刘立光

一、引言

2020年伊始，新冠肺炎疫情给全球人民带来了深重的灾难，居家隔离对各地人们的生活和交往起到了非常大的阻碍作用。在世界范围内，人们不得不保持有效的社交距离。2020年8月27日，在COVID-19疫情媒体通报会上，世卫组织总干事谭德塞提到：“这场大流行疫情造成了缺乏社会互动问题，对许多人的精神健康产生了深远影响。COVID-19已经影响了数百万人的精神健康，造成了焦虑和恐惧，扰乱了精神卫生服务。精神卫生在全球已经是一个被忽视的健康问题。”[1]因为缺乏面对面的社会互动，导致人们的精神健康出现问题，最终可能会影响到人们的生活幸福感和满意度。

社会、心理和生物学方面的因素决定着人们在任何时间节点的精神健康状况，老年人更有可能遇到诸如丧亲之痛、因退休或出现残疾而使社会地位下降等事件，所有这些因素都可能使老年人出现孤立、失去独立性、孤独和心理困扰等问题。2000年以来人口老龄化已成为中国社会的常态，根据《世界人口展望2019》数据显示，中国人口老龄化比重将在2035年达到20.7%，65岁及以上的老年人口达到3亿；到2050年，中国人口老龄化的比重达到26.1%，65岁及以上的老年人口达到3.66亿[2]。在如此庞大的老年群体中，他们的精神健康状况如何，社会互动的变动是否对此能有效干预？本文主要关注精神健康与老年人主观幸福感之间的关系及其作用机制，尤其是社会互动在老年人精神健康和主观幸福感之间起到怎样的作用。提升老年人的主观幸福感，可以减轻家庭照料者的照料压力、缓解医疗资源的紧张局面，提高整体国民的健康水平。

二、文献综述与研究假设

（一）主观幸福感

对幸福的测量古已有之。柏拉图认为，有王者气质的人最幸福[3]162-173。18世纪末，英国功利主义伦理学家边沁提出了一套完整的计算人们苦乐状态和社会苦乐趋势的方法[4]226-230。福利经济学创立者庇古从福利分为社会福利和经济福利出发，提出了边际效用基数论，认为社会福利中能够用货币衡量的那部分是经济福利，可以用效用的大小和变动来表示个人福利的增减[5]29-38。主观幸福感（Subjective Well-being）这一概念，大致于20世纪50年代在美国兴起。以美国为代表的西方发达国家经济发展迅猛，生活水平显著提高，一些社会学和心理学研究者为了衡量人们的生活质量而尝试构建主观幸福感指标体系[6]，主要测量标准从单维度指标的加总到多项目总体满意度量表，主要包括“总体满意度”和“具体领域满意度”[7-9]。从心理学角度研究主观幸福感，起始于Grant等人发起的健康心理研究对积极心理学的发展，主要包括对精神疾病患者的主观幸福感的测量，比较常用的有20世纪70年代Derogatis等人编订的症状自评量表SCL-90[10]。

我国学者从20世纪80年代中期以后开始对主观幸福感进行研究。最初主要是心理学和医学领域的专家，研究对象大多是老年人和青少年等容易出现精神或健康问题的人群[11-14]，同时，一些系统介绍主观幸福理论来源和测量指标的研究也逐渐丰富起来[15-19]。社会学研究者对主观幸福感的研究也是从老年人和青少年等群体展开的，但是研究视角与心理学和医学不同，研究的进展从主观幸福感影响因素逐渐聚焦到某一变量或因素对特定群体主观幸福感的研究[20-25]。虽然国内对主观幸福感的研究已经有了丰富的研究基础[26]，但是对“精神健康—主观幸福感”的互动研究还较为单薄。

（二）精神健康对主观幸福感的影响

精神健康，亦可称之为心理健康，主要是指一种持续的心理状态[27]。国内外学者对心理健康的定义与标准有着不同的界定，马斯洛从需求层次理论出发认为心理健康的人具有自我实现的人格特征；美国M.Jahoda认为应该从六个方面建立心理健康的标准；刘华山认为应该从对内和对外两个方面来评价心理健康状况。本文借鉴世界卫生组织对精神健康的定义①“健康不仅为疾病或羸弱之消除，而系体格、精神与社会之完全健康状态”。：精神健康指直接或间接与世界卫生组织的健康定义中所包含的精神健康内容有关的一系列广泛活动。它涉及促进福祉、预防精神疾患以及精神病患者的治疗和康复[28]。国内外从心理健康对主观幸福感的研究得出的结论都比较一致，认为心理健康对主观幸福感的提高具有促进作用[29-36]。

在此基础上，我们认为即使随着时代的发展，人们的心理健康和主观幸福感的水平得到了提升，但两者之间的内在关系不会发生质的变化。因此，提出本文研究假设1：

假设1：精神健康对老年人主观幸福感起到显著的正向作用。

（三）社会互动在精神健康促进老年人主观幸福感的中介效应

符号互动论的鼻祖是美国社会学家米德，他强调符号和意义在互动中之重要性。但是社会互动论的集大成者是米德的学生布鲁默，1937年布鲁默正式提出符号互动论，他总结了互动论的三个原则：1）意义产生于个人间的社会互动；2）人们运用从互动中获得的意义来指导自己的行为；3）人们应用这些互动来解释过程[37]29。孤独感，尤其是对丧偶的老年人来说，对他们的主观幸福感、生活满意度、生命质量、精神和躯体健康甚至死亡产生了深刻的影响[38]。从社会互动角度出发，研究老年人精神健康对主观幸福感影响的研究还较为匮乏。赵娜等认为老年人的心理健康状况对幸福感具有显著的影响，减少个体的孤独感可以增进二者的正向关系[39]。游雪勤等通过对公寓老年人问卷调查发现，心理健康在公寓老年人的情绪调节对主观幸福感起中介作用[40]。赵娜等研究认为老年人的孤独感在心理健康与主观幸福感之间起调节作用[39]；杜鹏等发现社会互动可以增强老年人的在场空间活动，进而提升生活满意度[41]。

老年人参与社会互动是在自己熟悉的网络和日常场域中同感兴趣的人交往。在面对面的互动中，尤其是在与“老朋友”“老姐们”进行攀谈的过程中，老年人心中的压力和烦闷更容易释放出去，可以减轻自身的心理负担，改善精神面貌。因此，提出本文研究假设2：

假设2：社会参与可能在精神健康与老年人主观幸福感之间发挥重要的中介作用，并且有可能是正向调节作用。

学界关于精神健康与主观幸福感的研究为本文提供了重要的借鉴，但还应看到早期研究存在数据代表性不足和主要关注精神健康与主观幸福感间的关系等问题，少有学者从社会互动角度入手探究其中介作用。鉴于此，本文利用2016年中国老年社会追踪调查数据，关注老年人精神健康与主观幸福感之间的关系，并探析社会互动在其中的作用机制。

三、数据、变量与模型

（一）数据来源

中国老年社会追踪调查（China Longitudinal Aging Social Survey，CLASS），是一个全国性、连续性的大型社会调查项目。该数据由中国人民大学CLASS项目办公室统筹规划、协调、监督和质量控制。调查对象为随机抽取家庭中60岁及以上的老人及其配偶，所有样本均采用PPS方法通过县级抽样、村居抽样、家户抽样和个人抽样等四个阶段被抽取出来。该项目已进行三期全国性调查，分别是2014年开展的全国范围基线调查，以及2016年、2018年两期追踪调查。由于2018年的数据暂未公布，2016年调查数据是能够申请使用的最新数据。

（二）变量选择

1.因变量：主观幸福感

本文使用“总的来说，您对目前的生活感到满意吗？”为因变量题项，以生活满意度反映人们的主观幸福感。在选项中从“很满意→很不满意”共5个等级。问卷中老年人对总体生活满意度的评价是逆向赋值，即如果老年人对生活越满意则赋值越低。为便于理解，我们把生活满意度调整为正向赋值，即“很不满意→很满意”分别赋值为“1-5”。

2.自变量：精神健康

结合世界卫生组织的定义，本文认为精神健康是抑郁水平的反映，现在常用Silverstein等人修订的九项目《流行病学调查抑郁量表（CES-D）》测量老年人的抑郁水平。本问卷中通过对思维和精神比较健康的被访者询问九个问题，反映最近一周的心情或感受来代替精神健康水平。这九个问题如表1所示：

表1 被访者最近一周心情状况测量题项

其中，（2）（3）（5）（6）（7）（8）三个问题是反向问题，所以我们先把它们倒序重置赋值。这个量表的Cronbach’s alpha信度系数值为0.72，信度较高，可以用于构建一个精神健康综合指数。为了计算这个综合指数，首先用这九个测量指标拟合一个等级项目反映模型（Graded response model），然后，根据此模型计算一个精神健康指数变量①根据模型计算的社会认同感指数变量是一个所谓的潜变量，服从均值为0，标准差为1的正态分布。关于此模型的具体介绍，可参见Ayala,R.J.D.，The Theory and Practice of Item Response Theory,New York:The Guilford Press,2008。。该值越高，说明精神健康度越好。

3.中介变量：社会参与

社区是中国老年人主要的社会参与场所[42]。本文所选择的社会参与指标主要是基于老年人参加社区集体活动的次数和类别，并没有加入老年人在互联网上与他人互动的情况，因为虚拟社交可能会使老年人更加脱离实际社会。因此，我们从问卷上选择“在过去三个月内，您是否参加过以下这些活动？”包括社区治安巡逻、照料其他老人（如帮助购物、起居照料）、环境卫生保护、调解纠纷、陪同聊天、需要专业技术的志愿服务（如义诊）、帮助照看其他人家的小孩等进行测量，经过数据处理与合并，我们发现在过去三个月内，没有参加过社区活动的老年人比例高达88%，因此我们把该变量处理为：0=没有参加社区活动，1=参加过社区活动。

4.控制变量

本文的控制变量主要包括：（1）人口社会学基本特征：年龄、性别、婚姻状态、受教育程度、户籍性质和去年每月平均收入（取对数）；（2）自评健康；（3）过去12个月家里是否有大事发生。因为家里是否有大事发生对人们的生活评价明显会产生影响，故选取问卷中“过去12个月，您是否遇到过下列事件”，题项包括了子女结婚、子女生育、生病、家人去世、自然灾害等在内的13件大事。具体变量赋值及描述统计结果如表2所示。

表2 模型变量的描述性统计结果（N=7 742）

（三）研究方法

1.Oprobit模型

本文的因变量是一个类别变量，所以本文首先在全样本中使用Oprobit模型分析精神健康和社会参与对老年人主观幸福感的影响。实证模型设定如下：

其中，Subjectwell-beingi表示老年人i的主观幸福感；mental healthi为精神健康状况；X i为一系列控制变量，包括老年人人口社会学特征、自评健康状况和去年家里有无大事发生等；μi为随机干扰项。假设μ～N（0,1）分布，则Oprobit模型可表示为：

式（2）中，r0

2.中介效应模型

为进一步检验社会互动是否在精神健康与老年人主观幸福感之间发挥显著中介作用，参考温忠麟等[43]提出的中介效应检验方法，将中介效应模型设定如下：

其中，式（3）中α1反映了精神健康对第i个老年人主观幸福感的总效应，式（4）中β1表示精神健康对中介变量社会互动的影响，式（5）中γ1、γ2分别表示精神健康、社会互动对第i个老年人主观幸福感的直接效应。将式（4）代入式（5）可以得出精神健康的中介效应β1γ2，即精神健康通过中介变量社会互动对老年人主观幸福感所产生的间接影响。同时，用中介效应与总效应之比来反映中介效应的相对大小，即β1γ2/α1。

四、数据分析结果

（一）描述性统计

表3为老年人主观幸福感分城乡、分性别样本的基本情况，以及相关变量描述性统计结果。可以看出，城镇老年人的主观幸福感要高于乡村老年人（3.96>3.74），男性老年人的主观幸福感高于女性老年人（3.87>3.85）。其中，城乡老年人主观幸福感之间的差距大于男性老年人和女性老年人的差距；从精神健康得分来看，与整体样本保持一致；但是从社会参与程度来看，城镇老年人的社会参与程度高于乡村老年人，老年男性与老年女性之间的差距不明显。

表3 老年人主观幸福感分城乡、分性别描述性统计结果

（二）精神健康对老年人主观幸福感的回归分析结果

表4是精神健康对老年人主观幸福感的回归结果。模型1是只加入控制变量的模型，模型2在模型1的基础上加入了自变量精神健康变量，模型3在模型1的基础上加入了中介变量社会参与变量，模型4是加入了自变量和控制变量的全模型。从表4的回归结果中，模型2中精神健康对老年人的主观幸福感在1%的水平下具有显著促进作用，说明老年人的精神健康每提高或改善1个单位，他们的主观幸福感会提升4.91%。假设1得到了验证，老年人的主观幸福感与精神健康关系非常紧密，这也与我们在实际调研中的结果相吻合。可能是因为精神健康的老年人在社会中的参与感更强，也更容易得到心理上的满足，所以他们的主观幸福感更高。在模型3中，社会参与对老年人的主观幸福感也在1%水平下具有显著正向促进作用；全模型4中，在加入社会参与变量后，精神健康的系数由模型2的4.914提升到了5.180，说明社会参与可能在精神健康与主观幸福感起到中介作用，需要进一步验证社会参与的作用机制。

表4 精神健康对老年人主观幸福感的Oprobit回归结果（N=7 742）

其他控制变量中，年龄越大老年人主观幸福感越高，与男性相比，老年女性的主观幸福感更高，在婚、受教育程度较高和户籍为城镇的老年人主观幸福感更高；在自评健康中，自评越健康的老年人主观幸福感越高，自评健康为“比较不健康”和“一般”的老年人和“很不健康”的相比，虽然系数为正，但没有通过统计检验；在过去一年中，家里有大事发生的老年人与没有发生大事的相比，主观幸福感更低。

（三）内生性问题：工具变量法

本文在对老年人精神健康与主观幸福感使用普通Oprobit进行回归，所得结论可能存在互为因果的内生性问题。尽管我们在回归时尽可能多地控制了可能影响老年人主观幸福感的其他因素，以减轻遗漏变量带来的估计偏差，但是对老年人主观幸福感的影响因素还可能存在不可观测的因素，因此，我们使用工具变量解决内生性问题。基于工具变量应与内生解释变量高度相关、但与扰动项不相关的选取条件，选择“童年生病能否得到足够医疗服务”作为模型的工具变量。早年身体健康对青少年的人格成长和心理健康起到非常大的作用，即使后期经过自身努力实现阶层的上升，但对心理健康的影响仍不可消除。但显而易见，童年生病能否得到足够医疗服务和老年人现在的主观幸福感没有直接关联。因此，该变量符合工具变量的相关性和外生性假定。

具体主要基于Heckman两步法开展：（1）把内生解释变量“精神健康”对工具变量“童年生病能否得到足够医疗服务”和外生解释变量做回归，得到潜变量“精神健康（mental IV）”的拟合值，并对回归结果做弱工具变量检验；（2）将主观幸福感对潜变量拟合值、残差、外生解释变量做回归。通过这两步回归则可以得出老年人对主观幸福感的一致估计。此外，笔者还利用Hausman检验判断模型是否存在内生性问题，以确定是否选择工具变量的回归结果[44]。

表5中，模型6运用了IV-Oprobit模型对老年人精神健康影响主观幸福感再检验的结果，模型7是工具变量回归的边际效应估计结果。模型通过了似然比检验，Insig_2值为-3.687，模型的二阶段估计显著，且模型通过了atanhrho_l2检验，表明在以上模型中使用cmp方法由于模型5的Oprobit估计，因此，工具变量在有序选择模型中的使用是有效的。从结果来看，精神健康对老年人主观幸福感的影响在IV-Oprobit模型的检验下与普通Oprobit回归结果相一致，但是从系数比较可以发现IV-Oprobit统计系数变大，一般来讲这可能是由于存在弱工具变量所致，但是从统计上看，弱工具变量F值为47.63>10，所以结果具有一定的可靠性。而从模型7的边际效应估计结果来看，在控制内生性后，精神健康每提高1个单位，对老年人主观幸福感“很满意”的概率提高9.046%。未控制内生性问题前，这一比例为1.257%，这进一步印证了前文推论，也证明了假设1。其他控制变量与普通Oprobit回归结果相一致，不再赘述。

表5 精神健康对老年人主观幸福感的IV-Oprobit回归结果（N=7 742）

（四）中介作用分析

表6报告了基于Sobel法探析社会参与在精神健康对老年人主观幸福感之间的中介作用分析结果。模型8是精神健康与老年人主观幸福感之间的回归结果，系数显著为正，表明精神健康对老年人主观幸福感有积极作用；模型9是精神健康与社会参与之间的回归结果，系数显著为负，温忠麟等[45]认为这是遮掩效应而非中介效应，说明老年人精神健康对其社会参与有负向作用（可能对社区参与有积极的促进作用）。这与我们在文献回顾时的发现并不一致，精神健康越好的人社会参与越不积极，可能与老年人自身有关，那些精神健康较差的老年人可能想通过社会参与，提升自身的健康水平；模型10是考虑社会参与后精神健康与老年人主观幸福感的关系，系数均显著为正，说明社会参与在精神健康和老年人主观幸福感之间发挥部分遮掩效应。通过计算遮掩效应值发现，该遮掩效应的大小约为0.168，在总效应中占比约为0.05%。

表6 社会参与在精神健康对老年人主观幸福感的中介作用（N=7 742）

这表明，在精神健康影响老年人主观幸福感的影响机制中，社会参与扮演着部分遮掩作用。但是效用并不大，原因可能如前文所述，那些精神健康较好的老年人更倾向于进行家务劳作或照顾孙辈等活动，故社会参与感较差（图1）。

图1 社会参与在精神健康与老年人主观幸福感间的遮掩作用

五、结论与不足

本文从精神健康对老年人主观幸福感的影响机制出发，通过引入工具变量解决内生性问题和中介效应，探析社会参与在精神健康与老年人主观幸福感之间的作用机制，得出以下结论：

第一，精神健康对老年人的主观幸福感有非常明显的促进作用，在引入“童年生病能否得到足够医疗服务”作为工具变量后，结果依然稳健。改善老年人的精神健康或消除精神疾病对提升老年人的生活满意度有重大促进作用。这也是世界卫生组织一直强调的，仅身体的健康并不是真正的健康，健康包括生理、心理和社会适应能力等诸多方面。中国在“十四五”期间就会迈入中度老龄化社会，解决好老年人的健康问题就是在给国家做贡献，以往国民注重生理健康应该逐步转变到全方位健康上来，通过措施有效并举改善老年人的精神健康状况。

第二，社会参与在精神健康与老年人主观幸福感之间存在部分遮掩效应，虽然能通过统计检验，但是作用较弱。另外，我们发现那些精神健康较好的老年人社会参与的积极性低于精神健康较差的老年人，精神健康“较好”与“较差”之间的“度”在哪里，值得我们进一步探究。当然，鼓励老年人积极参与社会活动既能增加他们体育锻炼的时间，达到强身健体的目的，又能在休闲聊天中释放因年老可能带来的心理情绪压力，改善整体气质和面貌。

当然，本研究存在许多不足之处：首先，使用的是截面数据，虽然通过工具变量法解决了部分内生性问题，但是囿于数据限制，无法探析纵向影响机制，因果关系的探究还存在不足；第二，研究发现社会参与在精神健康与老年人主观幸福感之间的中介作用并不十分显著，可能原因是在所有群体中老年人的社会参与程度是最低的，所以接下来研究的方向是检验不同群体间社会参与在精神健康与主观幸福感中的中介作用。