胡书芝,雷遥遥

(湖南师范大学 公共管理学院,湖南 长沙 410081)

根据国家统计局数据,截至2023年底,我国60岁及以上的老年人口已超过2.97亿,占总人口的21.1%,65岁及以上老年人口达2亿以上,占总人口的15.4%[1]。2035年我国老年人口比例预计将超过30%,进入重度老龄化阶段[2]。一方面,我国老龄化程度不断加剧;另一方面,互联网技术日益发展,很多公共服务和日常交流越来越多地转移线上,这不仅对不使用互联网的群体获取公共服务造成困难,而且也会使得该群体被社会边缘化,引发社会隔离的风险[3]。根据2023年中国互联网络信息中心发布的第52次《中国互联网络发展状况统计报告》,我国60岁及以上网民数量占比提升至13%[4],越来越多的老年人能够熟练使用互联网聊天、进行手机支付和网上购物等。但随着老人年龄的增长,其身体机能弱化、认知能力下降、社会活动减少,部分老年人更难以适应眼前的生活。在此背景下,如何利用互联网增强老年人的社会适应水平成为学界关注的话题。

社会适应是一个多维概念,属于社会化的范畴。多数学者都将社会适应看作个体应对社会变化时与社会环境达成协调关系的一种状态,包括遵守社会规范、满足社会期望以及实现自我目标。早在1989年,世界卫生组织就将良好的社会适应能力纳入了个体健康的衡量标准之中。生活在信息社会中的老年人需要掌握数字化工具,以适应新的生产生活方式,从而顺利再社会化。而国内研究多关注互联网使用对老年人生活满意度、身体健康和心理健康的影响,关于互联网使用对老年人社会适应影响的实证研究较少。国外相关研究则存在分歧,一些研究关注互联网使用的“增益”效应,将互联网视作提高老年人社会适应水平的正向工具。但另一些研究认为互联网使用会增加老年人的社会隔离风险,强调互联网的“替代”效应。可见,无论对互联网使用持积极还是消极态度,多数研究都陷入了技术“标签化”的误区,即未能考虑到技术本身不存在好坏,关键在于作为技术使用者的老年人如何有效利用互联网,发挥互联网正向效用。

因此,本文从老年人这一技术使用主体出发,利用全国性的调查数据探讨互联网使用对老年人社会适应的影响及其作用机制,并试图从以下几个方面对已有的研究进行拓展:第一,互联网使用与老年人社会适应之间究竟存在怎样的关系?第二,目前的研究主要考察互联网使用对老年人社会适应的直接影响,很少讨论其作用机制。积极老龄化强调通过增强老年人的社会参与提升老年人的社会适应水平[5],因此,本文将试图明确社会参与是否在互联网使用与老年人社会适应的关系中发挥中介作用。

一、文献综述与理论假设

(一)互联网使用与老年人社会适应

目前,学术界尚未就互联网使用与老年人社会适应之间的关系达成共识。有研究分析了通信技术在老年人适应信息社会方面发挥的作用,发现现代通信技术能够有效提升老年人的社会适应水平[6],并且,互联网使用不仅能够增强一个人的社会贡献,帮助他们终身学习和加强自我认同感,还能帮助老年人以积极包容的态度适应社会环境、社会思想及社会政策的快速发展变化[7]。社会隔离与社会适应是一个相对的概念,社会隔离是指由于退休、身体变化、交际圈缩小和生活环境改变导致个体与社会环境剥离,社会互动减少。有研究指出互联网使用有可能通过各种机制预防或减少老年人的社会隔离风险[8]。一项针对英国老年人的研究也发现,互联网使用频率低的老年人更容易遭受社会隔离[9]。但也有研究发现互联网技术的发展对线下社会交往产生了不利影响,使得人们社交时间减少[10]。替代效应论认为这是因为互联网的使用使得人们面对面交往减少,同样也减少了老年人与周围人的社会联系,增强了老年人的隔离感[11]。总的来说,现有研究存在两种研究结论:一是认为互联网使用能够提升老年人的社会适应水平;二是认为互联网使用会增加老年人的社会隔离风险,进而降低老年人的社会适应水平。现阶段的研究更关注互联网技术本身,忽视了作为技术使用主体的老年人是否能够积极选择和主动使用网络技术。针对当前老年人面临的互联网“接入难”的问题,如何提升老年人的数字素养,让更多老年人融入数字生活,增强他们的社会适应能力很有意义,应关注使用互联网对老年人社会适应产生的积极效应。基于此,本研究提出假设1:

假设1:相比不使用互联网的老年人,使用互联网的老年人社会适应水平更高。

(二)社会参与:互联网使用与社会适应之间的中介

社会参与是指老年人在社会互动的过程中,通过社会劳动和社会活动,实现自身价值的一种行为模式。按照参与类型可划分为经济、政治和文化参与等多个方面[12]38。2002年世界卫生组织将老年人的健康、社会参与和保障确定为积极老龄化的核心内涵,老年人社会参与作为实现积极老龄化的重要路径,对于提高老年人的社会融入程度和社会适应水平具有重要作用。

1.互联网使用与社会参与

网络作为一种新的社会化工具,其对社会参与的促进作用已被证实[13]。互联网特有的跨时空特征,能够帮助老年人随时随地与他人进行多种形式(包含文字、图片、音频和视频)的通信和互动,能弥补老年人线下社会参与的减少,增加社会参与的可能性[14]。还有学者进一步发现无论是使用互联网媒体类服务,还是使用互联网交流类服务都能提高老年人整体的社会参与程度[15]。并且,上网不仅能够促进老年人参与社会,还能帮助老年人主动融入社会[16]。网络扩大理论和网络增益效应论都认为互联网技术的日常应用在促进老年人社会参与的同时,还会增强老年人与社会的联结感和归属感[17-18]。基于此,本研究提出假设2:

假设2:互联网使用与社会参与呈正相关关系。

2.社会参与与社会适应

积极的社会参与可以丰富老年人的精神文化生活,缓解其生理障碍和心理问题,帮助老年人重新定位社会角色,形成新的生活方式。活动理论认为老年人需要通过积极的社会参与来建立新的社会关系,以适应年老、退休、丧偶和迁移带来的角色转换和生活改变[12]36。社会交换理论也指出老年人可以通过社会参与获取权力资源、提高社会地位,积极的社会参与能够帮助老年人更快地适应新环境[19]。有研究发现那些喜欢参加社会公益活动和群体性休闲活动的老年人遭遇社会隔离的可能性会降低[20]。还有研究根据老年人在个人生活领域和家庭生活领域的参与情况,将老年人社会参与类型划分为平衡型、个人中心型、家庭中心型和低参与型四种,发现低参与型老年人社会适应水平最低,家庭中心型老年人次之,个人中心型和平衡型老年人的社会适应水平最高[21]。基于此,本研究提出假设3:

假设3:社会参与对社会适应具有显著正向影响。

社会参与和社会适应虽然都关乎个体与社会之间的互动,但社会适应更关注社会互动的结果,而社会参与更强调社会互动的过程。社会参与是个体的客观行为,而本文的社会适应是一种主观态度。综合上述文献梳理,“互联网使用与社会参与”和“社会参与与社会适应”均有相关研究。由此,本研究提出假设4:

假设4:社会参与在互联网使用对老年人社会适应的影响中起着正向的中介作用。

需要明确的是,本研究仅认为社会参与在互联网使用对老年人社会适应的影响中起中介作用,但并不排除还存在未被本研究观测到的变量也会发挥作用,囿于研究目的,本文只探讨社会参与的中介效应。

二、数据、变量与分析方法

(一)数据来源

本文使用的数据来自2018年中国老年社会追踪调查(China Longitudinal Ageing Social Survey,CLASS)。该调查采用分层多阶段的概率抽样方法,共获得11 418个老年人个体样本。根据研究需要,选取60岁及以上的样本,为确保所有的分析均建立在相同的样本之上,使用“个案删除法”处理样本缺失值,即样本只要在某一变量上存在缺失值就将其删除。最终得到样本6 296个。

(二)变量说明

1.因变量

本研究的因变量是社会适应,参照陈勃开发的社会适应量表[22],着重测量老年人的社会发展适应和精神文化适应。问卷中测量老年人社会发展适应的题项有:“我乐意参加村/居委会的某些工作”“我常常想再为社会做点什么事”“我现在喜欢学习”“我还是个对社会有用的人”,问题答案从“完全不符合”到“完全符合”五个等级分别赋值1～5分。问卷中测量老年人精神文化适应的题项有:“我很难适应社会变化”“越来越多的观点让我难以接受”“当今越来越多新的社会政策让我难以接受”“现在的社会变化越来越不利于老年人”,对问题答案进行反向赋值。八项选择题合计最高40分,最低8分,得分越高表明社会适应水平越高。

2.自变量

本研究的自变量为互联网使用,选取上网频率进行测量,对应问卷中调查对象对“您上网吗(包括用手机等各种电子设备上网)?”这一问题的回答,对问题答案进行反向赋值,每天都上=5,每星期至少上一次=4,每月至少上一次=3,每年上几次=2,从不上网=1。得分越高代表互联网使用水平越高。

3.中介变量

研究将社会参与作为中介变量,社会参与包括人际交往、志愿服务、学习社交等多个方面。将调查对象“社区治安巡逻”“照料其他老人”“环境卫生保护”“调解邻里纠纷”“专业志愿服务”“陪同聊天”“参加宗教活动”“上老年大学或参加培训课程”“看电视/听广播/读书/看报/听戏”“唱歌/弹奏乐器”“打麻将/下棋/打牌等”“跳广场舞”等活动参与情况的得分加总衡量其社会参与情况,得分越高意味着社会参与程度越高。

4.控制变量

参照以往对老年人社会适应的研究[7]64[16]48,将性别、年龄、户口、收入、工作、受教育程度、婚姻状况、居住地区、身体健康、心理健康、生活满意度纳入了控制变量,详见表1。

表1 控制变量处理一览表

(三)分析方法

1.倾向得分匹配。倾向得分匹配(Propensity Score Matching, PSM)的基本思想是通过观察到的数据来估计处理效应。首先计算每位老年人使用互联网的倾向得分,倾向得分是个体接受处理的条件概率,用于平衡处理组和对照组在观察到的特征上的分布。其公式为:

P(Xi)=P[Di=1|Xi]

其中,Di是一个二元变量,取值为1表示个体i在处理组,即使用互联网;取值为0表示个体i在控制组,即不使用互联网。Xi表示所有可能影响互联网使用与老年人社会适应的自变量。然后在满足条件独立假设和共享支持的情况下进行倾向得分匹配,选择参与者的平均处理效应进行分析,其公式为:

ATT=E[Y1i-Y0i|Di=1,P(Xi)]=E[Y1i|Di=1,P(Xi)]-E[Y0i|Di=0,P(Xi)]

ATT为处理组的平均处理效应;Y1i和Y0i分别表示处理组和控制组的估计结果。在倾向得分匹配的结果中,Y0i可以视作Y1i的潜在结果(即假设老年人不使用互联网时的社会适应水平)。

2.两步回归法。两步回归法(Two-step Regresion)是一种用于检验简单中介效应模型的统计方法,相比逐步检验回归系数方法,两步回归法省去了对总效应的检验步骤,共分为两步:

Paticipationi=β0+β1Interneti+β2X2i+…+βkXki+ε2i

(1)

(2)

为避免中介效应较弱时出现两步回归系数检验不准确的问题,本文还对中介效应进行Bootstrap稳健性检验。具体操作是在由Andrew F. Hayes所编制的Process插件V3.3版中,选用模型4,将原始样本有放回地重复抽样5 000次,设定置信区间为95%,如果置信区间不包含0,表明中介效应显著,包含0表示中介效应不显著。所有分析均在SPSS26.0和State16.0中进行。

三、结果分析

(一)描述性统计与相关分析

表2老年人样本中,平均年龄超过了70岁,男女比例基本持平,24.3%的老年人还在工作,51.9%的老年人为城市户口,70.2%的老年人有配偶,老年人平均受教育年限较短,自评身心健康状况较好,对生活较为满意,但互联网使用频率和社会参与程度较低,社会适应水平不高。

表2 各变量描述性统计

表3反映了因变量、自变量和中介变量的均值、标准差及相关关系。在控制变量里,年龄、户口、收入、工作、受教育程度、婚姻状况、居住地区、身体健康状况、心理健康状况和生活满意度与互联网使用频率显著相关,性别、年龄、户口、收入、工作、受教育程度、婚姻状况、居住地区、身体健康状况、心理健康状况和生活满意度与社会参与显著相关,并且性别、年龄、户口、收入、受教育程度、婚姻状况、居住地区、身体健康状况、心理健康状况和生活满意度与社会适应显著相关。自变量互联网使用与中介变量社会参与显著正向相关(β=0.349,p<0.001),自变量互联网使用、中介变量社会参与与因变量社会适应也显著正相关,相关系数介于0.150～0.248之间(p<0.001)。

表3 主要变量的均值、标准差与相关关系

(二)比较分析与稳健性检验

为验证假设1,将调查对象对题项“您上网吗(包括用手机等各种电子设备上网)?”这一问题的回答重新编码,以获得老人互联网使用情况。将“每天都上、每星期至少上一次、每月至少上一次、每年上几次”编码为“0=使用互联网”,将“从不上网”编码为“1=不使用互联网”。然后采用独立样本t检验互联网使用与老年人社会适应的关系,从结果来看,使用互联网的老年人社会适应水平(平均值为26.441,标准差为3.749,p<0.001)要显著高于不使用互联网的老年人(平均值为24.056,标准差为4.805,p<0.001),假设1得到支持。

在独立样本t检验的分析中,是否使用互联网对老年人社会适应的影响还可能受到混淆变量的作用,从而导致检验结果与研究真实性存疑。为了处理样本自选择偏差导致的检验结果偏差,增强研究结果的稳健性,本文分别采用了卡尺内最近邻匹配、半径匹配和核匹配三种方法来修正样本选择性偏差。由于单次匹配的标准误可能有偏,因此本文采用自抽样Bootstrap法对其进行调整。根据表4倾向得分匹配的结果,通过各种匹配方法获得的样本平均处理效应均在0.001的水平上显著。匹配结果表明,在消除了控制组和处理组的样本偏差后,互联网使用对老年人社会适应仍具有显著正向影响,进一步证实了假设1。总体而言,在控制了样本中混淆变量的影响后,互联网使用对老年人的社会适应仍然具有明显且真实的正向效应。

表4 倾向得分匹配结果

(三)预测变量对老年人社会适应的回归分析

表5给出了各变量对社会适应的回归结果。模型1为基准模型,主要分析各控制变量对因变量(社会适应)的影响。模型2和模型3分别在基准模型的基础上逐步纳入核心自变量(互联网使用)和中介变量(社会参与)。从模型1到模型3,判定系数R2在不断增加,说明模型拟合程度在不断提高。

模型1的结果表明,年龄对老年人社会适应具有显著负向影响(β=-0.075,p<0.001)。具体而言,年龄越大的老年人社会适应水平越低,这可能是因为随着年龄的增长,老年人身体机能衰退,劳动能力、自理能力减弱,在面对社会环境变化时更难以适应。收入对老年人社会适应有显著正向影响(β=0.079,p<0.001),收入越高,越可以享受更全面的养老服务,老年人的社会适应水平也越高。受教育年限与老年人社会适应显著正相关(β=0.053,p<0.001),这表明受教育年限越长的老年人,越有可能接受新观念和新技术,在面对新事物时具有更强的学习和适应能力。老年人自评身体健康状况(β=0.078,p<0.001)和心理健康状况(β=0.160,p<0.001)与社会适应存在显著的正相关关系,自评身心健康状况越好的老年人,其社会适应的能力越强,这充分说明身心健康是影响老年人社会适应的关键因素。生活满意度与老年人社会适应之间存在显著的正相关关系(β=0.133,p<0.001),这表明对生活越满意的老年人社会适应的状况也会越好,在面对社会发展变化时也能保持更包容、开放的心态。

模型2在模型1的基础上纳入了自变量互联网使用。从模型2的结果来看,在控制其他变量的情况下,互联网使用对社会适应有显著正向影响(β=0.144,p<0.001),互联网使用每增加1个标准差,社会适应水平就平均增加0.144个标准差,即互联网使用频率的增加能够提高老年人的社会适应水平,这一结果进一步验证了假设1。替代效应论认为互联网社交会取代老年人的线下交往,削弱老年人的社会关系,增强老年人的社会隔离风险,因此主张老年人减少互联网使用频率,从而提高老年人的社会适应水平。但模型2的结果显示,互联网使用对老年人社会适应起着显著的正向作用,这说明互联网使用并未作为一种反向调节机制对老年人社会适应产生负向影响,相反互联网使用能够帮助老年人以积极包容的态度适应社会环境变化。

模型3在模型2的基础上纳入了中介变量社会参与。结果显示,社会参与每增加1个标准差,社会适应就平均增加0.038个标准差,社会参与对老年人社会适应有显著正向影响(β=0.038,p<0.01)。值得一提的是,当模型3纳入社会参与变量后,互联网使用对社会适应影响的标准化系数出现了下降,这在一定程度上说明了社会参与可能在互联网使用与社会适应之间发挥中介效应,但需要进一步检验。

表5 互联网使用对老年人社会适应的OLS回归模型结果

(四)社会参与的中介效应分析

为了检验社会参与在互联网使用和社会适应之间的中介效应,本研究首先采用两步回归法。第一步检验互联网使用与社会参与的关系,结果显示,互联网使用对老年人社会参与有显著正向影响(β=0.228,p<0.001),假设2得到支持;第二步在加入中介变量社会参与后,互联网使用对社会适应影响的回归系数显著为正(β=0.136,p<0.001),社会参与对社会适应影响的回归系数也显著为正(β=0.038,p<0.01),假设3得到支持。这意味着社会参与在互联网使用对老年人社会适应的影响过程中起着正向的中介作用,假设4得到支持,详见表6。

表6 中介效应检验

两步回归法是检验中介效应最常用的方法,但是在检验力方面也受到了质疑。为确保中介效应检验结果的稳健性,本研究还将使用Bootstrap法检验社会参与的中介作用[23]。如表7所示,互联网使用对社会适应影响的总效应达到显著水平(Effect=0.144,95%CI[0.115,0.174]不包含0,且p<0.001),其中互联网使用对社会适应影响的直接效应(Effect=0.136,95%CI[0.105,0.167]不包含0,且p<0.001)以及社会参与的间接效应(Effect=0.008,95%CI[0.003,0.015]不包含0)也达到显著水平,可知互联网使用不仅能够直接影响社会适应,而且还能通过社会参与间接影响社会适应,即社会参与在互联网使用与老年人社会适应之间起到部分中介作用。

表7 社会参与在互联网使用对老年人社会适应影响中的中介效应

图1展示的是在控制其他变量的情况下,互联网使用对老年人社会适应影响的路径。可以看出,社会参与在互联网使用与老年人社会适应之间起着显著的正向中介作用,即互联网使用能通过增强社会参与促进老年人的社会适应。上述结果表明,社会参与的中介效应检验结果具有稳健性。

图1 互联网使用、社会参与对老年人社会适应影响的路径示意图

四、结论与讨论

党的二十大报告重点强调了要实施积极应对人口老龄化国家战略,保障全体老年人享有基本的养老服务[24]。本研究利用2018年中国老年社会追踪调查数据,分析了互联网使用对老年人社会适应的影响及其作用机制。主要的研究结论为:第一,是否使用互联网使得老人的社会适应情况存在显著差异。相比不使用互联网的老年人,使用互联网的老年人社会适应水平更高,并且随着老年人互联网使用频率的增加,其社会适应水平也会提高。老年人可以主动利用互联网学习和接受新事物,扩大自己的社交网络,减缓身体机能衰退和认知能力下降引发的社会隔离风险。《中国流动人口发展报告2018》相关数据显示,中国随迁老人近1 800万,并且呈逐年增长的态势。这些随迁老人因年龄较大、健康状况不佳、社会经济地位低和迁徙等特征更容易遭遇社会隔离。而互联网作为当今人们获取信息、参与社交活动的重要媒介,在提升老年人社会适应、促进老年人数字融入等方面的显著效用应当被政府决策部门所重视。第二,社会参与在互联网使用对老年人社会适应的影响中起着积极的中介作用。这一结论也在一定程度上解答了以往研究对于互联网使用与个体社会适应关系的分歧,即个体应当主动地通过(或退出)社会参与来更好地适应社会,还是通过创造更好的社会环境帮助个体积极进行社会参与从而适应社会。如活动理论、社会交换理论主张老年人应当自己去适应社会,而社会重建理论和象征性相互作用理论认为社会环境的改变对老年人积极进行社会参与至关重要。我们有理由相信积极的社会参与不仅是老年人自身适应社会、享受老年生活的选择,同时也是国家应对人口老龄化时应当采取的重要策略。

在日新月异的数字化时代,互联网作为老年人获取公共服务的重要手段,对老年人晚年生活质量的影响巨大。生活中,数字鸿沟在很大程度上限制了老年人参与和体验数字社会公共服务,使得老年人无法有效适应社会的变化,甚至成为“数字难民”[25-26]。要解决数字化时代老年群体的社会适应问题,一是要推动以老龄化和信息科技为基础的乐龄科技发展。市场在研发科技产品时应充分考虑老年人的使用习惯和人群特点,如现在各大手机应用厂商推出的“老年模式”,促进以人为本的数字融入。二是在老龄化与数字化双重叠加的背景下,发展“互联网+智慧养老”新模式,利用各类智能技术产品,如智能可穿戴设备、智能家居等使老年人的生活更加便捷,进一步帮助老年人延缓身体衰老、实现健康养老。三要在积极应对老龄化的过程中强调“参与”的重要性,帮助老人通过广泛的社会参与实现“老有所为”。如利用网络课程开办老年大学,通过网络媒介推广志愿活动,宣传科学的隔代照料知识等。

本研究的局限在于:第一,在自变量互联网使用的测量上只采用了使用频率这一个指标,而没有探究如老年人的上网内容、上网目的、使用习惯会对其社会适应产生怎样的影响,因此无法全面呈现老年人互联网使用的多样性。第二,社会参与在互联网使用对社会适应影响中的中介效应占比不高,在解释效力上可能会略微欠缺。第三,本文的结论不能推广到其他群体及其他历史时期中,只能作为一种阶段性结论,随着时代变化和人口发展,相关结论还需未来研究进一步补充和检验。

(致谢:感谢中国人民大学老年学研究所张文娟教授在中国人口学会2023年年会“人口负增长背景下的老年人、老年家庭与老龄社会”分论坛上对本文提出的修改建议。)