家庭关系抑或邻里关系？——人际关系对农村老年人幸福感的影响研究

李玉，张立龙

（首都经济贸易大学劳动经济学院，北京100070）

一、引言

近年来，农村人口老龄化引起党和国家高度重视，关注农村老年人心理健康、提升其幸福感，对于实施积极应对人口老龄化国家战略和乡村振兴战略具有重要的理论意义和实践价值。党的十九届五中全会通过的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》提出，实施积极应对人口老龄化国家战略，让每位老年人都能生活得安心、静心、舒心，实现广大老年人及其家庭日益增长的对美好生活的向往。同时，中共中央、国务院印发的《乡村振兴战略规划（2018—2022年）》指出，实施乡村振兴战略是实现全体人民共同富裕的必然选择。农业强不强，农村美不美，农民富不富，关乎亿万农民的获得感、幸福感、安全感，关乎全面建成小康社会全局。第七次全国人口普查数据显示：截至2020年11月1日零时，我国60岁及以上老年人口为2.6亿人，占全国总人口的18.70%，其中65岁及以上人口为1.9亿人，占比为13.50%。分城乡来看，乡村60岁及以上人口、65岁及以上人口的占比分别为23.81%，17.72%，比城镇分别高出7.99个百分点、6.61个百分点（国家统计局，2021）。随着新型工业化和城镇化的不断推进，大量农村青壮劳动力外出务工，他们常年在外，无法与农村老年父母同住，缺乏对后者的陪伴与照顾。“远亲不如近邻”，农村老年人在子女不在身边时不得不选择求助邻里。村庄环境和邻里关系越好，农民的主观幸福感越强（武壮 等，2014）。总之，人口流动带来了农村老年人生活方式的改变，这使得人际关系当中的家庭关系和邻里关系对农村老年人幸福感的影响有所不同。当前迫切需要关注这些变化，关注农村老年人心理健康，帮助农村老年人实现老有所乐，从而真正增进人民福祉。

学者们在研究影响农村老年人幸福感的因素时，多从家庭内部的夫妻关系（Katz，2009）、代际关系（苗国强，2020；许琪 等，2019；杨晶晶 等，2010）、代际支持（王金水等，2020；唐金泉，2016）、居住安排（鄢盛明 等，2001）等因素出发，抑或仅从社会支持角度出发（方黎明，2016），研究邻里关系（阎寒梅 等，2017）、亲友关系（Street et al.，2012）对农村老年人幸福感的影响，而缺乏对家庭关系、邻里关系影响农村老年人幸福感的系统研究。本文的边际贡献在于：通过对这一问题的深入探讨，厘清人际关系中家庭关系、邻里关系对农村老年人幸福感的影响；并基于个体异质性，研究不同性别、年龄、婚姻状况下二者对农村老年人幸福感之影响的差异。

二、文献回顾与研究假设

幸福感是衡量经济社会发展程度和居民生活质量的重要指标（封铁英 等，2020；边燕杰等，2014）。幸福感作为一种主观体验，是个体依据自己设定的标准，对其生活质量的整体评价与感受。幸福感即通常所说的幸福、安宁、成就和生活满意度（Diener，1984），其最开始是心理学领域的研究范畴（Kahneman et al.，2006），近年来扩展至经济学和社会学等研究领域（陈惠雄，2005；Diener et al.，1999）。受关系型社会特征的影响，中国人的主观幸福感更注重人际关系和谐（曾红等，2012）。老年人的人际关系主要包括亲缘关系和地缘关系（封铁英等，2020）。如前文所述，学者们通过研究发现，家庭内部因素对于提升老年人幸福感有显著影响。其中：袁梦（2018）、贺志峰（2011）认为，子女提供的经济支持对老年人幸福感的提升效应高于其所提供的生活照料对老年人幸福感的提升效应；王金水等（2020）、鄢盛明 等（2001）发现，与子女同住能方便老年人获取子女的经济支持、生活照料和精神慰藉；此外，子女数量（冷晨昕 等，2019；王阿妮 等，2019）、家庭规模（魏强 等，2020）、户籍类型、收入水平（王阿妮 等，2019）在某种程度上也会影响老年人的幸福感。

人际关系理论认为，人是社会性动物，与他人进行满足自己需求的交往是人类社会活动的重要方面（朱俊红，2018）。McAdams（1980）的研究认为，人际关系动机中包含两种基本需求：一种是亲和需求，即人们希望与他人保持积极人际关系的愿望；另一种是亲密需求，即人们寻求温暖亲密关系的愿望。农村老年人更渴望与子女、配偶保持积极良好的家庭关系。随着城镇化和工业化的发展，越来越多的农村青壮年进城务工，与老年父母之间面对面沟通交流的机会也越来越少，大多数时候仅通过电话、微信等网络方式联系，然而在乡村社会，邻里交往仍然以面对面的互动沟通和互帮互助为主（金恒江 等，2020）。这使得在家庭关系变弱的情况下，邻里关系作为一种替代性社会支持系统出现，并对农村老年人幸福感产生重大影响。基于此，本文提出第一个假设。

H1：家庭关系、邻里关系均显著正向影响农村老年人主观幸福感，且邻里关系的边际效应高于家庭关系。

然而，也有学者发现，个体异质性使不同特质老年人的幸福感亦有所不同。其中，性别（Alesina et al.，2004；Blanchflower et al.，2008；Kahneman et al.，2010；向运华 等，2017）、年龄（Blanchflower et al.，2004；Case et al.，2015；Clark，2018；邹宇春 等，2020）、婚姻状态（程新峰 等，2017）、自评健康（Gerdtham et al.，1997；魏强 等，2020）、政治面貌（鲁元平 等，2016）、教育（孙立新 等，2020）等是影响个体主观幸福感的重要因素（Alesina et al.，2004）。在性别方面，有学者通过研究发现，和睦的家庭关系是提升农村老年人幸福感的基础和关键（魏强 等，2020）。由于受到传统的“男主外、女主内”的家庭分工模式（张旭 等，2010）的影响，男性更倾向于外部的人际交往。在婚姻方面，丧偶老年人比有配偶老年人的主观幸福感要低（张伟新 等，2014；池丽萍，2016）。根据美国人类学家格里克于1947年提出的家庭生命周期理论，丧偶老年人作为独居老年人，其日常生活更依赖邻居和朋友（毛雅倩 等，2020）。基于此，本文提出第二个、三个假设。

H2：相对而言，家庭和睦对于提升农村女性老年人幸福感更重要，而邻里和谐对于促进农村男性老年人幸福感的作用更强。

H3：相比较而言，家庭和睦更多地提升了在婚农村老年人的幸福感，邻里和谐则更多地提升了不在婚农村老年人的幸福感。

大体上，年龄与幸福感呈倒U型关系（邹宇春 等，2020）。按照国际标准，我国通常把60～69岁、70～79岁、80岁及以上的老年人分别称为低龄、中龄和高龄老年人。有学者通过研究发现，源自家庭的社会支持是农村高龄老年人主观幸福感社会支持因素中的重要方面（梁渊 等，2004）。农村老年人由于前半生经常下地务农，加之与城市老年人相比大多生活水平较低，到了中高龄阶段身体机能退化较快，逐渐失去劳动能力和生活自理能力。低龄农村老年人因仍然具备一定的劳动能力和生活自理能力，加之大多拥有关系密切、守望相助的邻里关系（阎寒梅 等，2017）；他们往往拥有较高水平的自尊，抑郁和孤独的水平较低（邓蓉 等，2010）。基于此，本文提出假设四。

H4：邻里关系更多地提升了农村低龄老年人的幸福感，家庭关系更多地提升了农村中高龄老年人的幸福感。

此外，多数学者认为，中国经济增长与居民幸福感之间存在“Easterlin悖论”（Easterlin，1974），社会地位（王晓慧，2021）、社会资本（马万超，2018；申云 等，2016）、社会保障（王震 等、2021；马红鸽 等，2020；邓大松 等，2019；许海平 等，2018）等社会因素及政治、生态环境（种聪等，2020），均会对老年人幸福感产生直接或间接影响。

整体来看，学者们多从不同层面探讨老年人幸福感的影响因素，这为本文的深入研究奠定了基础，但他们较少同时关注家庭关系和邻里关系对农村老年人幸福感的影响及其差异，这为本研究提供了进一步拓展的空间。

三、数据来源、变量界定与模型构建

（一）数据来源

本文所使用数据为中国家庭追踪调查①CFPS的中文曾用名为“中国家庭动态跟踪调查”。该项目由北京大学985项目资助，北京大学研究团队设计，北京大学中国社会科学调查中心实施。（China Family Panel Studies，CFPS）2018年数据。该调查是由北京大学中国社会科学调查中心开展的一项全国性、综合性的社会跟踪调查。其基线调查于2010年4月开始，此后每两年开展一次跟踪调查。调查采用多阶段、内隐分层与人口规模成比例的系统概率抽样方式，通过搜集和追踪个人、家庭和社区三个层面的一手数据，揭示中国社会的历史变迁。CFPS最基本、最重要的调查和研究对象是社会中的个人，且样本覆盖25个省、自治区、直辖市，调查结果具有较高的信度和效度，为多领域的学术研究和公共政策分析提供了丰富的基础数据（谢宇 等，2014）。鉴于本文研究对象为60岁及以上的农村老年人，因此筛除了60岁及以上的城镇户籍老年人、60岁以下的城乡居民、极端值、缺失值等无效样本，最终共获得有效样本3 684人。

（二）模型构建

本文选用二元Probit模型作基准回归，选用Oprobit模型进行稳健性检验，分别对应公式（1）和公式（2）（3）。二元Probit模型中，因变量为“农村老年人是否感到幸福”，分为“幸福”和“不幸福”两种情况，分别赋值1和0；Oprobit模型中，因变量为“农村老年人幸福感的有序分类”，1表示非常不幸福，2表示比较不幸福，3表示一般，4表示比较幸福，5表示非常幸福。具体回归方程设定如下：

式中，下标i表示第i个省级行政区，下标j表示第j个人，Fij表示家庭关系，Cij表示邻里关系，为个人层面、家庭层面、社会层面的控制变量，δij为扰动项，服从正态分布，δij～N（0，σ2），Pj表示省级行政区虚拟变量，检验时使用省级行政区层面聚类标准误，β、γ、θ为待估系数，为常数项。

（三）变量界定

1．因变量

老年人的主观幸福感是本研究的被解释变量。选取CFPS问卷中的题项“您觉得自己有多幸福？”作为衡量变量，被调查者在0～10分区间内自行打分，0分代表幸福感最低，10分代表幸福感最高。为适应本文选用的二元Probit模型，对因变量做作以下处理：将主观幸福感得分在0～5分之间界定为“不幸福”，并赋值为0；将主观幸福感得分在6～10分之间界定为“幸福”，赋值为1。样本数据显示，我国农村老年人幸福感的均值为0.75，说明我国农村老年人主观幸福感水平整体较高。

2．核心解释变量

本文的核心解释变量为人际关系，分为两个层次：第一层次为家庭关系，即从农村老年人的家庭内部来考虑，采用CFPS题项中的“与子女关系如何”“夫妻关系亲密程度”“家庭和睦美满的重要程度”进行综合衡量，从1分到5分表示家庭关系和睦程度；第二层次为邻里关系，即农村老年人的外部关系，采用CFPS中的“您认为您的人缘怎么样？”来衡量，从1分到5分表示邻里关系和谐程度。为适应模型的应用性，将家庭关系、邻里关系分别处理为二分类变量，0代表关系不和睦或不和谐，1代表关系和睦或和谐。

3．控制变量

已有经验分析表明，农村老年人的个体特征、家庭禀赋资源及行为差异会影响其主观幸福感（邓大松 等，2019）。社会资本多（马万超，2018）、公共服务（特别是社会保障类公共服务）满意度高（刘成奎 等，2019；董源 等，2020）、社会经济地位高（孙良顺，2016）等，均会显著提升居民幸福感。因此，为了减少遗漏变量偏误，本文尽可能多地控制个体、家庭和社会层面的变量。（1）个体特征控制变量。年龄用受访者实际年龄表示，性别、是否党员、婚姻状况、住院经历均为二分类变量，男性、党员、在婚、住院均赋值为1，否则赋值为0。受教育程度，“未上学”赋值为0，“小学”“初中及以上”分别赋值为1和2。健康状况，分值为1分到5分。（2）家庭特征控制变量。本文选取家庭规模、子女数量、家庭人均年收入、子女提供经济支持和子女提供家庭照料五个控制变量。子女提供经济支持、子女提供家庭照料均赋值为1，否则赋值为0。在CFPS问卷中，由于子女数量无法直接获得，因此采用“分别与子女1到子女9的关系如何”题项进行间接推算。（3）社会特征控制变量选取“社会地位”及“是否领取养老保险”（“是”赋值为1，“否”赋值为0）。此外，为削弱模型的异方差性和共线性，确保数据的平稳性，对部分控制变量作取对数处理。主要变量的描述性统计如表1所示。

表1 主要变量的描述性统计

四、实证结果分析

为了更好地解释人际关系对农村老年人幸福感的影响，本文采用逐步回归方法，从基础模型开始，先单独考察家庭关系对农村老年人幸福感的影响；逐步加入个体特征、家庭特征、社会特征等控制变量，再单独考察邻里关系对农村老年人幸福感的影响；依次加入控制变量，最后考察家庭关系和邻里关系对农村老年人幸福感的影响。

（一）基准回归结果

1．家庭关系的幸福感促进效应

表2 所示的基准回归结果显示，在仅考虑家庭关系对农村老年人幸福感之影响的情况下，与家庭关系不和睦的农村老年人相比，家庭关系和睦的农村老年人感到幸福的比率提升了20.5%（见模型1）。这意味着家庭关系对农村老年人幸福感有显著的促进作用（显著性p＜0.01）。依次引入个体层面、家庭层面、社会层面的控制变量（见模型2），并进一步控制省级行政区的固定效应（见模型3），家庭关系的幸福感效应依然显著（显著性p＜0.01）。之所以如此，其可能的原因在于：虽然城镇化和工业化带来了人们生活方式的变迁，但家庭仍然是社会的基本单元，家庭建设关乎社会的和谐稳定（胡安宁，2017）。农村老年人不仅可以从家庭中获取经济支持，还能从和睦的家庭关系中获得精神支持，从而幸福感得到提升。以上发现证实了家庭关系对农村老年人幸福感的影响，为新时代实施乡村振兴战略、促进乡村文化振兴提供了有力依据。

表2 人际关系对农村老年人主观幸福感的Probit估计结果

2．邻里关系的幸福感促进效应

从表2中的模型4可以看出，邻里关系对于农村老年人幸福感的提升有显著的促进作用（显著性p＜0.01），与邻里关系不和谐的农村老年人相比，拥有和谐邻里关系的农村老年人感到幸福的比率高了31.0%。引入所有变量后，邻里关系对农村老年人幸福感的影响依然显著为正（见模型5），进一步添加省级行政区层面的固定效应，其结论不变（见模型6）。可见，邻里关系越和谐的农村老年人主观幸福感越高。之所以如此，其可能的原因在于：受我国传统文化中的“远亲不如近邻”观念的影响，加之农村地区的地缘分布情况，农村居民在面对困难时通常会先求助于邻里，同样也会以“饮水思源”的感恩之心帮助遇到麻烦的邻里，久而久之，邻里关系越来越和谐，他们也可以从中感受到幸福快乐。

3．家庭关系与邻里关系的幸福感促进效应

如表2基准回归中的模型7所示，同时纳入家庭关系、邻里关系及其他控制变量后，二者对农村老年人主观幸福感依旧有显著的正向影响（显著性p＜0.01），且邻里关系的边际效应高于家庭关系。之所以如此，其可能的原因在于农村老年人以地缘为依托的传统居住方式。邻里守望相助，加上城镇化使农村老年人缺少子女的陪伴与照料，使他们更倾向于和邻居维持和谐关系。该结果验证了本文的假设一。

4．控制变量的异质性幸福感效应

如表2中的模型2、模型3、模型5、模型6所示，控制变量中的年龄、受教育程度、健康状况、家庭规模、子女提供经济支持、社会地位等，均对农村老年人幸福感产生了较为显著的影响，家庭关系、邻里关系对农村老年人幸福感的作用强度被年龄、受教育程度、健康状况、婚姻状况等控制变量削弱。具体来看：性别对农村老年人幸福感的影响并不显著，这与方黎明（2014）、邓大松 等（2019）的研究结论基本一致；受教育程度高、身体健康、在婚、党员身份、领取养老保险、社会地位高、家庭人均年收入高、子女提供经济支持，这些因素显著增强了农村老年人的幸福感，这与前文所述一些学者的研究结果（向运华 等，2020；袁梦，2018；邓大松 等，2019；王阿妮 等，2019）基本一致。

（二）稳健性检验

为了检验回归结果是否稳健，将因变量主观幸福感分为5个类别，并采用Oprobit模型进行回归检验，建构模型（1）（2）（3）。已有研究表明：精神生活满意度和幸福感都是以老年人的现实生活条件为基础，并受到老年人的思想、观念制约的一种感受，反映了老年人的整体精神生活状况（阎寒梅 等，2017）。满意度是一种认知维度，幸福感是一种情感维度（Wolfgang，2000）。因此，本文使用“生活满意度”替换“主观幸福感”进一步进行验证。选用的CFPS中的题项为“您对自己生活的满意程度”，分值1～5分表示由低到高的生活满意度。构建Oprobit模型（4）（5）（6）（见表3）。结果显示，家庭关系、邻里关系依然显著正向影响农村老年人的主观幸福感。

表3 稳健性检验结果

（三）异质性分析

前人研究表明，由于个体具有异质性，不同性别、年龄段、婚姻状况的老年人的主观幸福感亦有所不同（程新峰 等，2017）。因此，本文从以下三方面对不同特质农村老年人的幸福感作异质性分析。

1．性别异质性分析

表4 显示了控制农村老年人的个体特征、家庭特征、社会特征及省级行政区的固定效应后，家庭关系、邻里关系对农村老年人幸福感之影响的性别差异。与农村女性老年人相比，邻里关系和谐对农村男性老年人幸福感的影响更大；而家庭关系和睦对农村女性老年人幸福感的影响更大。这与中国传统的“男主外、女主内”的家庭分工模式分不开。假设二得到验证。

表4 不同性别Probit回归估计结果

2．婚姻状况异质性分析

表5 显示了不同婚姻状况下家庭关系、邻里关系对农村老年人主观幸福感依旧存在显著的正向影响。与不在婚农村老年人相比，家庭关系对在婚农村老年人幸福感的影响更大；不在婚农村老年人更希望通过增进邻里关系来提升自身幸福感。之所以如此，其可能的原因在于，离异、丧偶等不在婚农村老年人由于家庭解体，缺乏伴侣的沟通、交流与陪伴，家庭关系弱化，主观幸福感下降。这与前人研究结果（程新峰 等，2017）基本一致。因此，不在婚农村老年人会更多地借助和谐的邻里关系来化解孤独感，提高幸福感。假设三得到验证。因此，实施积极应对人口老龄化国家战略应重点关注离异、丧偶等特殊农村老年群体。

表5 不同婚姻状况Probit回归估计结果

3．年龄异质性分析

表6 显示的是人际关系对农村低龄、中龄、高龄老年人主观幸福感的影响。随着年龄增长，农村老年人更看重邻里关系带来的幸福感提升（显著性p＜0.01），家庭关系对农村高龄老年人幸福感的影响并不显著。之所以如此，其可能的原因在于，高龄老年人已进入迟暮之年，受我国传统文化中“父母之爱子，则为之计深远”的观念影响，他们不愿给子女“添麻烦”。此外，也有可能与样本数量少有关。假设四没有得到验证。

表6 不同年龄段Probit回归估计结果

五、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文基于CFPS 2018年家庭微观数据库数据，结合人际关系理论，使用Probit和Oprobit估计方法，探讨了人际关系中的家庭关系和邻里关系对农村老年人幸福感的影响，并进行稳健性检验和异质性分析。本文结论如下。第一，家庭关系、邻里关系均显著正向影响农村老年人幸福感，且邻里关系的幸福感促进效应高于家庭关系。第二，就性别而言，农村男性老年人更看重和谐邻里关系所带来的幸福感提升，家庭关系则对农村女性老年人的幸福感影响更大。第三，就婚姻状况而言，相比不在婚农村老年人，在婚农村老年人由于有伴侣的照顾和陪伴，家庭关系和睦所带来的幸福感促进效应更大，不在婚农村老年人则更希望通过增进邻里关系来提升幸福感。第四，分年龄段来看，无论低龄、中龄、高龄老年人，邻里关系均显著正向影响农村老年人幸福感，且随着年龄增长，其影响不断增强；家庭关系仅显著正向促进中低龄农村老年人幸福感，对高龄农村老年人幸福感的影响则不显著。

（二）政策建议

在城镇化快速发展、农村人口快速老龄化的今天，基于上述研究结论，提升农村老年人幸福感可从以下几个方面着手。第一，以家庭建设为基点，加快推进实施积极应对人口老龄化国家战略和乡村振兴战略。明确家庭建设的多元责任主体，党和政府需不断完善家庭政策体系，树立“尊老爱幼、夫妻和睦、邻里和谐”的家庭标杆，通过强化落实激励机制，解决青壮年的后顾之忧，引导子女更多地关爱家中老人；家庭成员要修身齐家，树立起责任担当意识，体恤父母长辈养育儿女的不易，以反哺之心报答父母长辈的养育之恩。第二，农村经济落后的推力和城镇化、工业化的拉力，使大量农村青壮年劳动力外流，家庭关系弱化。经济基础决定上层建筑，为提高农村老年人幸福感，宜重点解决农村家庭关系弱化背后的经济问题。未来宜把握城乡发展格局的重大机遇，培育农业农村新产业新业态，打造农村产业融合发展新载体新模式。通过挖掘乡村经济发展潜力，增加就业岗位，利用政策红利让更多外出打工的青壮年返乡务工，从而增加对农村老年人的陪伴与照顾。第三，坚持以社会主义核心价值观为指引，繁荣发展乡村文化。培育文明乡风、良好家风、淳朴民风，推动乡村文化振兴，建设邻里守望、诚信重礼、勤俭节约的文明乡村。大力弘扬并践行孝道文化，重点关注农村高龄老年群体，构建和睦家庭关系；积极发展农村互助组织，建设老年人活动中心，广泛开展群众文化娱乐活动，尤其为丧偶、离异等不在婚特殊农村老年群体搭建沟通交流的平台，推动互助养老，构建和谐邻里关系，丰富农村老年人的精神生活，提高其幸福感。