赵玉峰,王殿玺

(1.中国宏观经济研究院 社会发展研究所,北京 100038;2.中国社会科学院大学 社会与民族学院,北京 102445;3.北京体育大学 马克思主义学院,北京 100084)

民政部公布的《2022年度国家老龄事业发展公报》显示,截至2022年底,我国65岁及以上人口20 978万人,占总人口的14.9%。伴随着老龄化程度的加深,老年人的健康问题受到关注。世界卫生组织于1990年提出健康老龄化的倡议,其中特别指出健康老龄化不仅指生理健康,还包括心理健康。目前我国学界关于老年人健康方面的研究主要聚焦于生理健康[1-3],心理健康方面的研究较少,且主要研究家庭内部因素对老年人心理健康的影响[4]。本文试图从老年人生活出发,探讨老年人生活方式对心理抑郁的影响。社会撤离理论(Disengagement Theory)认为老年人离开工作岗位后,逐渐从社会关系中脱离,可能导致抑郁等心理问题[5]。老年人退休后试图寻找新的价值,有的进行隔代抚养,有的学习新的技能。随着退休之后老年人空闲时间增多,他们开始将较多的时间投入休闲活动,如打牌、下棋、唱歌、跳广场舞等。休闲活动和老年人心理抑郁之间的关系学界还少有研究。本文利用具有全国代表性的调查数据对以上问题进行研究,试图推动老年心理健康研究走出家庭范式,向老年人日常生活研究转向。

一、文献综述

(一)休闲活动的定义

目前学界对休闲还没有统一的定义,不同的学者从不同的角度对休闲进行了界定。早在古希腊时期,亚里士多德就提出过“休闲(Leisure)”问题,他认为休闲是一种“不需要考虑生存问题的心无羁绊的状态”。戈德比在《你生命中的休闲》中提出,休闲主要涉及活动(Activity)、时间(Time)、存在状态(The State of Existence)和心态(The State of Mind)四个方面[6]。Roberts则直接把休闲定义为“相对自由地从事非工作的活动”[7]。马克思认为休闲时间就是非劳动时间、生产劳动以外的时间,一是指用于娱乐和休息的余暇时间,二是指发展智力、在精神上掌握自由的时间[8]。Reid 和Pieper指出:“休闲是人的一种思想和精神的态度,它既不是外部因素作用的结果,也不是空闲时间的必然,更不是游手好闲的产物,而是人们的一种精神的态度。”[9]Baker认为休闲是人们真正追求的最高形式的活动,是符合理性的精神活动的一部分,而不是简单的恢复精力的活动[10]。

综上所述,对于休闲的定义,不同学者有不同的阐释。本文侧重于将休闲作为一种活动来看待,认为休闲是指在工作时间以外发生的以娱乐、放松和锻炼身体为目的的活动。

(二)老年人休闲活动和心理抑郁的关系

休闲活动繁复多杂,在类型上很难划分。法国社会学家杜马兹迪埃(Dumazedier)综合各种观点后提出“休闲三要素论”,认为休闲包括三个密不可分的部分:放松(Relaxation)、娱乐(Entertainment)和个性发展(Personal Development),他通过“休闲谱系”LES(Leisure Experience Spectrum)来表示休闲的不同方面[11]。在国内,研究者根据不同的标准对休闲活动进行了分类。郭景萍将休闲活动分为唱歌跳舞、吟诗作画、书法摄影等艺术性活动;打球、登山、跑步等体育活动;集邮、剪辑、收藏古玩等鉴赏性活动;打牌、聊天、种花、养鱼、逛公园等消遣性活动[12]。王雅林等把休闲活动分为消遣娱乐类、怡情养身类、体育健身类、旅游观光类、社会活动类和教育发展类[13]。对于休闲活动的分类,不同的标准会得到不同的分类体系。

休闲对人们的生理和心理起调节作用。一般认为老年人进行休闲活动有利于其身体和心理健康,减少抑郁风险[14]。国外研究人员对469名不具有痴呆症状的老年人进行了5年的跟踪调查,他们将休闲活动分为认知性活动和体育类活动,其中阅读、游戏、演奏乐器和跳舞被证明有利于降低痴呆症发病率[15]。Etgen等学者对德国南部Bavaria州的3 903名55岁及以上的老年人进行为期两年的跟踪调查,结果显示从事适当的体育活动有利于降低老年人患认知障碍类疾病的风险[16]。国外的一些调查也表明,老年人参与休闲活动对保持人体力量、灵活性及耐力都非常有利,还可以预防因孤立、孤独而产生的心理问题[17]。相对于国外学者,中国学者对休闲活动的研究比较少,尤其是老年人休闲活动。但是随着社会经济的发展和人口老龄化程度的加重,学者们也开始关注休闲活动对老年人身体与心理健康的重要作用[18]。

二、数据、模型和变量定义

(一)数据

中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Survey, 以下简称CHARLS)是由北京大学国家发展研究院主持、中国社会科学调查中心执行的大型跨学科调查项目,旨在收集中国45岁及以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据,用以分析我国人口老龄化问题,推动老龄化问题的跨学科研究,为制定和完善我国相关政策提供更加科学的依据。中国健康与养老追踪调查于2011年开展,此后分别于2013年、2014年(“中国中老年生命历程调查”专项)、2015年和2018年在全国28个省(自治区、直辖市)的150个县、450个社区(村)开展追踪访问,截至2018年全国调查完成时,其样本已覆盖总计1.24万户家庭中的1.9万名受访者。CHARLS数据在学术界得到了广泛的应用和认可。考虑到CHARLS是追踪数据,且调查时间跨度长,符合本研究时间序列分析的需要,故选用该数据。

本文研究对象是老年人,故只选取了60岁及以上的样本。考虑到该数据为中老年人追踪数据,存在调查过程中样本无法追踪的情况,且本文主要研究休闲活动和心理抑郁的关系,研究对象需要同时填答休闲活动情况和心理抑郁状况两个问题,所以以2018年样本为基础,对历次调查没有同时回答两个问题的样本进行了删除。在删除了缺失样本后,2011年、2013年、2015年与2018年调查的样本均为6 373人。

(二)变量定义

1.因变量

本文因变量是老年人心理抑郁状况。在CHARLS问卷中采用了简易的10项流调用抑郁自评量表,量表由美国国立精神卫生研究所Sirodff于1977年编制,原名为流行学研究中心抑郁量表(Center for Epidemiological Survey,Depression Scale,CES-D)。该量表较广泛地用于流行病学调查,用以筛查抑郁症患者,评定抑郁症状的严重程度。与其他抑郁自评量表相比,CES-D更强调个体的情绪体验,较少涉及抑郁时的躯体症状。CES-D按过去一周内出现抑郁的频度评定抑郁程度,不足1天者为“没有或基本没有抑郁”,1～2天者为“少有抑郁”,3～4天者为“经常有抑郁”,5～7天者为“几乎一直有抑郁”。上述顺序依次评分为3、2、1和0分。有学者研究认为,将20项得分相加,大于16分则表示研究对象处于抑郁状态[19]。本研究在对量表项目进行调整后,将10项量表项目加总得到抑郁自评总得分。

2.自变量

本研究的自变量是休闲活动,主要指外在的、可表现出来的活动。问卷中休闲活动主要指跳舞/健身/练气功、串门/跟朋友交往、参加社团组织活动、志愿者活动或者慈善活动、打麻将/下棋/打牌/去社区活动室、上网。参照以往研究,并结合实际情况,本文将休闲活动划分为运动类、社交类、技巧类三种类型,具体变量解释见表1。参加过上述任何一项活动的记为1,一项也没有参加过的记为0。

表1 休闲活动类型及解释

3.控制变量

控制变量包括性别、年龄、受教育程度和户籍。年龄分为不同的年龄段,具体为60～69岁、70～79岁、80岁及以上,60～69岁为对照组。参照以往学者研究[20-21],本文将受教育程度分为未上过学、小学、初中、高中及以上,未上过学为对照组;将户籍分为农业户口和非农业户口,农业户口为对照组。

(三)模型

本研究所运用的统计分析方法是Hierarchical Linear Model(HLM),HLM可以同时研究个体水平的解释变量和社区或社会场景变量对因变量的影响,并判断个体水平解释变量和因变量之间的关系是否随个体所处的社会场景的特征变化而变化。HLM可以有效克服样本相互独立、同方差性等不足,从而保证模型估计参数的准确性[22]。本研究将个体不同时间点的差异看作数据结构的低层,而将不同特征个体之间的差别看作数据结构的高层,从而构建具有层次结构数据的HLM,这种做法属于HLM的一个特例,也被称为增长曲线模型。本文采用HLM统计分析方法,先后建立5个模型分析老年人休闲活动对主观抑郁评分的纵向变化的影响。其中,零模型的方程为:

全模型的方程为:

层1模型:Yij=π0i+π1i(时间变量ij)+εij

层2模型:π0i=γ00+γ01(性别ij)+γ02(年龄ij)+γ03(户籍ij)+γ04(受教育程度)i+γ05(运动类休闲活动i)+γ06(社交类休闲活动i)+γ07(技巧类休闲活动i)+ζ0i

π1i=γ10+γ11(运动类休闲活动i)+γ12(社交类休闲活动i)+γ13(技巧类休闲活动i)+ζ1i

在全模型的层1模型中,用调查时点来解释个体不同时间抑郁水平的变化,而在层2模型中,用性别、年龄、户籍和受教育程度来解释不同个体主观抑郁评分的差异,同时设置了跨层随机效应,用运动类休闲活动、社交类休闲活动、技巧类休闲活动变量来解释不同个体在不同调查时间点的抑郁评分的差异,即分析个体在不同时点上的抑郁水平如何随着休闲活动的参与程度而变化。本研究数据分析所使用的软件为Stata15.0。

三、实证结果

(一)控制变量的描述性统计

为了应用HLM模型,本研究将宽数据格式转换成了长数据格式,样本量也相应变成了25 492人。长数据格式下样本描述性统计结果如表2所示。老年男女比例相对均衡,女性比例略高于男性。从年龄来看,60～69岁的低龄老年人最多,占87.34%,70～79岁的老年人占12.05%,80岁及以上的高龄老年人占比较小,只有0.61%。从受教育程度来看,整体上受教育程度较低,未上过学的占一半以上,受教育程度为小学的占23.43%,初中的占16.29%,高中及以上的仅占8.87%。在户籍方面,农业户籍所占比例较大,约为80.35%。

表2 控制变量统计描述表

(二)老年人心理健康状况和休闲活动情况

根据简易抑郁自评量表计算结果,老年人自评抑郁总体得分均值为8.567,在临界值10分以下,但是得分的方差比较大,反映了老年人内部具有较高的异质性。按照量表得分大于等于10分作为抑郁状态的判断标准,有接近37.19%的老年人处于抑郁状态,仅有62.81%的老年人不抑郁,这一结果与其他学者基于CHARLS2011年基线调查数据研究的结果类似,约有35.25%的老年人处于抑郁状态[23],这说明老年人的心理健康状况堪忧,需要引起研究者和老年照护实务工作者及有关部门的重视。2011—2018年不同年龄组老年人参与休闲活动的人数及比例见表3。

表3 不同年龄组老年人参与休闲活动的人数及比例

首先,从休闲活动类型来看,老年人参与社交类休闲活动的人数最多,其次是技巧类休闲活动,参加最少的是运动类休闲活动。这说明随着年龄的增长、身体机能的衰退,老年人较少参加运动量较大的休闲活动,如跳舞、健身等,而社交类休闲活动如串门、参加社团活动等是他们主要的休闲方式。其次,在不同的年龄组中,低龄老年人的参与比例较高,高龄老年人的参与比例最低。

(三)不同社会人口特征老年人的心理抑郁状况

不同特征的老年人心理抑郁状况不同。为了衡量不同群体老年人的心理抑郁状况,我们计算了老年人抑郁水平,并进行了参数检验。2011—2018年,不同年龄组老年人的心理抑郁水平见图1。

图1 不同年龄组老年人的心理抑郁水平

2011—2018年,整体上老年人抑郁水平有所提高,但不同年龄组存在差异。60～69岁和70～79岁老年人抑郁水平呈波动增长,两者的增长轨迹较为相似;而80岁及以上老年人的抑郁水平呈下降趋势,但下降幅度很小,在0.2以内。分年龄组看,60～69岁和70～79岁老年人抑郁水平高于80岁及以上老年人,60～69岁和70～79岁两组抑郁水平相近。2011年和2018年,70～79岁老年人抑郁水平高于60～69岁,而2013年和2015年,60～69岁老年人抑郁水平高于70～79岁。

参加不同类型休闲活动的老年人的抑郁水平及其检验结果见表4。

表4 参加不同类型休闲活动的老年人抑郁水平及其检验结果

从表4可以看出,参加运动类、技巧类休闲活动的老年人的抑郁得分要显著低于没有参加的老年人,得分差值在2左右,其T检验结果在0.001的水平上显著。参加社交类休闲活动的老年人抑郁得分低于没有参加社交类休闲活动的老年人,分差在1以内,其T检验结果在0.01的水平上显著。

(四)不同类型休闲活动与老年人抑郁水平回归结果分析

为了检验不同类型休闲活动对老年人心理健康的影响,本文建立了5个模型,其中模型1为无条件均值模型,模型2为无条件增长模型,模型3纳入了控制变量,模型4与模型5在控制变量的基础上分别纳入了休闲活动自变量。表5是不同类型休闲活动和老年人抑郁水平的HLM回归结果。

表5 不同类型休闲活动和老年人抑郁水平的HLM模型结果(n=25 492)

模型1为无条件均值模型,该模型的主要目的在于将因变量的变异分解为估计的个体间方差和估计的个体内方差,前者表示与调查时间无关的个体间变异,后者为不同调查时点上的个体内变异。模型1估计的个体间方差为20.025,个体内方差为20.623。根据因变量的变异分解可以计算组内相关系数,即估计因变量总方差中源于个体之间的部分所占比例,计算结果为49.26%,说明老年人心理抑郁中的49.26%源于个体之间的差异。模型2为无条件增长模型,是拟合时间变化的基准模型。模型2的个体内残差方差比模型1有所减少,为18.529,说明有约10%的个体内残差方差被时间变量所解释。从个体间来看,纳入时间变量后,初始状态上的个体间残差方差为20.841,变化率上的个体间残差方差为0.229,估计的初始状态与变化率之间的残差协方差为-0.417。模型3纳入了性别、户籍、受教育程度、年龄等控制变量。在初始状态(初始调查时)上,老年女性的抑郁得分要比老年男性高1.699,80岁及以上老年人的抑郁得分要比60～69岁老年人低1.312。在户籍方面,非农业户籍老年人抑郁得分要比农业户籍老年人低1.347,结果显著。在受教育程度方面,受教育程度为小学的老年人抑郁得分要比未上学的老年人低1.037,受教育程度为初中的老年人抑郁得分要比未上学的老年人低1.696,高中及以上的老年人抑郁得分要比未上学的老年人低2.284,结果显著,说明老年人受教育程度越高抑郁风险越低。

模型4在控制变量的基础上进一步纳入了老年人休闲活动类型这一自变量,并设置了跨层随机效应,即观察休闲活动类型对老年人抑郁水平随时间变化的影响轨迹。在初始状态上,与模型3的结果一致,性别、户籍、受教育程度等控制变量对老年人抑郁的影响仍然是显著的。在控制其他变量的前提下,参加运动类休闲活动的老年人的抑郁得分要比没有参加的老年人低0.963,参加技巧类休闲活动的老年人的抑郁得分要比没有参加的老年人低0.750。社交类休闲活动对老年人抑郁得分的影响在0.01的水平上显著,即参加社交类休闲活动的老年人的抑郁得分要比没有参加的老年人低0.212。在变化率(不同调查时点间的变化)上,参与过与没有参与过运动类、社交类、技巧类这3类休闲活动的老年人在不同调查时点上的抑郁得分变化并不显著。为了进一步考察老年人休闲活动参与的跨层影响,将老年人休闲活动参与情况重新编码为“参与过”与“没有参与过”二分类变量,并纳入模型5。模型5中,在初始状态上,在控制其他变量的前提下,参与过休闲活动的老年人的抑郁得分要比没有参与过的老年人低0.476。在变化率上,没参与过休闲活动的老年人抑郁得分的年变化率估计值为0.187,并不显著。参与休闲活动的老年人与不参与休闲活动的老年人抑郁得分的年变化率差异的估计值为0.108,即参与过休闲活动的老年人与没有参与过休闲活动的老年人抑郁得分的变化轨迹差异显著,参与过休闲活动的老年人在不同调查时间的抑郁水平更低。

四、结论和讨论

本文探讨了休闲活动对老年人心理抑郁的影响。描述性统计和HLM回归模型的实证结果表明:休闲活动能显著降低老年人抑郁风险,此外,参加休闲活动的老年人与不参加休闲活动的老年人的心理抑郁变化轨迹差异显著,即随着时间的变化,是否参与过休闲活动仍然显著影响老年人的抑郁水平,呈现跨时间的影响效应。

为提高老年人心理健康水平,让老年人度过一个幸福的晚年,响应国家健康老龄化政策,本文提出以下建议:首先,要关注老年人的生活方式,引导老年人选择健康的生活方式,鼓励老年人多参加休闲活动,尤其是技巧类休闲活动。其次,老年女性可能因为呆在家里从事家务的时间较长,参加休闲活动的时间短,社会关系网络窄,抑郁得分高于老年男性,社会和家庭成员应该更关爱老年女性的心理健康,鼓励老年女性多参加休闲活动,扩大社交圈,减少抑郁风险。再次,受教育程度影响老年人抑郁水平,受教育程度低的老年人抑郁风险高。可以通过老年大学、培训班等鼓励老年人学习文化知识,提高文化素质,丰富精神生活,降低抑郁风险。最后,政府要为老年人提供开展休闲活动的空间和资金,加强公共设施建设。针对社区老年人数量合理布局休闲空间,加强老年活动中心建设,尤其加强农村基础设施建设,缩小城乡差别,提高农村老年人的获得感和幸福感,降低农村老人的抑郁风险。

本文尚存在一些不足。首先本文只是探讨了老年人休闲活动对心理抑郁的影响,认为两者之间可能存在因果关系,但对因果机制没有进行分析。其次本文对休闲活动的分类尚不够精细,如打麻将/下棋/打牌/去社区活动室,这是问卷中原有的,无法拆分,而这其中不同的活动对老人心理抑郁的影响可能是不同的。此外,老年人休闲活动和心理抑郁之间可能存在中介变量,由于问卷设置限制,无法将可能的中介变量纳入模型,这些有待在今后的研究中进一步完善。