志愿服務、年齡差異與主觀幸福感

張文超 吳遠洋 楊華磊

一、引言

近年來，隨著我國經濟社會發展，公眾對于公共服務需求的不斷增加，加之社會問題不斷涌現、復雜化，社會治理日漸需要社會組織、志愿力量的參與。志愿服務不僅能讓個體通過與他人互動而獲益，同時從國家層面來看，志愿服務參與社會治理能夠培育公共精神、積淀社會資本、調節潛伏的隱患矛盾、協調多方資源(王婕等，2018；袁小平、楊婉婧，2020)。此外，志愿服務作為一種補充性力量，能夠協助政府及時、有效地解決突發性公共危機事件帶來的問題。例如，2020年初新冠疫情的出現，為我國應急管理工作帶來了嚴峻挑戰，而志愿力量通過協助基層組織開展社區人員登記排查、安檢消毒、心理咨詢等工作，保障了疫情防控工作有序進行，為戰勝疫情做出了重要的貢獻。對此，近年來我國政府先后通過發布《關于支持和發展志愿服務組織的意見》、《志愿服務條例》等政策文件，推進志愿服務事業的發展。從實際情況來看，我國志愿服務發展取得了不錯的成績。根據中國志愿服務網的顯示，當前我國實名注冊志愿者人數達1.46億，志愿團體總數達69.81萬。然而需要注意的是，當前我國志愿服務仍存在一定的問題。相關數據表明，參與志愿服務的群體存在明顯的年齡差異，14～35歲的青年志愿者占據絕大部分，而36～59歲中年志愿者僅占到三分之一左右，60歲以上老年志愿者更是占比不足一成(王麗榮、陳思，2019)，中老年群體的志愿服務參與明顯不足；2018年發布的中國志愿服務參與狀況調查結果表明，我國志愿服務參與在具體領域之間存在不平衡現象，各類志愿服務的參與率還存在代際、地區、城鄉等差異，且志愿服務需求度遠高于當前實際參與率的問題(1)詳見http://www.chinanpo.gov.cn/1938/116047/newswjindex.html。，表明我國志愿服務事業仍需進一步提升。因此，如何進一步推動我國志愿服務事業發展，鼓勵更多公眾參與，自然成為政策決策者關注的議題。

我國志愿服務事業的發展也推動了學者們對于此議題的討論。筆者在中國知網上，以“志愿服務”為主題詞，檢索年份截止至2019年，共檢索到2083條結果，每年發表數量從1992年僅4篇，發展到2019年的122篇。然而，魏娜、王煥(2019)通過國內外志愿服務研究對比指出，對比國外相關研究，國內研究在研究主題、研究對象、研究方法、研究理論和學科基礎方面仍有較大進步空間。因此，從這一角度出發，采用實證方法針對不同群體討論參與志愿服務的影響因素、動機及其結果，對于補充當前我國志愿服務領域研究不足顯得尤為重要。當前已有學者關注到這一問題，嘗試開展相關研究，例如胡滌非、陳思茵(2019)、黃莉培(2020)、蒲清平等(2017)等。需要指出的是，上述研究中，研究對象多為青年群體，忽視了對中老年群體的關注，雖有部分學者注意到該不足，例如曹楊、王記文(2015)，苗青、張玉(2017)等，但這些研究中僅局限于老年人群體，缺少年齡差異下不同群體間的對比研究，因而無法區別和突出志愿服務對中老年人影響差異。

因此，基于我國志愿服務研究中，關于志愿服務對中老年人影響關注不足的問題，結合幸福感熱議的背景，本文提出以下問題：第一，中老年人參與志愿服務是否能夠有助于提升其幸福感？第二，考慮到中年人與老年人之間存在的年齡差異，志愿服務對兩者作用是否存在差異？第三，考慮到經濟因素對個體幸福有重要影響，那么個體的經濟狀況是否會影響到志愿服務與幸福感之間的關系？第四，中老年人參與志愿服務對幸福感的作用機制是什么？對于上述問題的回答，能夠幫助我們厘清中老年人參與志愿服務與幸福感之間的關系，明確中年人與老年人在志愿服務獲益上的差異，補充當前國內相關研究不足，有助于決策者針對不同群體制定差異化策略，從而推動中老年人參與志愿服務。

本文可能的邊際貢獻在于，一是系統地梳理了國內外關于中老年人參與志愿服務對其主觀幸福感影響的研究成果，為推動我國在中老年人參與志愿服務領域的研究提供參考與思路；二是在已有研究基礎上，對比中老年人幸福感的差異，回答參與志愿服務對中年人和老年人幸福感影響的差異，同時進行中介效應討論，厘清中老年人參與志愿服務同幸福感之間的關系和年齡差異對其關系的影響；三是在方法上，采用全國性調查數據進行研究的同時，運用傾向得分匹配-雙重差分結合的方法進行穩健性檢驗，以對當前研究進行補充。

二、文獻評述

從當前研究成果來看，國內外學者針對志愿服務與幸福感之間的關系進行了不同維度的討論，其中針對中老年人，尤其是以老年人為研究對象的研究形成了相對豐富的研究成果，具體而言本文從影響結果、影響程度以及影響機制三方面進行梳理。

首先，從影響結果來看，多數學者研究發現志愿服務同幸福感之間存在積極聯系。Borgonovi(2008)利用社會資本社區基線調查數據(Social Capital Community Benchmark Survey)，通過兩階段最小二乘法研究正式志愿服務同幸福感之間關系發現，志愿服務與幸福感之間存在積極聯系。Haski-Leventhal(2009)、Schwingel et al.(2009)、Sarid et al.(2010)、Ho(2017)分別利用歐洲、新加坡、以色列以及中國臺灣屏東縣數據進一步驗證了中老年人參與志愿服務對幸福感的積極影響。國內學者李芹(2010)通過對濟南城市社區老年志愿服務的問卷調查，指出參與志愿服務能改善老年人的生活滿意度；吳金晶等(2012)、曹楊、王記文(2015)分別基于北京朝陽區、西城區調研數據，采用Logistics模型得出了相同結論。

為了進一步比較參與志愿服務對中老年人的作用，也有學者引入了年輕群體進行比較。Willigen(2000)基于美國生活變化調查數據(Americans’ Changing Lives Survey)，采用OLS模型研究發現，雖然志愿服務對年輕人和老年人的幸福感均有顯著影響，但相較而言，志愿服務對老年人的影響更為明顯。與此相似，Musick and Wilson(2003)在研究老年人志愿服務與抑郁度之間關系時，同樣引入年輕人進行比較，但發現志愿服務對幸福感的積極效應僅存在于老年人中。

此外，也有部分學者發現兩者之間可能并不存在顯著聯系。Menec(2003)在基于馬尼托巴老齡調查數據進行研究時，將幸福感操作化為快樂度與生活滿意度，采用OLS回歸模型發現參與志愿服務同快樂度與生活滿意度之間并不存在顯著聯系。Shmotkin(2003)以以色列高齡老人為研究對象，采用Logistics模型也發現雖然參與志愿服務對自評健康、社會關系有顯著影響，但并未對當前生活評價有顯著影響。

其次，從影響程度來看，由于志愿服務參與頻率、參與者個體特征等差異，志愿服務對幸福感的影響程度存在差異。一方面，由于參與頻率、狀態、服務類型不同，志愿服務對幸福感呈現非線性關系。Windsor et al.(2008)、王記文(2012)分別利用澳大利亞和中國北京市的調研數據，發現志愿服務參與同幸福感之間呈現“倒U型”關系，而前者進一步指出一年參與志愿服務時數維持在100-800小時較為合適，并且相較于沒有參與以及適度參與的老年志愿者而言，參與程度高的老年志愿者可能面臨更高程度的負面情緒。不過，Matz et al.(2012)指出，對于參與水平低和中等的老年人而言，其心理幸福感低于沒有參與志愿服務的老年人，而僅有高參與水平的老年志愿者其心理幸福感顯著提升。同時，也有學者發現志愿服務的持續性或狀態的變化同樣影響幸福感水平。Li et al.(2013)采用三期臺灣老年人健康與生活調查(Survey of Health and Living Status of the Elderly in Taiwan)數據，按照研究對象參與或退出志愿服務狀態的變化，將志愿服務狀態分為“從未參加”、“持續參加”、“間斷參加”、“由積極參與到不積極參與”、“由不積極參與到積極參與”五種狀態，發現“持續參與”和“由不積極到積極參與”兩種情況對老年人生活滿意度和抑郁度有顯著積極影響，而“間斷參與”和“由積極到不積極參與”僅對生活滿意度有顯著積極影響。此外，Lee(2019)采用2012年韓國社會綜合調查數據(Korea General Social Survey)時發現，僅鄰里社區類與弱勢群體幫扶類志愿服務能夠提升個體的幸福感水平。

另一方面，個體特征的差異也同樣會影響志愿服務與幸福感之間的關系。Dulin et al.(2012)利用2000年新西蘭健康、工作與退休追蹤調查(New Zealand Health, Work, and Retirement Longitudinal Study)數據，采用回歸分析方法發現，經濟生活水平對志愿服務與幸福感的關系起調節作用，具體而言，志愿服務對經濟生活水平低者幸福感影響更為顯著。與此相同，苗青、張玉(2017)通過2005年CGSS數據，采用處理效應模型，發現對于處于弱勢地位的老年人而言，參與志愿服務存在社會補償效應，即弱勢老年人更能通過志愿服務提升其主觀幸福感。此外，Jiang et al.(2018)則在采用線性模型進行研究時發現社會網絡不同，影響效果不同。對于朋友較少的老年人而言，參與志愿服務對其影響會更為明顯。

最后，從影響機制來看，學者們基于不同的理論框架提出了不同的觀點。Greenfield and Marks(2004)將主觀幸福感操作化為生活滿意度、積極情緒和消極情緒，發現老年人參與志愿服務對生活滿意度以及積極情緒有顯著影響，而對消極情緒的影響并不顯著。對此，Greenfield and Marks認為志愿服務對主觀幸福感的影響主要是通過提升生活滿意度以及積極情緒來實現，而Kahana et al.(2013)在采用有序Logistics模型研究其社會取向行為對老年人幸福感的影響時，也得出了相同的結論。不過，劉西國(2016)利用2011年CHARLS數據，將志愿活動整合進社會交往中，研究社會交往對農村老年人生活滿意度時，指出社會交往通過降低抑郁程度以及提醒老人及時就醫從而提升其生活滿意度。另外，Piliavin and Siegl(2007)基于威斯康辛州追蹤調查數據(Wisconsin Longitudinal Study)，指出個體參與志愿服務通過社會整合與被重視感影響心理健康，前者意味著社會關系數量較少的個體更容易通過志愿服務改善其心理健康，而后者則意味著通過志愿服務，志愿者能夠意識到自身的重要性，進而影響其心理健康。Pilkington et al.(2012)從社會支持角度出發，假設老年人參與志愿服務對其主觀幸福感的影響主要通過社會支持來實現，而其研究結果表明，來自朋友與家人的社會支持以及積極的社會交換起中介作用。

從上述文獻回顧中，可以看出國內外學者已經對以中老年人、尤其是老年人為研究對象的志愿服務與幸福感之間關系進行較為深入的討論。不過，對比國外研究成果，該議題在國內尚未引起學者們的廣泛關注，同時國外研究結論是否適用于我國實際需進一步討論。對此，綜上所述，對于我國中老年人志愿服務參與同幸福感之間的研究可以從研究內容和研究方法兩方面進一步拓展。

在研究內容方面，可以聚焦于基于年齡差異下志愿服務對幸福感影響的研究。其一，增加不同年齡群體之間的對比討論，進一步討論志愿服務對不同群體的意義與價值?；仡櫼延醒芯?，當前國內研究中，針對中老年志愿服務的討論中僅僅關注于老年人群體本身，對于與青年人、中年人之間的差異并無討論，無法獲知志愿服務對于老年群體的特殊價值。其二，關注志愿服務類型差異、參與狀態變化的影響。當前國內研究中，僅僅關注到了是否參與志愿服務這一行為，但對于具體服務內容差異可能產生的影響并沒有進行討論，同時對志愿者參與狀態的變化也缺乏關注，因此需要進一步研究討論。其三，關于異質性和中介效應的工作還有改進空間。雖然學者們也進行了探索，如高翔、溫興祥(2019)基于疼痛的中介效應分析，但是就更具有現實意義的經濟狀況和心理健康等進行異質性和中介效應分析的工作還是不足，進一步探討我國中老年人參與志愿服務對幸福感的心理健康作用機制，有助于我國厘清中老年人參與志愿服務對幸福感的作用機制。

在研究方法方面，從模型選擇角度來看，針對當前國內外研究情況，多數學者主要通過OLS、Logistics模型等開展研究，對于內生性問題關注得較少，因而結果可能由于遺漏變量、自選擇問題而產生偏差?，F有經驗研究中，對內生性問題的回應，主要通過基于截面數據的工具變量，處理效應模型和傾向值分析法等實驗方法來完成，考慮到本研究問題可能存在自選擇性、遺漏變量等內生性問題，因此采用傾向得分匹配(Propensity Score Matching，PSM)和雙重差分(Difference in differences，DID)結合的方法進行處理，而當前少有研究采用這種方法進行討論。另外，從使用的數據來看，當前國內學者對該問題的研究多以局部地區調查數據為主，較少采用全國性數據進行研究，尤其使用能夠代表中老年人特征的中國健康與養老追蹤調查數據，此數據覆蓋全國28個省45歲以上中老年人，是一個高質量的微觀數據，能很好地克服樣本選擇偏誤。

綜上，本文基于2013-2015年(China Health and Retirement Longitudinal Study, CHARLS)數據，采用有序Logit模型研究我國中老年人參與志愿服務對幸福感的影響，并采用PSM-DID進行穩健性檢驗。同時，此基礎上，考慮到中老年人群體差異，按年齡劃分進行異質性檢驗，以討論中老年志愿服務作用的差異性。隨后，參照已有研究，進一步討論經濟因素是否會影響志愿服務與幸福感之間的關系，最后，參照溫忠麟、葉寶娟(2014)的中介效應檢驗程序，討論我國老年人參與志愿服務是否通過提升積極情緒水平、抑制消極情緒水平實現。

本文的結構安排如下：第三部分介紹數據來源、變量選取以及計量模型的設定；第四部分主要為變量的統計性描述情況，并采用有序Logit回歸、OLS回歸、PSM-DID方法驗證老年人參與志愿服務與幸福感之間的關系；第五部分分年齡差異進行進一步討論，同時進行調節效應和中介效應檢驗；第六部分為總結，并提出相應的建議措施。

三、數據、變量與模型設定

(一)數據來源

本文數據來源為中國健康與養老追蹤調查數據。CHARLS是由北京大學國家發展研究院主持、北京大學中國社會科學調查中心與北京大學團委共同執行的大型跨學科調查項目，旨在收集一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質量微觀數據。本文主要采用2013、2015年兩期調查數據。其中，本文在進行數據處理，剔除缺失值、不適用樣本后，2013年與2015年分別保留45歲以上樣本10393個、12362個。

(二)變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為幸福感，這里特指為主觀幸福感，人們對自己生活的評價，包括情感和認知方面(Diener，2000)。參照已有研究以及問卷設計，本文采用生活滿意度表征主觀幸福感。一方面，生活滿意度是基于被調查個體對于生活多維度的綜合評價，是人們長期幸福感的穩定度量指標(馬汴京，2019)；另一方面，則是因為在2013年、2015年問卷設計中僅有生活滿意度的指標。這里本文依據CHARLS問卷中，健康狀況和功能模塊的“總體來看，您對自己的生活是否感到滿意？”，將幸福感劃分為“一點也不滿意”、“不太滿意”、“比較滿意”、“非常滿意”、“極其滿意”五個等級。

2.主要解釋變量

本文的主要解釋變量為志愿服務。2017年，我國國務院正式出臺了《志愿服務條例》，其中明確將志愿服務界定為志愿者、志愿服務組織和其他組織自愿、無償向社會或他人提供的公益服務。根據對這一概念的界定，同時考慮到我國志愿服務以無償服務和助人為樂為特征(江汛清，2002)，本文依據CHARLS數據中，健康狀況和功能模塊的問題“您過去一個月是否進行了下列的社交活動？”，將“無償向與您不住在一起的親人、朋友或者鄰居提供幫助”視為非正式志愿服務，將“志愿者活動或者慈善活動”視為正式志愿服務，將至少參與其中一項的受訪者，界定為參與志愿服務并賦值為1，反之則為未參與志愿服務并賦值為0。

3.控制變量

考慮到其他因素對幸福感存在影響，因而，參照王紅(2015)的研究，本文選取受訪者的人口特征(性別、年齡、健康狀況)、家庭特征(配偶狀況、家戶人數、子女同住、子女經濟支持)、社會經濟特征(教育年限、養老保險、工作狀況、經濟狀況、社區類型)作為控制變量納入模型中。其中，需要補充說明的是關于ADL變量的處理。由于ADL變量由6個問題進行加總，且在受訪者回答上述6個問題前，需要回答前置問題，倘若受訪者在這些前置問題中都不存在困難，則會跳過上述6個問題。因而，為了盡可能保留樣本，這里本文將這些在前置問題中不存在困難的個體納入到樣本，并在ADL變量中重新賦值為0。具體如下表1所示

表1 變量名稱與賦值

4.中介變量

參考劉西國(2016)的研究，社會交往通過抑郁度等影響生活滿意度，結合Greenfield and Marks(2004)的研究，志愿服務可能通過積極情緒提升幸福感水平，并不會對消極情緒產生影響。因而，為了進一步討論志愿服務作用于幸福感的機制，本文將問卷健康狀況和功能模塊中的“我因一些小事而煩惱”、“我感到情緒低落”、“我感到害怕”、“我感到孤獨”、“我覺得無法繼續我的生活”五個問題歸為消極情緒，并依次將“很少或者根本沒有”、“不太多”、“有時或者說有一半的時間”、“大多數時間”重新賦值為0-3，隨后進行加總算出消極情緒水平；同理，將“我對未來充滿希望”和“我很愉快”歸為積極情緒，并對上述問題進行反向賦值，即依次將“大多數時間”、“有時或者說有一半的時間”、“不太多”、“很少或者根本沒有”賦值為0-3，并加總為積極情緒水平。

(三)模型設定

1.基準模型

為了考察中老年人參與志愿服務對幸福感的影響，本文將模型設定如下：

happinessi=β1+c*volunteeri+γXi+εi

(1)

其中，happinessi為本文所關注的被解釋變量幸福感；volunteeri則為解釋變量志愿服務參與；Xi為人口特征、家庭特征、社會經濟特征等一系列控制變量；εi為隨機誤差項?？紤]到被解釋變量為定序變量，為了方便后文解釋，這里本文采用有序Logit進行考察。同時，參考陳釗等(2012)將離散變量幸福感視作序數變量，進而采用OLS回歸模型，本文也在基準回歸結果部分加入OLS回歸結果，同有序Logit模型回歸結果進行對比。

2.傾向得分匹配-雙重差分法

(1)傾向得分匹配

誠如史薇(2017)所言，由于志愿服務并不是隨機產生的，而是一種自我選擇行為，比如更幸福的人，更可能參與到志愿服務過程中。對此，采用PSM方法能夠緩解自選擇帶來的問題。具體而言，PSM假定在給定可觀測變量的條件下，中老年人是否參與志愿服務，與個體幸福感水平無關，而是由既定可觀測變量決定。因此，通過計算個體參與志愿服務的概率，即傾向得分，并依據傾向得分進行匹配，比較兩組的差異，即可得出本文關注的平均處理效應(ATT，Average treatment effect on the treated)。對此，中老年人參與志愿服務所受到的ATT可以表示為：

ATTPSM=E[Y1i|D=1,p(Xi)]-E[Y0i|D=0,p(Xi)]

(2)

其中Y1i為參與志愿服務中老年人的幸福感，Y0i為未參與志愿服務的幸福感；Di為處理變量，在這里主要指是否有參與志愿服務，Di=1時表示有參與志愿服務，Di=0表示無參與志愿服務；p(Xi)為傾向得分，表示個體參與志愿服務的概率。然而需要說明的是，由于PSM是基于可觀測變量，無法解決不可觀測變量所帶來的影響。

(2)雙重差分法

DID的優勢在于，基于面板數據，能夠在一定程度上解決遺漏變量問題，尤其是針對不隨時間變化，而又隨個體或地區變化且難以觀測的變量。具體而言，本文依據2013年、2015年個體志愿服務參與狀態重新生成處理變量Di，即2013年未參與志愿服務，2015年參與志愿服務的中老年人為處理組；2013年、2015年均未參與志愿服務的中老年人為控制組。因此，采用DID模型計算的ATT可以表示為：

(3)

其中，Y2013i表示2013年個體的幸福感水平，Y2015i則為2015年個體的幸福感水平；T表示處理組，C則表示控制組；Di則表示處理變量，Di=1 為處理組，Di=0為控制組。式(3)右邊兩項分別表示處理組與控制組自身的變化，而通過再次差分，消除時間效應，從而獲得參與志愿服務的ATT。需要注意的是，DID方法有效的一個前提條件是，保證處理組和控制組的時間效應一致，即倘若不存在干預時，處理組和控制組的發展趨勢是平行的(劉瑞明、趙仁杰，2016)。

(3)傾向得分匹配-雙重差分法

考慮到在本文中，不同個體之間存在差異，倘若僅采用DID方法難以保證時間效應一致，因此，參考萬海遠、李實(2013)、石大千等(2018)的研究，這里本文采用PSM-DID結合的方法進行研究，充分發揮PSM和DID的優點，即同時控制可觀測變量、隨時間不變和隨時間同步變化的不可觀測變量。在本文中，具體步驟為：首先，需要依據2013年個體特征計算個體2015年參與志愿服務的概率，即傾向得分，這里本文采用Logit模型進行計算；其次，依據傾向得分，將處理組與控制組進行匹配；最后，計算出ATT。具體可以表示如下：

(4)

其中，p(X2013i)表示個體基于2013年特征所計算出來的傾向得分。

3.調節效應檢驗

為了檢驗經濟因素對志愿服務與幸福感之間的影響，這里本文在式(1)的基礎上，加入經濟狀況與志愿服務的交互項，具體模型設定如下：

happinessi=β2+c1*volunteer+c2*asseti+c3*volunteeri*asseti+γXi+εi

(5)

其中，asseti指代個人經濟狀況，具體而言在本文是指個體金融資產總和；volunteeri*asseti為個體經濟狀況與志愿服務的交互項。

4.中介效應檢驗

為了探討老年人參與志愿服務是否通過提升積極情緒水平、抑制消極情緒水平影響主觀幸福感。這里本文參照溫忠麟、葉寶娟(2014)所提出的中介效應檢驗程序，具體模型設定如下：

happinessi=β1+c*volunteeri+γXi+εi

(6)

Mi=β3+a*volunteeri+γXi+εi

(7)

happinessi=β4+c'*volunteeri+b*Mi+γXi+εi

(8)

式(6)中的系數c表示老人參與志愿服務對幸福感影響的總效應；而式(7)中系數a為志愿服務參與對中介變量Mi的效應；式(8)中的系數b則在控制志愿服務參與情況下，中介變量Mi對幸福感的效應，系數c′表示在控制中介變量情況下，志愿服務對幸福感的直接效應。此時，中介效應等于間接效應，即系數乘積ab，其余直接效應、總效應的關系為：

c=c′+ab

(9)

依據溫忠麟、葉寶娟(2014)的中介效應檢驗程序，需要依次進行如下五個步驟：第一步，需要檢驗總效應c是否顯著，倘若顯著則按中介效應立論，反之則按遮掩效應立論。第二步，分別檢驗a、b的顯著性，若兩者均顯著則進入第四步；倘若a、b中至少一個不顯著，則進入第三步；第三步，進行Bootstrap檢驗，檢驗間接效應ab的顯著性，若為顯著則進入下一步，若不顯著則間接效應不顯著，停止中介效應檢驗。第四步，檢驗直接效應c′顯著性，以判斷為完全中介效應還是部分中介效應，若c′顯著則可以認為是存在部分中介效應，反之，則是完全中介效應；第五步，比較ab和c′符號，倘若同號且為部分中介效應，則報告中介效應占總效應的比例，即ab/c。倘若異號，則為遮掩效應，報告間接效應與直接效應比例的絕對值，即|ab/c′|。

需要注意的是，依據劉紅云等(2013)研究，當中介模型的因變量為二分類或多分類的等級變量時，應該使用Logit回歸分析方法，但是當因變量的類別數較多(5及以上)時，可以考慮使用連續分析方法。因此，為方便后文解釋，在中介效應檢驗部分，本文將幸福感視作連續變量，采用OLS回歸進行檢驗。

四、實證結果與討論

(一)變量統計性描述

表2為各變量的主要統計量。第一列為總樣本中各變量的均值、標準差、最小值和最大值，后兩列為參與志愿服務樣本與無參與志愿服務樣本各變量的均值、標準差。從表2中可以看出，總體上中老年人主觀幸福感水平為3.279處于比較滿意的水平，進一步分樣本來看，參與志愿服務的中老年人主觀幸福感水平為3.338，高于無參與志愿服務老年人的3.268，且這種差異在1%的統計水平上顯著。在志愿服務參與方面，樣本中參與志愿服務的中老年人約有15.8%，而在美國，45歲以上中老年人志愿服務參與率高達25.5%(2)詳見https://www.bls.gov/news.release/volun.t01.htm，表明當前我國中老年人志愿服務參與水平仍有待進一步提升。

表2 變量描述性統計

為更好地分析中老年人參與志愿服務對主觀幸福感的影響，圖1比較了有無參與志愿服務的中老年人的幸福感水平差異。從圖1可以看出，在“一點也不滿意”、“不太滿意”水平上，無參與志愿服務的中老年人分布比例要高于參與志愿服務中老年人，而在“非常滿意”和“極其滿意”水平上，參與志愿服務的中老年人分布比例要高于無參與志愿服務的中老年人。較為意外的是，在“比較滿意”水平上，有參與志愿服務中老年人分布比例要低于無參與志愿服務中老年人。雖然如此，但結合描述統計結果，可初步得出中老年人參與志愿服務能夠提升幸福感的結論。

圖1 參與志愿服務與無參與志愿服務中老年人主觀幸福感的分布

(二)基準回歸結果

表3為有序Logit和OLS回歸結果，其中模型(1)、(3)、(5)分別為2013年、2015年、總樣本的有序Logit結果；模型(2)、(4)、(6)則為OLS回歸結果。從結果來看，無論是2013年，還是2015年，抑或總樣本都可以看出，中老年人參與志愿服務幸福感水平要高于沒有參與的中老年人。具體而言，在有序Logit結果方面，從2013年樣本情況來看，在控制其他變量的影響下，參與志愿服務中老年人幸福感比沒有參與志愿服務的高出12.1%，2015年樣本約高出11.6%；而總樣本情況則約高出10.9%。OLS結果與有序Logit結果相似。Lee(2019)指出志愿服務同幸福感之間的積極聯系可以從心理層面與社會層面進行解釋。從心理層面來看，個體通過志愿服務能夠幫助個體形成被重視感、提升自尊、清楚人生意義與價值等，從而提升個體幸福感。Piliavin and Siegl(2007)則在區分享樂幸福(Hedonic Well-being)和意義幸福(Eudaimonic Well-being)基礎上指出，同其他的社會參與一樣，志愿服務能夠讓個體感覺快樂(Feeling Good)，即享樂幸福，但志愿服務能夠進一步，通過讓個體感覺到被重視，從而讓個體感覺快樂的同時，更讓其認識到更好的自我(Feeling Better About Oneself)，實現意義幸福。從社會層面來看，志愿服務通過推動個體社會融合實現幸福感的提升。個

表3 有序Logit和OLS回歸結果

體通過參與志愿活動，與他人進行社會互動，進而獲得更多的社會支持，并且同時產生諸如信任、歸屬感、親密感等，從而提升個體幸福感。Pilkington et al.(2012)在研究老年人參與志愿服務與幸福感問題時指出，相較于沒有參與者而言，參與志愿服務的老年人能夠從家人與朋友中獲得更多的社會支持，進而提升幸福感。

(三)穩健性檢驗

考慮到中老年人參與志愿服務與幸福感之間可能存在自選擇、遺漏變量等內生性問題，這里本文采用PSM-DID的方法進行穩健性檢驗。對此，本文對數據進行了以下處理，首先保留2013、2015年兩期均出現的樣本，共保留7834個樣本；其次，生成“處理組”和“控制組”。處理組為2013年沒有參與志愿服務，2015年有參與志愿服務的中老年人；控制組為2013年和2015年均沒有參與志愿服務的中老年人。在進行處理后，發現處理組樣本為937個；控制組樣本為5722個。然后，依據2013年時個體特征、家庭特征、社會經濟特征，采用Logit回歸計算老年人參與志愿服務的傾向得分，并依據傾向得分進行匹配。這里為了保障匹配結果，對匹配后結果進行平衡性檢驗，如表4所示。

從表4可以看出，在匹配后，處理組與控制組在各變量上均不存在顯著性差異，顯著性水平均高于10%。同時通過繪制核密度函數圖，如圖2所示，其中左圖為匹配前密度函數分布，右圖為匹配后密度函數分布。從圖2可以看出，在匹配后處理組與控制組核密度函數更為接近，意味著匹配效果較好。

表4 匹配后各變量平衡性

圖2 匹配前后處理組與控制組核密度函數圖

匹配后，本文采用DID的方法探討中老年人參與志愿服務對幸福感的影響，結果如表5所示。從表5可以看出，在2013年，處理組與控制組的中老年人幸福感并不存在顯著差異，并且控制組幸福感略高于處理組，約0.015。然而，在2015年，處理組樣本參與志愿服務后，其幸福感水平高于控制組，約高出0.038，在5%統計水平上顯著。進一步對2013年與2015年處理組與控制組差異進行相減，可以發現，差分結果，即ATT為0.053，在5%統計水平上顯著，表明中老年人參與志愿服務后幸福感水平提升了0.053，這與上述結論保持一致。

表5 PSM-DID結果

五、進一步分析

(一)年齡異質性檢驗

為了進一步比較志愿服務在不同年齡中的效果，這里本文以60歲為界，將樣本分為中年人與老年人的樣本。

首先，基于總樣本，本文對中老年人幸福感進行了比較，如圖3所示。從圖中可以明顯看出，整體上，老年人幸福感水平要高于中年人，這可能由于在中年階段，個體面臨著職場、家庭的雙重壓力，削弱了其個體的幸福感水平。同時，通過中老年人有無參與志愿服務幸福感差異，可以看出，中年人參與志愿服務比無參與志愿服務幸福感，要高出0.082，而老年人則高出0.079，兩者差異不大。對此，為了進一步探討中老年人參與志愿服務對幸福感影響的差異，同時避免內生性問題，這里本文參照穩健性檢驗，同樣采用PSM-DID的方法進行處理，結果如表6所示。

圖3 中老年人幸福感情況對比

依據表6，可以看出中老年人參與志愿服務對幸福感的影響存在差異。通過PSM-DID結果可以看出，對于中年人而言，參與志愿服務對幸福感的提升僅為0.005，并不顯著；而對于老年人而言，參與志愿服務對幸福感的提升則為0.106，并在1%的統計水平上顯著。對比中老年人的結果來看，顯然志愿服務對老年人的影響更為顯著。對此，Willigen(2000)從生命歷程視角指出，個體所扮演的角色在不同人生階段具有不同的意義。對于老年人而言，志愿者角色可以彌補已有職場角色的消失，而對于中年人而言，志愿服務更多體現為現有角色的延伸，個體通過參與志愿服務以完成不同的角色任務，例如成為好的父母與員工等。參照Musick and Wilson(2003)的研究，其認為這種差異可能有三種原因：其一，老年人更傾向于選擇對自己更有益的活動，如宗教類志愿服務；其二，僅有當志愿服務體現個體選擇意志時，其效果才會顯示。相較于年輕群體而言，老年人更容易地自主選擇，因為對于年輕群體而言，志愿服務更多地被視為履行社會責任的無償勞動；其三，考慮年輕群體可能更多地由于物質回報、獲得工作經驗與技能等外在因素所驅使，這可能導致了志愿服務對于年輕群體較弱的影響。

表6 中老年參與志愿服務對幸福感影響

(二)經濟因素調節效應討論

鑒于Dulin et al.(2012)研究指出經濟生活水平對志愿行為與幸福感的關系存在顯著影響，因而，這里本文結合我國樣本情況，對經濟因素是否對志愿服務與幸福感關系存在調節效應進行討論。同時考慮到當前研究表明志愿服務對弱勢老年人存在“社會補償效應”(苗青、張玉，2017)，這里本文在討論總體樣本情況下，進一步結合年齡分組討論，結果如表7所示。

表7 調節效應檢驗結果

從總樣本情況來看，雖然伴隨著經濟狀況的提升，中老年人參與志愿服務對幸福感的促進作用也會增強，但是這一作用在10%統計水平上并不顯著。進一步分樣本情況來看，無論是中年人，抑或是老年人，經濟狀況均對志愿服務和幸福感之間的關系不存在顯著作用。對此，一種可能的解釋是可能由于志愿服務內容為某一特定類型所致。Lee(2019)在依據2012年韓國社會綜合調查數據進行研究時，依據服務內容，將志愿服務分為鄰里社區類、教育性質類以及弱勢群體幫扶類三種，其中僅幫扶弱勢群體類志愿服務顯著受收入的調節，其余兩類并不受收入的影響。本文中的志愿服務由正式志愿服務與非正式助人構成，而后者在樣本中所占比重大，與Lee(2019)研究中的鄰里社區類志愿服務較為接近。此外，Handy et al.(2000)在進行公眾對志愿者界定的跨國研究中，發現在志愿服務中存在“階級平等效應”(Class Equalizing Effect)，即人們不以個人的身份評價志愿者，而是將他們一視同仁。因此，可能由于該效應的存在，使得中老年人即使經濟狀況不同，也能從志愿服務中體驗到同樣的經歷，進而獲得相似的影響。

(三)中介機制討論

為了進一步討論志愿服務對主觀幸福感的影響是否通過提升積極情緒、抑制消極情緒而實現的，本文進行了中介效應檢驗，結果如下表8所示，其中模型(10)、(11)為積極情緒中介效應檢驗情況，模型(12)、(13)為消極情緒情況。

表8 中老年人參與志愿對主觀幸福感的中介效應檢驗結果

從模型(10)、(11)結果來看，中老年人參與志愿服務能夠提升自身積極情緒水平，約0.252，同時積極情緒與幸福感之間也存在正相關關系，且由于志愿服務系數不顯著，因此積極情緒起完全中介效應。然而，從模型(12)結果來看，意料之外的是志愿服務與消極情緒呈現正向關系，即中老年人參與志愿服務提升了消極情緒水平，進一步結合模型(13)的結果來看，志愿服務同幸福感依舊保持積極聯系，但對比模型(6)結果，其系數增加了約0.009，然而消極情緒同幸福感之間呈現顯著負相關關系，依據溫忠麟、葉寶娟(2014)的研究，在直接效應同間接效應系數符號相反時，以遮掩效應立論。因而，志愿服務可能會導致個體消極情緒的提升進而抑制了幸福感水平，其中間接效應與直接效應的比例為18.54%(3)|ab/c′|=|0.155*(-0.061)/0.051|≈0.18539。，即抵消了志愿服務直接影響的18.54%。對此，一方面可能由于中老年人參與志愿服務頻率差異所導致，誠如Morrow et al.(2003)研究發現過度參與可能會導致不良的影響。另一方面，參照Shmotkin et al.(2003)的研究，志愿服務同消極情緒之間的關系可能與個體共情能力或同情心有關，一般而言，參與志愿服務個體可能更容易體會到服務對象的不易與艱辛，同情其遭遇，進而會影響到志愿服務提供者本人。

六、結論

基于當前我國志愿服務領域研究中，關于參與志愿服務對中老年人影響討論不足的問題，結合幸福感議題，本文提出我國中老年人參與志愿服務是否有助于提升幸福感水平和幸福感的提升是否會在中老年群體中存在年齡差異的問題。為科學回答這一問題，本文利用2013-2015年兩期CHARLS數據進行研究，結果表明：(1)我國中老年人參與志愿服務有助于提升幸福感水平，在考慮到內生性問題并采用PSM-DID進行處理后，這一結論仍然成立；(2)考慮到不同年齡群體之間可能存在差異，本文以60歲為界劃分為中年人與老年人兩個群體進行異質性討論，結果發現參與志愿服務對幸福感的提升存在顯著的年齡差異，對于老年人而言，志愿服務能夠顯著提升其幸福感水平，但對于中年群體而言，志愿服務的影響并不顯著；(3)在基準回歸基礎上，加入經濟狀況與志愿服務的交互項考察經濟因素可能的調節作用時，發現無論是從總體上來看，抑或是分樣本討論，經濟狀況對于志愿服務與幸福感之間的關系不存在明顯的調節作用；(4)在進一步討論中介效應時發現，志愿服務通過提升積極情緒而提升個體幸福感，而消極情緒則起遮掩效應。

本文研究的理論意義在于，系統梳理了國內外當前有關中老年人志愿服務與幸福感之間影響的文獻，在既有國內研究單獨針對老年人討論的基礎上，進一步增加中年群體樣本進行年齡差異對比討論，以了解不同年齡群體下，志愿服務影響的差異，同時補充了參與志愿服務對中老年人幸福感的影響機制研究，參與志愿服務可以有效地提升中老年人的積極情緒，但也需要注意到志愿服務通過消極情緒所產生的潛在不良影響。

本研究的政策意義在于，其一，為政府推進中老年人，尤其是老年人志愿服務參與提供依據。當前伴隨著我國人口老齡化，如何在實現“老有所養”的基礎上，進一步實現“老有所為”、“老有所樂”的目標，是政策制定者需要認真考慮的問題。對此結合“中老年人參與志愿服務有助于提升幸福感”的結論，政府應積極推動中老年人參與志愿服務，一方面可以在宏觀層面上，通過完善法律法規為中老年人參與志愿服務提供制度保障，另一方面，也可以通過扶持以社會工作機構為代表的社會組織，通過社會組織及其工作人員培育老年志愿服務小組、團隊，為社會志愿服務賦能。其二，志愿組織中的組織者和管理者應當注意志愿者心理變化，通過一定的措施，撫慰志愿者的消極情緒。通過中介效應檢驗可以發現，在參與志愿服務過程中，志愿者可能會出現消極情緒反應，對此，在組織開展志愿服務時，組織者和管理者應注意志愿者情緒變化，可以適當增設事前的情緒管理培訓，增強志愿者對情緒的掌控能力，也可以在事后為志愿者提供心理疏導。