中西部地區老年人社會參與、自我管理、社會凝聚力與健康的關系

賈冰云，王志中，姚尚滿

山西醫科大學人文社會科學學院，山西 030001

第七次全國人口普查數據顯示，除西藏外，我國中 西部其余19 個省份65 歲及以上老年人口比重均超過7%[1]，全部進入人口老齡化階段。與東部地區相比，中西部地區經濟發展、衛生服務相對滯后，客觀上給數量龐大的老年人口的健康造成不利影響。為了實現健康老齡化和健康中國戰略目標，研究中西部地區老年人健康促進因素至關重要。老年人健康是一個受遺傳、環境、保健服務和生活方式相關因素影響的概念[2-3]，早期研究多從個體視角關注吸煙[4]、飲酒[5]、睡眠[6]、體育運動[7]等行為對老年人健康的影響，之后轉向從群體視角對獲取社會支持[8]、社會資本[9]等行為的探討。近年來，社會資本中的社會參與作為生活方式的一個重要維度，對老年人健康的積極影響受到廣泛關注。現基于2017 年中國綜合社會調查（CGSS）數據，就社會參與對我國中西部地區老年人健康的影響、社會參與能否成為衡量老年人健康狀況的有效指標、社會參與影響老年人健康的作用機制進行分析，以期通過促進社會參與改善中西部地區老年人健康狀況。

1 理論基礎：社會參與及其維度

普特南將社會資本定義為網絡、信任和規范，它們有利于產生互惠的行動與合作[10]，社會資本的不同維度和形式通過創造社會支持、社會影響、社會控制、社會參與、物質資源獲取、信任和集體行動影響健康，這些都對健康產生更具體的后果，社會資本具有改善個人和社會健康的潛力[11]。社會參與作為社會資本的關鍵組成部分，可定義為在閑暇時間從事社會活動，包括在家庭、社區、社會層面所參與的正式或非正式活動，在參與活動過程中發揮作用，最終實現個人價值[12]，社會參與是成功老齡化的關鍵指標，與死亡率、發病率和生活質量有關[13]。

為區分不同類型社會資本的影響，普特南進一步將社會資本劃分成強關系中的社會資本和弱關系中的社會資本。強關系中的社會資本產生于擁有相似社會經濟地位特征、生活方式和態度的參與者中，而弱關系中的社會資本需向擁有非相似性（可能是更好的）資源的人獲取[14]，對兩者弱操作化，即為非正式參與和正式參與[8]。非正式參與通常是指個體在非正式環境中，與密切的社會關系和個人關系的互動，如與家人、朋友、親戚、鄰居、同事等的互動；正式參與是指與既定組織的積極互動，如參與志愿服務、有償工作、社交俱樂部和組織等[15-16]。個體在兩個社會參與維度上積累的差異性影響了其獲得的社會資本總量，并且形成不同的自我認知和社會認知，進而影響生活方式、社會行為，甚至健康狀況。

2 研究假設：社會參與影響健康的作用機制

以往研究證實，社會參與是社會群體重要的健康保護因素[17]，在此基礎上，學者進一步開始關注不同類型社會參與對健康的差異化影響。現在對已有文獻進行回溯和借鑒的基礎上，從非正式參與和正式參與兩個維度歸納社會參與對健康影響的作用機制，提出假設并檢驗。

2.1 非正式參與對健康的影響

非正式參與對健康的影響效應得到了學者的廣泛關注，學者認為各種形式的非正式參與有利于促進個體健康[18]，對4 年死亡率有保護作用，對健康相關生活質量有積極影響[19]。非正式參與的健康影響存在性別、城鄉等差異。與女性老年人相比，非正式參與更有利于增加男性老年人的健康照顧使用率[20]。強烈的非正式聯系可能會增強農村個體的心理健康，即農村居民可能比城市居民從非正式的社會參與中獲益更大[21]。總體而言，非正式參與通過兩種途徑影響個體健康。首先，自我管理介導了非正式參與對健康相關生活質量的正向影響[19]。在同伴群體中的非正式參與使個體獲得相互交流和學習的機會，進而嘗試健康行為的自我管理，如在運動、飲食等方面，從而獲得更健康的生活方式。其次，非正式參與是非正式支持的前因子，個體通過非正式參與從而與家庭成員、朋友、鄰居等建立高質量關系，并從中獲得非正式社會支持[22]，包括以表達信任和同理心為主的情感支持和以提供實際援助與服務為主的工具支持，這些情感與工具支持被證明對個體身心功能的恢復有強大刺激作用和健康促進作用[23]。非正式參與對個體健康有促進效應，因此，提出本研究的第1 個假設，即非正式參與水平越高，老年人的健康水平越高。

2.2 正式參與對健康的影響

現有研究證實非正式參與對健康有促進作用，同時也關注到正式參與在維護健康方面的重要性。已有研究表明，正式的社會參與是預防慢性疾病發生或發展的保護因素[24]。正式志愿活動的參與對自我感知健康有正向影響[25]。參加正式的協會可支持良好的健康和健康行為[26]。正式參與的健康影響存在性別差異。一項關于正式參與影響健康的研究發現，正式參與能減少女性慢性病發病率，但對男性影響不明顯[27]。正式參與對健康的影響路徑有3 條：1）正式社會參與的健康影響可能與其通過群體成員身份強化個人社會認同感有關，社會認同理論假設，群體認同影響個人對身體癥狀的評價/反應方式，并影響其健康行為[24]。2）參與正式組織的個體更易保持健康的生活方式，并從中獲得健康。3）群體成員通過工作、志愿服務等正式參與形式保持對社會有意義的承諾或貢獻，進而促進積極的健康。正式參與能夠促進個體健康水平的提升，因此，提出本研究的第2 個假設，即正式參與水平越高，老年人的健康水平越高。

2.3 社會參與影響健康的中介機制

基于分析發現，正式和非正式社會參與影響健康的作用機制可能通過兩種中介實現。1）自我管理：社會參與程度較高的個體可以獲得更高的自我管理能力以抵御疾病風險，實現健康；2）社會凝聚力：有社會參與行為的個體受所在組織賦予的認同感、規范、使命感影響，更易保持良好的生活方式、心理狀態和社會交往行為，保持健康狀態。為了進一步分析社會參與影響老年人健康的作用機制，加入能夠代表自我管理和社會凝聚力的中介變量展開路徑分析，并基于此提出第3 個假設，即社會參與對老年人健康水平的促進作用可以通過增強自我管理和提升社會凝聚力實現。

3 數據來源

以2017 年CGSS 結果為數據來源。CGSS 是中國第1 個全國性、綜合性、連續性的大型社會調查項目，采取分層抽樣方法獲取樣本，調查地點涵蓋中西部所有省份，數據質量較高。2017 年CGSS 數據發布于2020 年10 月，是目前研究中國社會問題的最新數據之一，數據有效樣本總量為12 582 份，包括783 個變量。選取居住地、婚姻、收入等變量，樣本選取群體設定為“中西部地區65 歲及以上老年人”，再根據對相應變量分析結果，刪除缺失值、極端異常值，最終納入分析的有效樣本數量為2 379 份。

4 變量設定

4.1 因變量

以老年人健康水平為因變量，健康水平既可以通過客觀健康指標測量，也可以由主觀健康自評反映。自評健康是一種廣泛使用的、全面的、穩定的健康衡量方法，反映了個體對其健康狀態的感知，是健康老齡化的組成部分，是未來不良健康事件的一個影響指標[28]。采用自評健康反映中西部地區老年人的健康水平，問題為“您覺得您目前的身體健康狀況是？”很不健康=1；比較不健康=2；一般=3；比較健康=4；很健康=5。

4.2 自變量

以正式參與和非正式參與為自變量。1）正式參與體現為參與既定組織的活動，用參加團體組織活動的頻繁程度反映。問題為“在過去12 個月里，您參加下列團體組織活動的頻繁程度是？”，包括“休閑團體、體育團體或文化團體組織的活動”“政黨、政治團體或政治社團組織的活動”“慈善組織或宗教組織的志愿活動”3 個觀測指標，對應答案包括“1 周1 次或更多”“1個月1～3 次”“去年參加了幾次”“去年參加了1 次”“從未參加”5 個選項，借鑒Sirven 等[29]的處理方法，將每項活動的回答改為二分類變量，即“去年參加了幾次”“去年參加了1 次”“從未參加”代表正式參與程度低（計0分），“1 周1 次或更多”“1 個月1～3 次”代表正式參與程度高（計1 分）。據此構建中西部地區老年人正式參與指數（范圍為0～3 分）以衡量正式參與水平。2）非正式參與表現為參與非正式環境中的活動，用參與親朋好友聚會的頻繁程度反映。問題為“過去1 年，您是否經常在空閑時間從事以下活動？”，以“與不住在一起的親戚聚會”作為非正式參與中一類觀測指標，對應答案 包 括“每 天”“1 周 數 次”“1 個 月 數 次”“1 年 數 次 或 更少”“從不”，將答案改為二分類變量，即“1 年數次或更少”“從不”代表非正式參與程度低（計0 分），“每天”“1周數次”“1 個月數次”代表非正式參與程度高（計1分）。以“請問您與鄰居進行社交娛樂活動（如互相串門、一起看電視、吃飯、打牌等）的頻繁程度是？”和“請問您與其他朋友進行社交娛樂活動（如互相串門、一起看電視、吃飯、打牌等）的頻繁程度是？”作為非正式參與的另外兩類觀測指標，對應答案包括“幾乎每天”“1周1 次 或2 次”“1 個 月 幾 次”“大 約1 個 月1 次”“1 年 幾次”“1 年1 次或更少”“從來不”，將答案改為二分類變量，即“1 年 幾 次”“1 年1 次 或 更 少”“從 來 不”代 表 非 正式參與程度低（計0 分），其余答案代表非正式參與程度高（計1 分）。據此構建中西部地區老年人非正式參與指數（范圍為0～3 分）以衡量非正式參與水平。

4.3 中介變量

基于已有分析可知，自我管理和社會凝聚力可能是社會參與影響中西部地區老年人健康狀況的中介因素，因此，選擇這兩個變量為中介變量。1）自我管理：問題“在過去1 年中，您是否經常在空閑時間做下面的事情？”，包括“社交/串門”“休息放松”“學習充電”3 個觀測指標，對應答案包括“從不”“很少”“有時”“經常”“非常頻繁”，將答案改為二分類變量，“從不”“很少”“有時”代表缺乏自我管理（計0 分），其余代表具備自我管理能力（計1 分）。據此構建自我管理指數（范圍為0～3 分）以測量自我管理水平。2）社會凝聚力：問題“在過去的4 周里，您多久會有一次這樣的感受？”，包括“感覺缺少陪伴”“感覺被其他人孤立”“感覺被冷落了”3 個觀測指標，對應答案包括“從不”“很少”“有時”“經常”“很頻繁”，將答案變為二分類變量，“有時”“經常”“很頻繁”代表社會凝聚力低（計0 分），其余代表社會凝聚力高（計1 分）。據此構建社會凝聚力指數（范圍為0～3 分）以測量社會凝聚力水平。

4.4 控制變量

主要控制變量包括性別（男=1；女=2）、個人收入（在統計處理時為避免極值對模型穩定性的影響，取對數）、婚姻狀況（未婚=0；已婚=1）、文化程度（小學及以下=0；初中及高中=1；專科及以上=2）、居住地（城市=1；農村=2）、自評健康（很不健康=1；比較不健康=2；一般=3；比較健康=4；很健康=5）。

5 變量統計描述

對2 379 名老年人的變量進行統計，結果顯示，男1 191 人（50.1%），女1 188 人（49.9%）；個人年收入經對數化處理后為（3.26±1.77）；未婚663 人（27.9%），已婚1 716 人（72.1%）；小學及以下1 671 人（70.2%），初 中 及 高 中647 人（27.2%），專 科 及 以 上61 人（2.6%）；居住地為城市927 人（39.0%），農村1 452 人（61.0%）；自評健康中，很不健康277 人（11.6%），比較不健康762 人（32.0%），一般651 人（27.4%），比較健康572 人（24.0%），很健康117 人（4.9%）；老年人非正式參與得分為（1.10±0.99）分；正式參與得分為（0.04±0.24）分；自我管理得分為（0.87±0.77）分；社會凝聚力得分為（0.74±1.23）分。

6 實證結果分析

為系統研究社會參與對中西部地區老年人健康的作用機制，首先，運用Ordinal Logit 嵌套回歸分析模型分析社會參與對中西部地區老年人健康的影響效應，并采用傾向得分匹配法（PSM）對模型可能涉及的內生性進行處理。其次，納入自我管理和社會凝聚力兩個中介變量，進一步分析社會參與影響老年人健康的方式。最后，為研究社會參與和中介變量作用的結構性差異并檢驗全樣本分析的穩健性，在上述分析基礎上，依據性別和婚姻狀況對樣本進行分析，檢驗社會參與和中介變量的作用機制。

6.1 基于Ordinal Logit 嵌套模型的全樣本分析

因變量老年人自評健康是有序多分類變量，故建立Ordinal Logit 模型進行回歸分析。為呈現不同變量控制條件下社會參與對老年人健康的影響效應，構建包括4 個Ordinal Logit 模型在內的嵌套模型，見表1。1）模型1 為納入控制變量的基準模型，回歸結果表明，性別、個人收入、婚姻狀況、文化程度和居住地對中西部地區老年人的自評健康均有顯著影響（P＜0.10）。具體來看，男性比女性的自評健康狀況更好。個人收入較高的老年人自評健康狀況較高。已婚老年人比未婚老年人自評健康狀況更好。隨著文化程度的提高老年人自評健康狀況提高。居住在城市的老年人自評健康狀況比居住在農村的老年人更好。2）模型2 納入非正式參與和正式參與兩個變量，在控制其余變量的情況下，回歸結果顯示，非正式參與和正式參與對中西部地區老年人的健康自評結果均有影響（P＜0.05）。在控制其他變量的情況下，隨著非正式參與的程度提高，老年人更可能報告較好的健康自評結果，說明與親朋好友的互動對老年人健康有積極影響。這一結果初步證實了本研究提出的第1 個假設，即非正式參與水平越高，老年人的健康水平越高。正式參與對中西部地區老年人的自評健康有影響，隨著正式參與的程度提高，老年人更可能報告較好的健康自評結果。說明老年人如果能夠積極融入各類正式的社會團體中，廣泛參加團體組織的體育鍛煉、志愿服務等活動，就可能保持更好的健康狀態。這一結果初步證實了本研究提出的第2 個假設，即正式參與水平越高，老年人的健康水平越高。3）模型3 將自我管理納入回歸分析，結果顯示，自我管理對中西部地區老年人健康自評有正向影響，自我管理能力越強，老年人越可能報告較好的健康自評結果。同時，非正式參與和正式參與對老年人健康的影響依然顯著，但非正式參與的回歸系數有所改變，由0.21 變為0.18，說明非正式參與對老年人健康的積極影響部分是由老年人自我管理能力提升實現的。4）模型4 納入了社會凝聚力這一中介變量，回歸分析結果顯示，社會凝聚力正向影響中西部地區老年人的自評健康，社會凝聚力越強，老年人越可能報告較好的健康自評結果。在納入社會凝聚力變量后，正式參與的回歸系數和顯著性水平均發生改變，回歸系數由0.34 減小為0.26，顯著性由顯著轉變為不顯著。說明社會凝聚力是社會參與影響老年人健康的中介機制。這一結果初步證實了本研究提出的第3 個假設，即社會參與對老年人健康水平的促進作用可以通過增強自我管理和提升社會凝聚力實現。

表1 社會參與影響中西部地區老年人健康的全樣本回歸分析

6.2 中介效應的進一步分析

社會參與回歸系數在嵌套模型中的變化情況研究證明中介變量（自我管理和社會凝聚力）能夠對自變量的回歸系數產生稀釋作用，即反映了社會參與回歸系數的相對大小的變化，并不能反映中介變量作用的大小。這是由于Ordinal Logit 模型存在未被觀測到的異質性問題，模型間回歸系數不能像線性回歸模型一樣進行簡單直接比較[30]。因此，采用Kohler 等[31]提出的KHB 方法對中介變量的效應大小進行比較。KHB 方法可以通過Stata 軟件實現，結果見表2。1）自我管理對社會參與的中介效應結果顯示，自我管理對非正式參與的中介效應顯著，為0.041，中介效應比為17.01%，對正式參與的中介效應不顯著，說明自我管理對非正式參與起到中介效應，對正式參與沒有明顯的中介效應。2）社會凝聚力對非正式參與的中介效應不顯著，對正式參與的中介效應顯著，為0.088，中介效應占比為16.21%，說明社會凝聚力對正式參與有較強的中介效應，對非正式參與沒有明顯中介效應。3）自我管理和社會凝聚力共同解釋了非正式參與改善中西部地區老年人健康狀況效應的18.11%，正式參與的21.96%，說明社會參與較大程度上通過自我管理和社會凝聚力兩個中介變量的提高促進中西部地區老年人健康狀況的提升。

表2 自我管理和社會凝聚力的中介效應分析

6.3 模型可能存在的內生性和傾向得分匹配法檢驗

回歸模型對社會參與的健康效應估計可能存在內生性。中西部地區老年人的社會參與這一事件可能不是隨機的，存在選擇性偏差，如在測量變量非正式參與時，健康老年人更有可能進行非正式參與，因而非正式參與的得分較高，但不健康的老年人非正式參與得分較低，模型可能存在因樣本選擇偏差出現的內生性問題。因此，以老年人非正式參與為例，使用傾向得分匹配法檢驗，通過對中西部地區老年人進行分組匹配，估計非正式參與對老年人自評健康的平均處理效應（average treatment effect on the treated，ATT），以消除模型內生性問題。由于傾向得分匹配法是在共同支撐假設的前提下，通過精確匹配的方式，為處理組找到一個反事實對照組，考察社會參與對老年人健康自評的影響，而非正式參與是一個離散變量，不能進行精確匹配，因此需要將其轉化為二分類變量，以確定處理組和對照組。樣本中非正式參與的得分分布為0～3 分，將0 分和1 分樣本歸并為“非正式參與程度低”組，作為對照組（占62.46%），將2 分和3 分樣本歸并為“非正式參與程度高”組，作為處理組（占37.54%），以此生成傾向得分匹配法的處理變量。

依次使用最近鄰匹配法、卡尺匹配與核匹配法計算非正式參與對老年人自評健康的平均處理效應，結果均顯示，非正式參與對中西部地區老年人自評健康水平有顯著正向影響，3 種匹配方式的平均處理效應分別為0.200，0.226，0.227。見表3。

表3 非正式參與對中西部地區老年人健康影響的ATT 效應

平衡處理組和對照組間匹配變量的分布是傾向性得分匹配的目的之一，故在對變量非正式參與完成匹配后，還需要對結果進行平衡性檢驗。以最近鄰匹配平衡性檢驗為例，結果顯示，除正式參與外，匹配后其他匹配變量的標準化偏差絕對值均＜10%，且匹配后的匹配變量t檢驗結果顯示處理組和對照組間差異不明顯，匹配結果的平衡性較好。傾向得分匹配法檢驗結果表明，非正式參與對中西部地區老年人自評健康的正向顯著改善效應穩健。見表4。

表4 最近鄰匹配的平衡性檢驗

6.4 樣本回歸和穩健性再檢驗

分樣本回歸一方面可以檢驗社會參與在不同特征群體中的影響效應，另一方面可以將回歸結果與總樣本回歸結果作比較，以檢驗總樣本回歸結果的穩健性[32]。全樣本分析結果顯示，性別和婚姻狀況均對中西部地區老年人的自評健康產生影響，并且不同性別和婚姻狀況下的個體社會參與意愿和程度有所不同，因此，進一步在不同性別和不同婚姻狀況的分樣本中分析社會參與對老年人健康狀況影響的效應和機制。

6.4.1 性別

表5 性別分樣本回歸結果中，模型5 為男性樣本未納入中介變量的回歸結果，結果顯示，在控制其他變量后，非正式參與和正式參與均對男性老年人的健康產生顯著的正向影響，與全樣本回歸結果基本一致。模型6 為男性樣本納入中介變量的回歸結果，結果顯示，自我管理對男性老年人的健康狀況產生顯著的正向影響，但社會凝聚力的影響不顯著。同時，非正式參與和正式參與依然顯著，但非正式參與的回歸系數由0.26減少為0.23，正式參與的回歸系數由0.40 減少為0.38。模型7 為女性樣本未納入中介變量的回歸結果，結果顯示，在控制其他變量后，非正式參與對女性老年人的健康狀況產生顯著的正向影響，但正式參與未對其產生顯著影響，與全樣本回歸結果有所不同。模型8 為女性樣本納入中介變量的回歸結果，結果顯示，社會凝聚力對女性老年人的健康產生顯著的正向影響。同時，非正式參與的回歸系數由0.16 減少為0.13，說明中介變量具有促進社會參與影響健康的作用機制。性別分樣本回歸檢驗結果表明，全樣本中分析的社會參與對中西部地區老年人健康的正向影響和中介變量作用機制穩健。

表5 性別分樣本回歸結果（回歸系數）

6.4.2 婚姻狀況

表6 婚姻狀況分樣本回歸結果中，模型9 和模型11 為未納入中介變量的回歸結果，結果顯示，已婚和未婚狀態下的非正式參與、已婚狀態下的正式參與均對老年人健康狀況有顯著正向影響。模型10 和模型12 為納入中介變量的回歸結果，模型10 顯示，非正式參與的回歸系數由0.18 下降為0.13，且不再顯著，僅自我管理具有顯著性，說明自我管理是非正式參與提升老年人健康狀況的主要中介變量。模型12 顯示，非正式參與和正式參與的回歸系數均有所下降，非正式參與的回歸系數由0.23 下降為0.21，依然顯著，正式參與的回歸系數由0.31 下降為0.23，且不再顯著。同時，自我管理和社會凝聚力均有顯著性，是社會參與改善老年人健康狀況的中介變量。婚姻狀況分樣本檢驗結果表明，非正式參與和正式參與對中西部地區老年人健康狀況有顯著促進作用，且自我管理和社會凝聚力是中介機制，全部樣本回歸結果穩健。

表6 婚姻狀況分樣本回歸結果（回歸系數）

7 結論及建議

本研究基于普特南的社會資本理論，研究了社會參與對中西部地區老年人健康狀況的影響。利用Ordinal Logit 嵌套模型分析非正式參與和正式參與對老年人的影響效應，并利用KHB 分解法分析了中介變量自我管理和社會凝聚力在其中發揮作用的機制。全樣本回歸分析結果表明，非正式參與和正式參與對中西部地區老年人健康狀況有顯著正向促進作用，老年人非正式參與和正式參與的程度越高，老年人越可能報告較好的健康自評結果，該結果在傾向得分匹配法檢驗中依然成立。中介效應分析結果表明，自我管理和社會凝聚力作為中介變量可以顯著提升社會參與對老年人健康狀況的影響。但兩個中介變量的影響效應存在維度差異，自我管理對非正式參與有較強的中介效應，對正式參與的中介效應不顯著，社會凝聚力對正式參與有較強的中介效應，對非正式參與的中介效應不顯著。同時，正式參與通過中介變量影響中西部地區老年人自評健康的效應更顯著，中介效應比為21.96%，非正式參與的中介效應比相對較小，為18.11%。性別和婚姻狀況分樣本的回歸分析結果驗證了全樣本回歸結果的穩健性，同時顯示社會參與和兩個中介變量對不同特征樣本的健康狀況改善效應存在差異。非正式參與對男性和女性老年人均有健康促進效應，正式參與僅對男性老年人的健康有顯著正向影響。同時中介變量分析結果表明，自我管理僅在男性老年人社會參與的健康促進中發揮中介效應，社會凝聚力僅在女性老年人社會參與的健康促進中發揮中介效應。已婚和未婚老年人的健康狀況均受到非正式參與的顯著正向影響，而正式參與僅在已婚老年人中發揮健康提升作用。中介變量的分析結果顯示，正式參與和非正式參與可以通過增強自我管理改善已婚和未婚老年人的健康狀況，社會凝聚力只是社會參與提升已婚老年人健康的中介變量。

基于已有分析提出4 點建議。1）為提升中西部地區老年人的健康獲得感，地方政府應積極落實中共中央、國務院在2021 年11 月提出的《關于加強新時代老齡工作的意見》，注重老年人在維護自身健康中的主體性，促進老年人的社會參與，并提供配套資源、服務和平臺，充分發揮社會參與在提升老年人健康水平中的作用。2）與親人、鄰居、朋友等互動的非正式參與是中西部地區老年人健康促進的重要方式，因此，各省老齡部門應在全社會營造尊老氛圍，在家庭教育中融入老年知識，增進家庭成員對老年人的了解，增強親人與老年人的互動[33]，同時社區應鼓勵居民積極參與為老志愿服務，如開展結對子工作，增加老年人與鄰里交往的機會，進而維護老年人健康。3）中西部地區老年人在公益機構、俱樂部等組織中的正式參與相對較少，不同省份、地區的政府還需結合本地特點在正式參與的內容、信息傳遞方式和渠道、時間、地點和場所、費用等方面做出適老化調整，基層政府開展并鼓勵老年人加入社區老年大學、文體組織、志愿團隊等[34]。4）政府部門要發揮組織動員作用，通過政策供給、財政投入等多種方式，引導醫護力量及其他社會力量為老年人社會參與提供健康引導、活動空間和機會。