計量為1736，大于10，同時p<001，說明工具變量是有效的，不存在弱工具變量的問題。第二階段的過度識別檢驗AndersonRubin統計量為144，同時p>001，不能拒絕工具變量和誤差項不相關的原假設，說明工具變量與誤差項是不相關的。因此，工具變量是合適的。

二階段回歸中，社交活動變量的系數仍顯著為正，但影響程度明顯增大。可見，如果不考慮內生性問題，社交活動對老年人生活滿意度的提升作用會被顯著地低估。其中，遺漏變量是造成系數偏誤的重要原因：性格外向、喜歡活動的老年人更喜歡參與社交活動，他們對生活的滿意度也更高。

從控制變量看，在婚、生活水平高、受教育水平高的老年人生活滿意度高于非在婚、生活水平低、受教育水平低的老年人。另外，一階段回歸顯示，年齡、性別對是否參與社交活動沒有顯

4.社交活動影響農村老年人生活滿意度的渠道

前面已經驗證了參與社交活動能有效提升老年人的生活滿意度，但社交活動對老年人生活滿意度的影響渠道尚未明確，且筆者也未發現有文獻對這一問題進行解釋。在此將通過實證分析檢驗兩種

影響渠道。一是社交活動可以緩解農村老年人的抑郁癥傾向，即參與社交活動可能會減少因為瑣事而帶來的煩惱，避免情緒低落，驅走孤獨感，從而感覺生活滿意。CHARLS問卷采用以下10個問題測量老年人是否有抑郁癥傾向：①我因一些小事而煩惱；②我在做事時很難集中精力；③我感到情緒低落；④我覺得做任何事情都很費勁；⑤我對未來充滿希望；⑥我感到害怕；⑦我的睡眠不好；⑧我很愉快；⑨我感到孤獨；⑩我覺得我無法繼續我的生活。根據測量的綜合得分，進行有無抑郁癥傾向的判斷。二是社交活動能促使農村老年人及時看病，提高其健康水平，因為經常參與社交活動的老年人往往會有更多的朋友，更易覺察老人身體的不適和建議他們及時就診，從而減少老人因健康惡化而造成的抑郁、低落情緒[17]。

檢驗影響渠道的基本思路是，如果社交活動通過以上兩種渠道改善了老年人的生活滿意度，那么在模型中控制“無抑郁癥傾向”和“及時看病”變量后，參與社交活動對生活滿意度的正向影響將會縮小。表3第一列數據報告了沒有控制兩個渠道變量的2SLS估計系數，這與表2報告的結果相同。表3第二列的回歸數據進一步控制了“無抑郁癥傾向”，社交活動對生活滿意度的影響下降了524%。表3第三列數據控制了“及時看病”， 社交活動對生活滿意度的影響下降了69%，而且加入新的控制變量后，工具變量仍然有效。表3的第四列數據同時加入“無抑郁癥傾向”與“及時看病”變量，社交活動對生活滿意度的影響進一步降低。表3還顯示，是否有抑郁癥傾向及能否及時看病對老年人生活滿意度有顯著影響。

表3中工具變量檢驗顯示，一階段回歸的F統計量全部大于10，且p<001，說明工具變量是有效的，不存在弱工具變量的問題。第二階段的過度識別檢驗AndersonRubin統計量為對應的p值全部大于001，不能拒絕工具變量和誤差項不相關的原假設，說明工具變量與誤差項是不相關的。因此，工具變量是合適的。

由此可見，參與社交活動之所以能夠提升老年人的生活滿意度，很大程度上是因為社交活動可以改善老年人的抑郁癥傾向以及使其獲得更及時的治療。與此同時，即便同時控制了以上兩個變量后，社交活動對生活滿意度的正向影響依然存在。

五、結論與政策建議

本文利用CHARLS 2011年全國28省份的調研數據，利用工具變量法分析發現：第一，積極參與社交活動確實能提升老年人生活滿意度；第二，從影響渠道看，社交活動能防止老年人的孤獨感和情緒低落，減輕抑郁傾向的發生率，還能提高就醫的及時性。

本文豐富并拓展了前人的研究，作出了兩方面的貢獻。第一，首次研究了社交活動對老年人生活滿意度的影響。類似研究往往是從社會資本的角度進行，但社會資本的內涵要比社交活動寬泛得多，而且已有研究基本是停留在相關關系的分析上，并因為變量遺漏而低估了社交活動對生活滿意度的影響，因為積極參與社交活動者本身可能就有較高的生活滿意度。本文采用工具變量法克服內生性問題后，發現社交活動對老年人生活滿意度的改善效應大幅度提高。第二，本文基于實證數據檢驗了社交活動影響老年人健康的渠道：及時就醫、減少孤獨感和情緒低落能顯著提升其生活滿意度。

上述研究結論帶給我們的啟示是，社會轉型期的中國農村老年人對社交活動等精神生活有強烈的需求。由于生理機能的衰退，老年人逐漸從社會活動、社會角色中脫離，其交往對象、交往規模、交往頻率等社交活動變得越來越少。老年人社會角色在弱化的同時，卻增添了依賴特征的老年期社會角色，這些轉變使得老年人在社交活動中被邊緣化。更為嚴重的是，我國農村以居家養老為主的養老模式容易使老年人的社會生活領域相對封閉，容易形成以血緣性與地緣性對象為主的“差序格局”。而且隨著社會轉型效應的凸顯，子女的獨立性越來越強，父輩權威越來越弱，以血緣性為主的家庭內部關系網絡危機顯現，老年人與周圍人的聯系也隨著年齡的增長而日益減少，有與社會脫離的趨勢。因此，農村老年人渴望被關注，需要精神上的慰藉，這一現象應當引起政府和社會對老年人心理健康的關注。

令人欣慰的是，隨著我國全面進入老齡化社會，晚年幸福指數受到社會廣泛關注，政府也一直致力于老年友好型社會的建設。但無論是減免老年人新農合的參保費用還是推行新農保，采用的基本都是經濟手段。隨著經濟水平的提高，通過精神文化生活提升農村老年人生活滿意度顯得更為迫切，效果也更為明顯。根據CHARLS 2011數據分析發現，受訪農村老年人所在社區僅377%擁有棋牌室或老年人活動中心，擁有舞蹈隊或其他鍛煉組織的社區占303%，而在城市這一比例分別為716%和620%。因此，政府在做好養老經濟保障的同時，應大力建設老年活動中心、文化室等農村公共文化設施，為老年人的“廣場舞”等社交活動提供場所，使老年人產生社區價值感和被其生活所在社區接納的歸屬感，減輕老年人的孤獨感[18]，增強老年人的養老質量。

參考文獻：

[1]劉軍強，熊謀林，蘇陽.經濟增長時期的國民幸福感——基于CGSS數據的追蹤研究[J].中國社會科學，2012（12）：82-102.