生活方式變化對(duì)老年人主觀福利的影響∶兼論應(yīng)對(duì)方式與社會(huì)支持的作用
——來(lái)自突發(fā)公共衛(wèi)生事件中對(duì)778位老年人的調(diào)查

鄧婷鶴 鄭曉冬 畢潔穎 楊園爭(zhēng)

一、引言

在人口老齡化快速發(fā)展的時(shí)代，如何滿足中老年群體日益增長(zhǎng)的美好生活需要是一個(gè)重要議題。黨的十九大報(bào)告中總書記指出我國(guó)社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾，要使人民的獲得感、幸福感、安全感更加充實(shí)、更有保障、更可持續(xù)。第六次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，60歲及以上人口占比為13.26%(1)Nellgrove D.R., Elderly Housebound. A Report on Elderly People Who are Incapacitated,Luton : White Crescent Press Ltd,1963,p.71.；第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，60歲及以上人口占比為18.70%(2)Gilbert G.H., Branch L.G., Orav E.J., “An Operational Definition of the Homebound”, Health Services Research,Vol.26,No.6, 1992, pp.787-800.，增加5.44%，面對(duì)日益增加的老年群體，如何保障該群體的生活質(zhì)量、提高其獲得感、幸福感、安全感成為老齡化社會(huì)必須面對(duì)的問(wèn)題。

突發(fā)公共衛(wèi)生事件主要指突然發(fā)生，造成或可能造成社會(huì)公民健康嚴(yán)重?fù)p害的重大傳染病疫情等嚴(yán)重影響公民健康事件。2019年底爆發(fā)的新型冠狀病毒肺炎疫情(以下簡(jiǎn)稱疫情)，具有突發(fā)性、廣泛性、威脅性等特征。為實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)防控，我國(guó)多數(shù)地區(qū)即刻采取停工停產(chǎn)停學(xué)及居家隔離等管控措施，并通過(guò)劃分封閉區(qū)、封控區(qū)、防控區(qū)實(shí)施管制，上述“超常規(guī)”管控措施使得人們的生活方式出現(xiàn)明顯變化。上述背景下，老年群體作為脆弱人群，“被迫”生活方式的變化是否影響個(gè)體的主觀福利，上述影響能否依靠社會(huì)支持以及自身應(yīng)對(duì)方式來(lái)緩解？對(duì)上述問(wèn)題的關(guān)注，不僅有助于豐富老年主觀福利的研究?jī)?nèi)容，也助于未來(lái)老年關(guān)愛(ài)政策的制定。為此，本文基于生態(tài)系統(tǒng)理論構(gòu)建了突發(fā)公共衛(wèi)生事件中生活方式變化對(duì)主觀福利影響的分析框架，尤其關(guān)注外界社會(huì)支持和內(nèi)部應(yīng)對(duì)方式在其中的作用，并采用對(duì)778名中老年人調(diào)查數(shù)據(jù)量化生活方式變化對(duì)主觀福利的影響，最后提出對(duì)策建議。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

學(xué)者Nellgrove(3)Locher J.L., Ritchie C.S., Roth D.L., Sen B., Vickers K.S., Vailas L.I., “Food Choice among Homebound Older Adults: Motivations and Perceived Barriers”, The Journal of Nutrition, Health & Aging, Vol.13, No.8, 2009, pp.659-64.最早提出居家不出(Homebound / Housebound)概念，即個(gè)體每周外出次數(shù)小于等于1。隨后學(xué)者分別從外出范圍、外出頻率、在家時(shí)間等方面定義這種生活方式變化(4)Ganguli M., Fox A., Gilby J., Belle S., “Characteristics of Rural Homebound Older Adults: A Community-based Study”, Journal of Americain Geriatrics Society, Vol.44, No.4, 1996, pp.363-370.(5)Williams B.R., Lopez S., “Reaching the Homebound Elderly: The Prescription Intervention and Lifelong Learning (PILL) program”, Home Health Care Services Quarterly, Vol.24, No.1-2,2005, pp.61-72.(6)Major-Monfried H., DeCherrie L.V., Wajnberg A., Zhang M., Kelley A.S., Ornstein K.A., “Managing Pain in Chronically Ill Homebound Patients Through Home-Based Primary and Palliative Care”, Americain Journal of Hospital Palliat Care, 2019 Vol.36, No.4,2019, pp.333-338.，雖然當(dāng)前居家不出尚未形成統(tǒng)一的概念，但多數(shù)研究認(rèn)為如果無(wú)醫(yī)學(xué)上的外出禁忌，幾乎每天待在家里，過(guò)去一個(gè)月每周外出次數(shù)小于等于1的生活方式即為居家不出(7)Cárdenas-Valladolid J., Martín-Madrazo C., Salinero-Fort M.A., et al., “Prevalence of Adherence to Treatment in Homebound Elderly People in Primary Health Care: A Descriptive, Cross-sectional, Multicentre Study”, Drugs Aging, 2010; Vol.27, No.8,2010,pp.641-651.(8)Kono A., Kanagawa K., “Characteristics of Housebound Elderly by Mobility Level in Japan”, Nursing & Health Sciences, Vol.3, No.3,2001, pp.105-111.。對(duì)美國(guó)和日本等發(fā)達(dá)國(guó)家中老年群體這種生活方式的研究結(jié)果顯示，居家不出是導(dǎo)致老年人臥床概率增加、認(rèn)知能力下降、甚至癡呆的重要因素之一，嚴(yán)重?fù)p害個(gè)體身心健康和生活質(zhì)量。(9)Musich S., Wang S.S., Hawkins K., et al., “Homebound Older Adults: Prevalence, Characteristics, Health Care Utilization and Quality of Care”, Geriatric Nursing, Vol.36,No.6,2015,pp.445-450.(10)Chen F., Short S.E., “Household Context and Subjective Well-Being Among the Oldest Old in China”, Journal of Family Issues.Vol.29,No.10,2008,pp.1379-1403.(11)Ozbay F., Johnson D.C., Dimoulas E., Morgan C.A., Charney D., Southwick S., “Social Support and Resilience to Stress: From Neurobiology to Clinical Practice”, Psychiatry (Edgmont),Vol.4,No.5,2007,pp.35-40.

生態(tài)系統(tǒng)理論(Ecological Systems Theory)認(rèn)為個(gè)體與環(huán)境交互作用影響個(gè)體發(fā)展，故在討論生活方式變化對(duì)主觀福利影響的同時(shí)尤其關(guān)注個(gè)體應(yīng)對(duì)方式和外在社會(huì)支持的作用。社會(huì)情緒選擇理論(Socioemotional Selectivity Theory)尤其關(guān)注外部的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變化和自身應(yīng)對(duì)方式在個(gè)體老化過(guò)程中的影響，認(rèn)為當(dāng)社交網(wǎng)絡(luò)為代表的社會(huì)支持減小，老年人更容易傾向于化解生命中負(fù)面情感體驗(yàn)，表現(xiàn)出對(duì)積極信息的偏好。(12)魏強(qiáng)、蘇寒云、呂靜、姚健、靳崇胤：《家庭規(guī)模、社會(huì)支持、健康狀況對(duì)農(nóng)村老年女性主觀幸福感的影響研究》，《西北人口》2020年第5期。以往研究表明儒家文化熏陶下以血緣/親緣為重要紐帶的家庭網(wǎng)絡(luò)是老年群體精神慰藉的重要來(lái)源，這種社會(huì)支持能夠使人們免受某些壓力的影響，增進(jìn)健康，改善精神狀態(tài)，提高生活滿意度。(13)李建新：《老年人口生活質(zhì)量與社會(huì)支持的關(guān)系研究》，《人口研究》2007年第3期。(14)Krause N., “Lifetime Trauma, Emotional Support, and Life Satisfaction Among Older Adults”, Gerontologist,Vol.44,No.5,2004,pp.615-623.(15)李建新：《老年人口生活質(zhì)量與社會(huì)支持的關(guān)系研究》，《人口研究》2007年第3期。不僅如此，社會(huì)支持還可以緩沖或調(diào)節(jié)壓力/負(fù)性事件對(duì)個(gè)體可能產(chǎn)生的消極影響，研究發(fā)現(xiàn)子女的情感性支持對(duì)75歲及以上老年人生活滿意度的緩沖和調(diào)節(jié)作用尤為明顯(16)Krause N., “Lifetime Trauma, Emotional Support, and Life Satisfaction Among Older Adults”, Gerontologist, Vol.44,No.5,2004,pp.615-623.，社會(huì)支持能夠緩解負(fù)性生活事件對(duì)老年心理健康不利影響(17)孫鵑娟、蔣煒康：《負(fù)性生活事件與中國(guó)老年人的心理健康狀況——兼論社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、應(yīng)對(duì)方式的調(diào)節(jié)作用》，《人口研究》2020年第2期。。

除了外部的社會(huì)支持，老年群體自身的應(yīng)對(duì)方式也是影響個(gè)體主觀福利的重要因素。應(yīng)對(duì)方式分為積極應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)：積極的應(yīng)對(duì)方式與老年個(gè)體的主觀幸福感正相關(guān)，消極的應(yīng)對(duì)方式與老年個(gè)體的生活質(zhì)量和主觀幸福感負(fù)相關(guān)。(18)Greenglass E.L., Fiksenbaum, Eaton.J., “The Relationship Between Coping, Social Support, Functional Disability and Depression in the Elderly”, Anxiety, Stress & Coping,Vol.19,No.1,2006,pp.15-31.(19)姚若松、韓紅靜、王衛(wèi)東、蔣海鷹：《老年人應(yīng)對(duì)方式與主觀幸福感的關(guān)系研究:社會(huì)支持的中介作用》，《廣州大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》2017年第2期。針對(duì)生活變?yōu)榫蛹也怀隼夏耆说难芯堪l(fā)現(xiàn)，變?yōu)榫蛹也怀隼夏耆烁菀撞扇』乇堋l(fā)泄等消極應(yīng)對(duì)處理生活中遇到的困難(20)Gellis Z.D., “Assessment of a Brief CES-D Measure for Depression in Homebound Medically Ill Older Adults”, Journal of Gerontol Social Work,No.4,2010,pp.289-303.(21)Choi N.G., Sirey J.A., Bruce M.L., “Depression in Homebound Older Adults: Recent Advances in Screening and Psychosocial Interventions”, Curr Transl Geriatr Exp Gerontol Rep,Vol.2,No.1,2013,pp.16-23.(22)劉學(xué)明、陳長(zhǎng)香、楊秀蘭：《居家不出高齡老人的孤獨(dú)情緒及其影響因素分析》，《護(hù)理研究》2018年第20期。，但社會(huì)支持水平高低會(huì)影響個(gè)體應(yīng)對(duì)方式：當(dāng)個(gè)體感受到高水平社會(huì)支持則會(huì)采取更積極的應(yīng)對(duì)方式(如更多積極應(yīng)對(duì)而更少自責(zé))，減少抑郁情緒提高生活滿意度(23)Kim J., Han J.Y., Shaw B., McTavish F., Gustafson D., “The roles of Social Support and Coping Strategies in Predicting Breast Cancer Patients’ Emotional Well-being: Testing Mediation and Moderation Models”, Journal of Health Psychol,Vol.15,No.4,2010,pp.543-552.(24)Zamanian H., Amini-Tehrani M., Jalali Z., et al., “Perceived Social Support, Coping Strategies, Anxiety and Depression Among Women with Breast Cancer: Evaluation of a Mediation Model”, European Journal of Oncology Nursing,Vol.50,2021,p.101892.。可見，應(yīng)對(duì)方式不僅能夠直接影響主觀福利，也可以在社會(huì)支持的作用下間接影響主觀福利。更多研究也發(fā)現(xiàn)，社會(huì)支持對(duì)滿意度、生活質(zhì)量的積極作用更容易在主動(dòng)尋求幫助、試圖改變等采取積極應(yīng)對(duì)的個(gè)體中體現(xiàn)。(25)Kima E., Kwak D.H., Yun M., “Investigating the Effects of Peer Association and Parental Influence on Adolescent Substance Use: A Study of Adolescents in South Korea”, Journal of Criminal Justice,Vol.38,No.1,2010,pp.17-24.(26)Chwaszcz J., Palacz-Chrisidis A., Wiechetek M., et al., “The Quality of Life, Resources, and Coping During the First Weeks of the COVID?19 Pandemic in People Seeking Psychological Counselling Before the Pandemic”, International Journal of Occupational Medicine and Environmental Health,Vol.34,No.2,2021,pp.275-287.

綜上，已有研究為生活方式變化對(duì)主觀福利的影響提供了基礎(chǔ)，但已有研究更側(cè)重于從醫(yī)學(xué)視角探究長(zhǎng)期變?yōu)榫蛹也怀鰧?duì)個(gè)體生活滿意度、心理健康、生活質(zhì)量等主觀福利的影響，對(duì)突發(fā)公共事件導(dǎo)致變?yōu)榫蛹也怀龅难芯肯鄬?duì)較少，考慮老年群體屬于脆弱群體，生活方式的變化是否會(huì)影響主觀福利，其中社會(huì)支持和應(yīng)對(duì)方式將在多大程度發(fā)揮何種作用，影響機(jī)制是什么。為此，本文在以往研究的基礎(chǔ)上，提出以下假設(shè)和分析框架(見圖1)：

假設(shè)1(H1)：突發(fā)公共衛(wèi)生事件中個(gè)體生活方式變?yōu)榫蛹也怀觯@種變化不利于中老年人的主觀福利

假設(shè)2(H2): 突發(fā)公共衛(wèi)生事件中的社會(huì)支持能夠調(diào)節(jié)生活方式變化對(duì)主觀福利的影響：獲得更多社會(huì)支持時(shí)，變?yōu)榫蛹也怀鰧?duì)主觀福利的負(fù)面影響將減弱

假設(shè)3(H3)：突發(fā)公共衛(wèi)生事件中生活方式變化與社會(huì)支持對(duì)主觀福利的交互影響通過(guò)個(gè)體應(yīng)對(duì)方式實(shí)現(xiàn)

圖1 分析框架

三、數(shù)據(jù)說(shuō)明與研究方法

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

調(diào)研選擇疫情的初步控制期和平穩(wěn)恢復(fù)期，源于2020年2月中下旬以及2020年8月對(duì)北京市開展的老年生活質(zhì)量調(diào)查，調(diào)查對(duì)象為55歲及以上個(gè)體，調(diào)查范圍不僅涵蓋了疫情爆發(fā)時(shí)的高風(fēng)險(xiǎn)地區(qū)，也包括老齡化程度相對(duì)較高的區(qū)縣。調(diào)查采用分層隨機(jī)抽樣方法，具體步驟為：以確診病例出現(xiàn)的小區(qū)為中心，確定周圍相鄰的街道，對(duì)街道編號(hào)后隨機(jī)抽取，進(jìn)一步對(duì)抽取到的街道中包含社區(qū)編號(hào)，計(jì)算機(jī)編碼后抽取，確定社區(qū)后進(jìn)入社區(qū)隨機(jī)走訪老年個(gè)體。合計(jì)發(fā)放問(wèn)卷850份(27)2020年2月份的調(diào)研主要集中在北京市老齡化程度相對(duì)較高的朝陽(yáng)區(qū)和西城區(qū)，分別獲得有效樣本191份和202份；8月份的調(diào)研主要集中在疫情高風(fēng)險(xiǎn)地區(qū)大興區(qū)，獲得有效樣本385份。，最終有效樣本778份。問(wèn)卷不僅涉及了個(gè)體近期和上一年度的外出情況和生活滿意度，也包括了人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、就業(yè)狀況、社會(huì)保險(xiǎn)保障等相關(guān)信息。表1顯示調(diào)研樣本集中在60—69歲和70—79歲，占樣本的60%以上；女性比例顯著高于男性；上一年度調(diào)研個(gè)體外出頻率集中在每周外出4—5次，占比48.46%，幾乎每天外出占比27.76%，這種生活方式下有44.86%個(gè)體生活滿意、20.31%個(gè)體生活非常滿意；而疫情帶來(lái)的生活管控迫使個(gè)體的外出頻率變?yōu)槊恐芤淮渭耙韵?占比81.23%)，這種生活方式的變化促使生活滿意度明顯下降，生活滿意和非常滿意的比例明顯下降，分別下降為11.44%和3.6%。

表1 調(diào)查樣本基本特征

因變量為中老年人生活滿意度，調(diào)查問(wèn)卷中對(duì)應(yīng)的問(wèn)題是“您對(duì)自己目前生活是否感到滿意？”，受訪者回答依次為“很不滿意、不太滿意、比較滿意、滿意和非常滿意”，賦值分別1—5。關(guān)鍵自變量為公共衛(wèi)生事件中生活方式變化，通過(guò)詢問(wèn)外出頻率而獲得，調(diào)查問(wèn)卷詢問(wèn)了“最近(過(guò)去一個(gè)月)您每周外出頻率(28)外出指有目的走出家門, 且與外界人員進(jìn)行溝通的活動(dòng), 包括被幫助的外出，因倒垃圾的外出、到院子、門口包括樓道口張望的外出不包括在內(nèi)。？”，受訪者回答依次為“1次及以下、2—3次、4—5次和6次及以上”，將回答“1次及以下”定義為“居家不出”。社會(huì)支持變量對(duì)應(yīng)的問(wèn)題是“相比之前，疫情中您受到來(lái)自子女的支持變化”，設(shè)立了3個(gè)選項(xiàng)：減少賦值為1、沒(méi)變賦值為2、增加賦值為3；應(yīng)對(duì)方式在問(wèn)卷中對(duì)應(yīng)的問(wèn)題是“疫情中您是否試圖主動(dòng)改變生活狀況”，設(shè)立了4個(gè)選項(xiàng)：不采取賦值為1、偶爾采取賦值為2、有時(shí)采取賦值為3、經(jīng)常采取賦值為4。控制變量方面，借鑒已有文獻(xiàn)，加入個(gè)體和家庭特征作為控制變量，個(gè)體特征變量包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、身體健康水平、是否退休和是否居住在城市；家庭特征變量包括是否與子女同住、家庭收入是否穩(wěn)定。

表2顯示了各變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。首先，調(diào)查期間中老年人的生活滿意度為2.790，介于“不太滿意和比較滿意”之間，其中生活方式變?yōu)榫蛹也怀鼋M的中老年人的生活滿意度為2.780，略低于非居家不出組的生活滿意度(2.808)。其次，居家不出組的中老年人平均外出頻率為1.007次/周；非居家不出組的外出頻率為2.358次/周。第三，變?yōu)榫蛹也怀鼋M的中老年人受到來(lái)自子女的經(jīng)濟(jì)和精神支持相對(duì)較高；最后，控制變量顯示，居家不出組的中老年人受教育水平較高、女性占比較大、自評(píng)健康水平更高、夫妻合住比例更大。

表2 變量含義及描述統(tǒng)計(jì)分析

(二)研究方法

考慮生活滿意度是一個(gè)有序變量，將采用OLS和有序Probit模型進(jìn)行估計(jì)，原因在于，大樣本情況下，因變量為離散型兩種方法所估計(jì)的結(jié)果沒(méi)有差異，且OLS模型估計(jì)結(jié)果更加直觀。估計(jì)形式如下：

LS=γ0+γ1HB++γ2X+ε

(1)

其中，被解釋變量LS表示中老年人的生活滿意度水平；核心解釋變量HB表示中老年人生活狀態(tài)是否變?yōu)榫蛹也怀鲆约巴獬鲱l率；X為一系列控制變量，具體包括中老年人的個(gè)人特征、家庭特征以及初始健康狀況等，ε是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。進(jìn)一步，通過(guò)有中介的調(diào)節(jié)模型分析中老年人應(yīng)對(duì)方式的中介作用和獲得的社會(huì)支持的調(diào)節(jié)作用：首先，做因變量生活滿意度Y對(duì)自變量生活方式是否變?yōu)榫蛹也怀鯴、調(diào)節(jié)變量社會(huì)支持U以及交互項(xiàng)UX回歸，UX系數(shù)顯著說(shuō)明U對(duì)Y與X的調(diào)節(jié)作用顯著，UX的系數(shù)c3顯著，即U對(duì)Y與X關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

Y=c0+c1X+c2U+c3UX+e1

(2)

其次，做中介變量應(yīng)對(duì)方式W對(duì)自變量生活方式是否居家不出X、調(diào)節(jié)變量社會(huì)支持U以及交互項(xiàng)UX的回歸考察a1a3的顯著性。

W=a0+a1X+a2U+a3UX+e2

(3)

再次，做因變量Y對(duì)自變量X、調(diào)節(jié)變量U、中介變量W以及調(diào)節(jié)變量與自變量的交互項(xiàng)UX和調(diào)節(jié)變量與中介變量的交互項(xiàng)UW。

(4)

如果a3和b1顯著, 或者a3和b2顯著, 則UX對(duì)Y的影響至少有一部分通過(guò)中介變量W實(shí)現(xiàn)。如果a1和b2顯著, 則U通過(guò)調(diào)節(jié)W對(duì)Y的效應(yīng), 間接調(diào)節(jié)了X對(duì)Y的效應(yīng)。

四、研究結(jié)果

(一)生活方式變化對(duì)老年人主觀福利影響

上述統(tǒng)計(jì)描述分析表明，調(diào)查期內(nèi)生活方式變?yōu)榫蛹也怀雠c非居家不出老年群體生活滿意度存在差異，進(jìn)一步將在控制其他影響因素的基礎(chǔ)上量化上述影響。為此，本文分別使用“是否居家不出”和“外出頻率”作為核心變量進(jìn)行估計(jì)，表3展示了采用OLS和有序Probit兩種方法對(duì)式(1)估計(jì)，第(1)可知，生活方式變?yōu)榫蛹也怀龊箫@著降低了中老年人的生活滿意度，導(dǎo)致其降低0.114個(gè)單位且在5%水平上顯著，第(3)進(jìn)一步外出頻率對(duì)其生活滿意度的影響后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)以幾乎每天外出為參照組，隨著外出頻率的減少個(gè)體滿意度下降：每周外出2—3次的個(gè)體生活滿意度平均降低0.083個(gè)單位；每周外出1次及以下的個(gè)體生活滿意度平均降低0.076個(gè)單位，均在5%水平上顯著。表3中有序Probit的估計(jì)結(jié)果與OLS一致。這意味著，突發(fā)公共衛(wèi)生事件帶來(lái)生活方式變化(外出頻率降低甚至變?yōu)榫蛹也怀?確實(shí)降低了其生活滿意度。

表3 生活方式變化對(duì)中老年人生活滿意度影響估計(jì)結(jié)果

從控制變量上看，一是受教育程度越高，中老年人的生活滿意度更高，與以往研究結(jié)論一致。(29)曾毅、顧大男：《老年人生活質(zhì)量研究的國(guó)際動(dòng)態(tài)》，《中國(guó)人口科學(xué)》2002年第5期。需要說(shuō)明的是，調(diào)研中發(fā)現(xiàn)受教育程度較高的個(gè)體更容易通過(guò)信息手段獲得的有效信息，一定程度上降低了個(gè)體的焦慮情緒。這也啟示老年數(shù)字鴻溝客觀存在的背景下，突發(fā)公共衛(wèi)生事件發(fā)生后讓老年群體實(shí)時(shí)掌握客觀、有效的信息有助于提高其生活滿意度。二是婚姻狀況為已婚降低了生活方式變化對(duì)老年人生活滿意度的負(fù)面影響，這也側(cè)面證實(shí)了Joung的結(jié)論，與其說(shuō)婚姻決定了老年人的晚年生活，不如說(shuō)婚姻所帶來(lái)的生活照料、相互支持和精神慰藉才是決定老年人晚年生活的關(guān)鍵要素。(30)Joung I.M., van de Mheen H., Stronks K., van Poppel F.W., Mackenbach J.P., “Differences in Self-Reported Morbidity by Marital Status and by Living Arrangement”, International Journal of Epidemiology,Vol.23,No.1,1994,pp.91-97.三是與子女同住顯著提升了老年群體的滿意度，這源于兩方面：一方面是子代在面對(duì)突發(fā)公共衛(wèi)生事件帶來(lái)居家不出這種生活方式變化時(shí)，可以通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)滿足基本日常生活(如日常買菜、購(gòu)藥)，很大程度降低了老年個(gè)體在生活物資獲取上障礙；另一方面，子代向親代進(jìn)行數(shù)字反哺，增加了代際互動(dòng)，提高老年個(gè)體滿意度。最后，隨著個(gè)體年齡增加，生活方式的變化對(duì)其生活滿意度的影響減少。這也間接印證了社會(huì)情緒選擇理論提出的當(dāng)老年個(gè)體意識(shí)到未來(lái)時(shí)間“終點(diǎn)”的臨近更容易最大化積極情緒體驗(yàn)，避免或回避消極情緒。

(二)社會(huì)支持和應(yīng)對(duì)方式對(duì)個(gè)體主觀福利變化的影響

上述研究發(fā)現(xiàn)，突發(fā)公共衛(wèi)生事件中老年人生活方式“被迫”變?yōu)榫蛹也怀鰰?huì)顯著降低其生活滿意度，既然如此，更為有意義的是：疫情中變?yōu)榫蛹也怀鰩?lái)的不利影響能否通過(guò)調(diào)整個(gè)體應(yīng)對(duì)方式和增加社會(huì)支持力度而緩解？為回答上述問(wèn)題，擬通過(guò)中介的調(diào)節(jié)模型來(lái)分析社會(huì)支持和應(yīng)對(duì)方式的作用機(jī)理。借鑒了現(xiàn)有文獻(xiàn)做法(31)溫忠麟、張雷、侯杰泰：《有中介的調(diào)節(jié)變量和有調(diào)節(jié)的中介變量》，《心理學(xué)報(bào)》2006年第3期。(32)葉寶娟、溫忠麟：《有中介的調(diào)節(jié)模型檢驗(yàn)方法:甄別和整合》，《心理學(xué)報(bào)》2013年第9期。，將除因變量外的所有變量，包括居家不出(X)、社會(huì)支持(U)、應(yīng)對(duì)方式(W)都標(biāo)準(zhǔn)化處理(標(biāo)準(zhǔn)化為Z分?jǐn)?shù))，然后將相應(yīng)的變量相乘產(chǎn)生交互作用項(xiàng)XU和UW(XU和UW不是標(biāo)準(zhǔn)化變量)。

首先，檢驗(yàn)社會(huì)支持的調(diào)節(jié)作用。建立生活方式居家與否、社會(huì)支持以及兩者的交互項(xiàng)對(duì)生活滿意度影響的模型(見表4)。表4中第(1)列顯示了社會(huì)支持對(duì)生活滿意度的調(diào)節(jié)作用，可知居家不出的生活方式顯著降低了生活滿意度(c1=-0.052，p<0.05)，社會(huì)支持能夠顯著改善生活滿意度的下降(c2=-0.034，p<0.1)，且居家不出與社會(huì)支持的交互項(xiàng)也顯著(c3=0.012，p<0.1)，即社會(huì)支持調(diào)節(jié)了生活方式為居家不出后對(duì)個(gè)體生活滿意度的影響，假設(shè)2得到驗(yàn)證。圖2顯示的斜率變化更直觀表明，雖然社會(huì)支持不能完全抵消生活方式變?yōu)榫蛹也怀鰩?lái)的不利影響，但不同程度的社會(huì)支持均能夠起到緩解作用：與較低社會(huì)支持相比，中老年人在獲得較高社會(huì)支持水平下的生活滿意度對(duì)居家與否的斜率較小，說(shuō)明生活方式同樣是從非居家不出變?yōu)榫蛹也怀觯欣夏耆巳绻@得更高的社會(huì)支持，可以明顯減緩居家不出這種生活方式的不利影響，相反，當(dāng)中老年人獲得較低社會(huì)支持時(shí)，其生活滿意度對(duì)居家與否的狀態(tài)變化相對(duì)更敏感(斜率較大)，上述緩解作用較小。該結(jié)果也為后文進(jìn)一步檢驗(yàn)社會(huì)支持在居家不出通過(guò)應(yīng)對(duì)方式間接影響生活滿意度的過(guò)程中發(fā)揮中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)奠定基礎(chǔ)。

圖2 社會(huì)支持對(duì)居家不出與生活滿意度關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng) 圖3 社會(huì)支持對(duì)居家不出與應(yīng)對(duì)方式關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表4 社會(huì)支持、應(yīng)對(duì)方式對(duì)主觀福利影響的路徑檢驗(yàn)(標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì))

圖4 社會(huì)支持、應(yīng)對(duì)方式影響生活滿意度的有中介的調(diào)節(jié)模型

(三)內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮一些未能觀測(cè)到的因素可能同時(shí)影響生活方式變化與生活滿意度，結(jié)合問(wèn)卷中詢問(wèn)個(gè)體上一年度的生活滿意度和外出頻率，擬通過(guò)倍差法和滯后因變量( Lagged Dependent Variable Regression，LDV) 回歸克服內(nèi)生性影響后考察結(jié)論的穩(wěn)健性。

倍差法的主要思路是利用一個(gè)外生的公共政策所帶來(lái)的橫向單位(cross-sectional)和時(shí)間序列(time-series)的雙重差異來(lái)識(shí)別公共政策的“處理效應(yīng)”(treatment effect)。(33)周黎安、陳燁：《中國(guó)農(nóng)村稅費(fèi)改革的政策效果:基于雙重差分模型的估計(jì)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第8期。2019年底爆發(fā)的新型冠狀病毒肺炎疫情可將其視為一次準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)，期間生活管控帶來(lái)個(gè)體生活方式變化：疫情期間按照是否變?yōu)榫蛹也怀龇譃榫蛹也怀鼋M(處理組)和非居家不出(對(duì)照組)，進(jìn)而分析生活滿意度的差異。具體選取調(diào)查時(shí)間虛擬變量T(T =1為當(dāng)期情況)、居家不出與否虛擬變量DHH(DHH=1為居家不出)及其交互項(xiàng)(T*DHH)作為解釋變量。其中，時(shí)間虛擬變量度量了調(diào)查期前后處理組和對(duì)照組的生活滿意度變化；居家不出與否的虛擬變量度量了居家不出與非居家不出生活滿意度變動(dòng)的差異；而交互項(xiàng)度量了居家不出對(duì)處理組和對(duì)照組影響差異即關(guān)鍵解釋變量，影響如下：

LS'=?0+β0T+?1DHH+?2T*DHH+μ

(5)

對(duì)于對(duì)照組(DHH=0)而言，模型可以表示為：LS,=?0+β0T+μ，故對(duì)照組的在調(diào)查前后變化為：

調(diào)查前后對(duì)照組平均變化為D1=(?0+β0)-?0=β0。

對(duì)于處理組(DHH=1)而言，模型可以表示為：LS,=?0+β0T+?1+?2T+μ，故處理組的在調(diào)查前后變化為：

調(diào)查前后處理組平均變化為D2=(?0+β0+?1+?2)-(?0+?1)=β0+?2。從而居家不出的凈影響為D2-D1=β0+?2-β0=?2。

調(diào)研樣本顯示外生的“2019-nCoV”導(dǎo)致多數(shù)個(gè)體生活方式變?yōu)榫蛹也怀觯?78份有效樣本中632個(gè)樣本在調(diào)查期間生活方式變?yōu)榫蛹也怀觯?46個(gè)為非居家不出。同時(shí)剔除上一年度生活方式即為居家不出的老年個(gè)體以及變量不完整的個(gè)體，最終獲得樣本1090個(gè)。表5顯示了上述對(duì)式(5)的估計(jì)結(jié)果，交叉項(xiàng)T*DHH系數(shù)-0.191在5%水平顯著，對(duì)比前文OLS和有序Probit的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，DID估計(jì)系數(shù)值相較于前兩種方法估計(jì)系數(shù)值偏大，但符號(hào)方向和基本結(jié)論沒(méi)有變化，表明突發(fā)公共衛(wèi)生事件帶來(lái)中老年人生活方式變?yōu)榫蛹也怀鰧?duì)生活滿意度帶來(lái)了顯著負(fù)面影響，與前文研究結(jié)論一致，結(jié)論是可信的。需要說(shuō)明的是，由于問(wèn)卷中沒(méi)有詢問(wèn)調(diào)查樣本在上一年度的各種控制變量特征，故在DID在估計(jì)時(shí)沒(méi)有控制其他控制變量，這也是DID估計(jì)系數(shù)偏大的原因。

表5 考慮內(nèi)生性的DID穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮DID分析未能控制其他影響因素結(jié)論可能帶來(lái)偏差，進(jìn)一步采用滯后因變量( Lagged Dependent Variable Regression，LDV) 回歸檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性。(34)Johnson D., “Two-Wave Panel Analysis: Comparing Statistical Methods for Studying the Effects of Transitions”, Journal of Marriage and Family,Vol.67,No.4,2005,pp.1061-75.(35)Williams K., Debra U., “Marital Status, Marital Transitions, and Health: A Gendered Life Course Perspective”, Journal of Health and Social Behavior,Vol.45,No.1,2004,pp.81-98.基本思路是選擇兩期生活狀態(tài)沒(méi)有發(fā)生變化的樣本，控制其他影響因素后考察基期生活方式對(duì)當(dāng)下生活滿意度的影響。具體做法如下：

表6 生活方式變化對(duì)生活滿意度影響的LDV估計(jì)

假設(shè) t 期為基期，基期個(gè)體居家與否的生活方式是隨機(jī)的，然后通過(guò)控制個(gè)體基期生活滿意度前提下考察基期的居家狀態(tài)對(duì)下一期(t + 1)生活滿意度的影響。即檢驗(yàn)第 t 到 t + 1期間個(gè)體t期居家與否的生活方式對(duì)第t + 1期生活滿意度的影響，即

LS''t+1=γ0+γ0LS''t+γ1DHHt+?2Xt+1+?t+1

其中因變量LS''t+1為當(dāng)期個(gè)體生活滿意度；LS''t為上期個(gè)體生活滿意度；DHHt為上期個(gè)體居家與否生活方式；Xt+1為當(dāng)期影響個(gè)體生活滿意度的控制變量；?t+1為誤差擾動(dòng)項(xiàng)。將樣本限定為兩期生活方式?jīng)]有發(fā)生變化的個(gè)體，獲得樣本179個(gè)。回歸結(jié)果見表6，生活方式變?yōu)榫蛹也怀鼋档土藗€(gè)體的生活滿意度，在10%水平上顯著，與上述結(jié)論一致。需要說(shuō)明的是這里顯著水平下降更多是由于控制變量增加且樣本總量降低進(jìn)而損失了自由度導(dǎo)致。

五、結(jié)論與討論

本文通過(guò)對(duì)北京市778位老年人主觀福利的調(diào)查數(shù)據(jù)，基于生態(tài)系統(tǒng)理論構(gòu)建了生活方式變化對(duì)老年個(gè)體主觀福利影響的分析框架，側(cè)重分析社會(huì)支持和應(yīng)對(duì)方式對(duì)個(gè)體生活滿意度的影響，并通過(guò)有中介的調(diào)節(jié)模型進(jìn)行實(shí)證驗(yàn)證。研究發(fā)現(xiàn)：突發(fā)公共衛(wèi)生事件中生活管控引發(fā)老年個(gè)體生活方式發(fā)生變?yōu)榫蛹也怀觯S著外出次數(shù)的減少，個(gè)體生活滿意度顯著下降，但上述消極影響可以通過(guò)社會(huì)支持和個(gè)體積極應(yīng)對(duì)而減弱：如果能夠獲得更多來(lái)自子女或者社區(qū)的外部支持，即使生活方式被迫變?yōu)榫蛹也怀觯ㄟ^(guò)積極的應(yīng)對(duì)則能更大程度降低上述不利影響。上述研究提示要重視突發(fā)公共衛(wèi)生事件中生活方式變化對(duì)老年人主觀福利的影響，對(duì)老年人的關(guān)愛(ài)政策制定具有如下啟示。

首先，重視突發(fā)公共衛(wèi)生事件中生活方式變化對(duì)老年群體的影響。相較于年輕群體，老年群體對(duì)于生活方式變化的應(yīng)對(duì)能力較弱，突出表現(xiàn)在兩個(gè)方面，一是基本生活需求保障能力較弱。當(dāng)下數(shù)字技術(shù)與各項(xiàng)生活場(chǎng)景的迅速融合，老年數(shù)字鴻溝存在背景下個(gè)體的基本生活物資以及日常就醫(yī)需求能力較弱。二是心理應(yīng)對(duì)能力較弱。一方面源于在數(shù)字技術(shù)飛速發(fā)展背景下，就其他群體而言，老年群體信息甄別能力較弱，影響個(gè)體心理健康；另一方面源于生活方式的轉(zhuǎn)變導(dǎo)致部分老年個(gè)體，尤其是獨(dú)居個(gè)體與外界互動(dòng)減少容易引發(fā)心理問(wèn)題。突發(fā)公共衛(wèi)生事件的應(yīng)急管理中政府部門需在保障老年人日常基本生活需求的同時(shí)重視對(duì)其心理健康的疏導(dǎo)。首先，需要給予老年人基本關(guān)愛(ài)，讓老年個(gè)體知道管控中有相關(guān)人員對(duì)其生活提供幫助；其次，社區(qū)或者志愿者為代表的相關(guān)組織與老年人主動(dòng)溝通，即使了解個(gè)體的生活需要，如基本生活物品以及購(gòu)藥需求；最后，也要兼顧老年個(gè)體心理問(wèn)題，相關(guān)工作者可借助電話、視頻等溝通的方式，運(yùn)用專業(yè)社會(huì)工作技能為老年個(gè)體尤其是獨(dú)居老年人提供及時(shí)的精神慰藉和心理疏導(dǎo)。

其次，充分利用社會(huì)支持對(duì)老年個(gè)體主觀福利的促進(jìn)作用，鼓勵(lì)更多社會(huì)組織參與并提供各種社會(huì)支持。本研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)支持是生活方式變化影響主觀福利的重要邊界條件，表現(xiàn)為不僅可以直接調(diào)節(jié)居家不出對(duì)生活滿意度的影響，還可以通過(guò)調(diào)節(jié)個(gè)體自身應(yīng)對(duì)方式間接影響生活滿意度。以往有關(guān)老年群體社會(huì)支持的研究認(rèn)為來(lái)自家庭、朋友的支持有助于提高老年個(gè)體的心理健康和滿意度(36)Li D., Wu T.C.Z., “An Exploration of the Subjective Well-Being of the Chinese Oldest-Old”, Healthy Longevity in China,Vol.20,2008,pp.347-356.(37)Lang F.R., Carstensen L.L., “Time Counts: Future Time Perspective, Goals, and Social Relationships”, Psychol Aging,Vol.17,No.1,2002,pp.125-139.，其中家庭網(wǎng)絡(luò)支持幫助老年人渡過(guò)難關(guān)的不竭動(dòng)力(38)Chunkai L., Shan J., Zhang X.W., “Intergenerational Relationship, Family Social Support, and Depression Among Chinese Elderly: A Structural Equation Modeling Analysis”, Journal of Affective Disorders,Vol.248,2019,pp.73-80.。然而突發(fā)公共衛(wèi)生事件的發(fā)生會(huì)一定程度上影響原有社會(huì)支持系統(tǒng)，導(dǎo)致個(gè)體家庭和朋友這些原始社會(huì)支持發(fā)揮作用受限，這就需要通過(guò)社會(huì)組織(尤其是社會(huì)公益組織)來(lái)提供各種專項(xiàng)支持。突發(fā)公共衛(wèi)生事件中可以考慮以政府購(gòu)買的方式為老年群體提供相應(yīng)服務(wù)。

最后，在積極老齡化的理念下考慮突發(fā)公共事件中老年關(guān)愛(ài)措施。有調(diào)節(jié)的中介模型表明個(gè)體應(yīng)對(duì)方式在生活方式變化對(duì)主觀福利的影響中發(fā)揮完全中介作用，即社會(huì)支持的調(diào)節(jié)作用是通過(guò)個(gè)體應(yīng)對(duì)方式這一中介實(shí)現(xiàn)的。這就需要“賦權(quán)增能”進(jìn)而提升老年個(gè)體的能動(dòng)性，面對(duì)突發(fā)事件鼓勵(lì)個(gè)體采取積極方式應(yīng)對(duì)，比如積極的自我調(diào)適以及主動(dòng)尋求幫助與支持都有助于緩解生活方式變化的消極影響。

本研究也存在一些不足：一方面，調(diào)查數(shù)據(jù)限于北京，考慮其經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度以及各項(xiàng)社會(huì)應(yīng)急保障能力較好，識(shí)別的生活方式變化對(duì)老年群體的影響可能被低估，此外，當(dāng)前結(jié)論更多識(shí)別的是突發(fā)公共衛(wèi)生事件帶來(lái)生活方式變化的短期影響，其中長(zhǎng)期影響有待進(jìn)一步關(guān)注；另一方面，研究中對(duì)于社會(huì)支持和應(yīng)對(duì)方式的測(cè)量問(wèn)卷題目較少，均采用老年個(gè)體的自我報(bào)告，未來(lái)將考慮結(jié)合相關(guān)測(cè)量量表，進(jìn)而關(guān)注研究結(jié)論的變化。