社会支持对老年退役军人主观幸福感的影响研究

叶 慧，粟文杰

（中南民族大学公共管理学院，湖北武汉 430074）

一、引 言

退役军人为国防和军队建设做出了重要贡献，是社会主义现代化建设的重要力量。截至2016年12 月，权威部门的统计报告指出：新中国成立以来我国共有5 700 万军队人员退出现役，占总人口的4.12%，并以每年几十万的速度递增[1]。军人退役后应当继续发扬人民军队优良传统，模范遵守宪法和法律法规，保守军事秘密，践行社会主义核心价值观，积极参加社会主义现代化建设[2]。然而，退役军人由于长期接受部队制度化的封闭式管理，退出现役后无论是在心理上或行为习惯上都需要重新调整适应，那些在部队长期服役和参加过现代战争的老年退役军人更需要获得更高水平的社会支持。老年退役军人退休后，身体功能逐渐下降，处于疾病多发阶段，是抑郁症、失眠症和焦虑症等身心问题的高危群体，逐渐变得对周围环境更敏感，更能察觉外界压力，容易因为生活中的琐事产生较强的情绪和情感反应，尤其是当他们面临空巢、失独、患病和收入大幅下降的困境时。根据王沙骋（2020）的研究，退役军人的心理健康问题是造成退役军人焦虑、抑郁、自杀、犯罪的关键因素，至少三分之二的参战者会产生与战争有关的焦虑症状，这是各国存在的普遍现象，并且长期受到社会忽视[3]。

社会支持是指由社区、社会网络和信任伙伴提供的可感知的、实际的工具性或表达性支持[4]，于20世纪50年代被正式提出。之后，社会各群体的社会支持状况及其对身心健康的影响日益受到国内外研究者的重视[5]。已有文献指出：社会支持少、主观幸福感低等是老龄化社会养老与生活质量研究领域至关重要的问题；社会支持有利于提高老年人主观幸福感水平，幸福感是衡量老年人心理健康水平和生活质量高低的重要指标[6-8]。由于老年退役军人存在社会融入、福利提升和发挥个人余热等方面的潜在困难，且这一群体数量庞大，因此更需要社会政策特别是社会支持的有效介入，但是现有文献对老年退役军人这一特殊群体的研究还不充分。

随着我国全面建成小康社会，完成消除绝对贫困的艰巨任务，退役军人保障工作迈上了一个制度化、法制化的新台阶。2020年11月我国颁布第一部关于保障退役军人权益的法律《中华人民共和国退役军人保障法》[2]，2021年6月又通过了《中华人民共和国军人地位和权益保障法》[9]，这些法律均强调尊重、关爱退役军人是全社会的共同责任。国家要关心、优待退役军人，加强退役军人保障体系建设，保障退役军人依法享有相应的权益。因此，研究社会支持对老年退役军人主观幸福感的影响在新时代具有很强的现实意义。

二、文献综述、理论框架及研究假设

（一）文献综述

自20世纪50年代以来，国内外心理学、医学、社会学等学科的研究者对社会支持和主观幸福感的关系展开了持续的研究[5]。Weiss（1974）的研究发现，个人只有在得到各种社会支持时才能获得较高的幸福感[10]。Rock（2014）[11]和Rueger（2016）[12]发现社会支持使得个人相信自己被关心和接受，减轻个人心理压力，消除孤独情绪，提高对未来的希望，这种希望是认知过程中的一种动力，能够培养和发展个人幸福感。Cohen（1985）提出了主效应模型和缓冲效应模型来剖析社会支持对主观幸福感的影响机理[6]。

关于社会支持对老年人主观幸福感的影响，Bo（2002）指出约85%的老年人难以适应离退休后在家庭和社会中的角色、地位、权利、作用和经济状况等发生的突变，出现了各种心理问题，社会支持能够缓解压力事件和环境对健康的消极影响[13]。Berry（2006）证实社会支持是评定老年人主观幸福感的重要指标，老年人获得的社会支持越高，他们的生活满意度和主观幸福感也越高[14]。鲍谧清（2014）[15]和庞宝华（2016）[16]均利用统计学方法得出社会支持与老年人主观幸福感显著相关。孙忠国等（2016）[17]认为社会支持能缓解负性情绪对空巢老人的影响，是形成空巢老人幸福值的主要因素。刘连龙（2015）[18]和姚若松（2018）[19]也指出社会支持有助于提高老年人心理资本，证实了希望与孤独感在社会支持和幸福感之间的中介作用。

在不同方式的社会支持对老年人主观幸福感影响的研究中，陶裕春（2014）根据提供支持主体的不同，将社会支持分为正式社会支持和非正式社会支持。正式社会支持是指由政府、机构、社区、单位等正式组织提供的公共服务支持，如医疗保险、养老保险和社会救助等；非正式社会支持主要指基于地缘和血缘关系形成的社会支持网络，包括来自家庭成员、朋友、邻里提供的经济和物质帮助以及情感、行为和信息支持。农村老年人的身心健康主要依赖于非正式社会支持网络，正式社会支持的力度有待加强[20]。方黎明（2016）认为无论是正式社会支持还是非正式社会支持均能够改善农村老年人的主观幸福感[21]。范志光（2020）认为包括家庭支持、朋友支持及其他支持的社会支持是影响老年人幸福感的重要因素之一，要鼓励子女增加回家探望的次数，鼓励老年人参加老年大学或社区活动，鼓励有劳动能力的老年人继续从事轻体力劳动[22]。Seagle（2021）认为社交媒体使用、外界主动询问等缓解压力的社会支持有利于减少个体的孤独感，从而增强对未来的信心程度[23]。还有一些学者把社会支持分为客观支持和主观支持，前者主要指个人获得的物质援助，后者则是指个人感受到被尊重、被理解、被支持的情感体验[24]。崔丽娟（1997）指出在所有支持中情感支持的作用尤为重要，老年人更需要的是情感和认知方面的支持[25]。陈晓惠（2013）则指出孝顺期待水平对老年人主观幸福感有显著的正向影响[26]。焦璨（2020）也发现“老漂族”群体得到的情感支持越多，他的心理弹性就会越好，从而体验到更高的主观幸福感[24]。

关于退役军人的社会支持研究较少，何惠林（2003）指出退役军人特别是长期在部队服役的退役军人，有一种入伍光荣，退伍也光荣的“光荣感”，希望得到更多的组织支持，对退伍后的待遇也持相当高的期望[27]。张远兰（2009）也认为组织支持对军队离退休老干部主观幸福感的贡献率要远远大于家庭支持、朋友支持[28]。万志超（2020）研究发现我国退役军人主观幸福感和生涯适应力、社会支持水平总体较好，尤其是女性退役军人主观幸福感相对较高[29]。上述研究为本文奠定了扎实的理论基础，虽然国内外已经对社会支持与主观幸福感的关系做了大量的研究，但是对于退役军人这一群体的研究相对薄弱，对于老年退役军人这一群体的研究更是需要补充。为弥补相关研究的不足，本文使用2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据，分析社会支持对老年退役军人主观幸福感的影响，为制定以改善老年退役军人生活质量为目的的相关社会支持措施提供理论依据。

（二）理论框架与研究假设

基于Cohen（1985）[6]和陶裕春（2014）[20]的研究，本文的理论框架为：社会支持对老年退役军人主观幸福感影响有主效应、缓冲效应、助推效应作用，具体见图1。主效应指社会支持会直接提高老年人的主观幸福感，包括来自政府和社区的正式支持以及来自家庭、亲戚和邻居的非正式支持。缓冲效应和助推效应指社会支持能间接提高老年人的主观幸福感，前者降低控制变量的负向影响，后者是增强控制变量的正向影响。具体表现为：缓冲效应指社会支持可以缓解衰老、疾病和收入下降等自身压力事件给老年人带来的消极情绪，进而有利于增强主观幸福感；助推效应指社会支持对老年退役军人自身因素有积极助推作用，如个人健康、婚姻、教育等人力资本积累，从而助推老年退役军人主观幸福感提升。即主效应是社会支持对整体的幸福感产生直接的、普遍有益的效应，缓冲效应和助推效应分别产生于特殊状态和特殊群体。具体而言：缓冲效应产生于压力状态下，即压力的缓冲机制，压力越高社会支持对主观幸福感的提升作用越大[6]；助推效应是社会支持对个体自身因素的积极推动作用，如社会支持使得个体退役军人身份被感知从而促进主观幸福感的提升。

图1 社会支持对老年退役军人主观幸福感影响路径

基于文献综述和理论框架，本文假设社会支持与老年退役军人主观幸福感密切相关。正式支持主要是通过社会保障，如养老保险、医疗保险、政府补助等来进行衡量。非正式支持根据支持主体分为子女支持、配偶支持和社会交往等。具体提出三个假设：假设1：社会支持能显著提升老年退役军人的主观幸福感，发挥主效应作用。

假设2：社会支持中的非正式支持能够发挥更显著的缓冲效应和助推效应，对老年退役军人主观幸福感的提升作用更大。

假设3：社会支持对老年退役军人和普通老年人幸福感的影响存在异质性。

三、数据、变量与模型设定

（一）数据来源

本文的数据来自北京大学中国社会科学调查中心最新发布的中国家庭追踪调查（CFPS）数据。CFPS是一项全国性、综合性的社会追踪调查项目，旨在通过追踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国的社会变迁与经济发展，最新发布的资料是2018年调研数据，并于2020年12月31日进行更新。CFPS采用三阶段抽样法，样本采集满足随机性，样本覆盖25个省、自治区和直辖市，能够代表全国95%的家庭。本文以CFPS2018年的调查数据作为初始样本，并对样本做如下筛选：（1）挑选出老年人样本，年龄不小于60岁；（2）由问卷中“是否是退役军人”筛选出退役军人样本；（3）剔除女性样本，因为女性老年退役军人仅占样本总量的3%；（4）剔除关键变量存在缺失值的样本。最终，本文筛选出普通男性老年人样本3283个，男性老年退役军人样本442个，老年退役军人样本占男性老年人总样本量的13.5%，老年退役军人最大年龄为94岁，60～69岁的低龄老年人占比为62%，研究样本符合随机抽样要求。

（二）变量选取

被解释变量：幸福感。主要用问卷中“您有多幸福”的答案来测度，1分代表最低，10分代表最高。本文将答案1～10分按照李克特5分法调整为1～5分，分别表示从“非常不幸福”到“非常幸福”，数值越高表示越幸福。

核心解释变量：社会支持，分为正式社会支持和非正式社会支持。正式社会支持包括养老保险、政府补助和医疗保险。用问卷中“您是否从原所在机关或事业单位领取离退休金？”和“您是否领取养老保险（如城镇居民养老保险等）？”两个问题综合测度养老保险情况，有其中任意一个领取赋值为1，否则为0；用家庭经济问卷中“过去12个月，您家是否收到过政府以现金或实物形式发放的各类补助”来测度政府补助情况。由于医疗保险已基本实现全覆盖，但并不是所有参加医疗保险的老年退役军人都享受了医疗费用报销待遇，CFPS数据中参加基本医疗保险的老年退役军人占比为92.7%，由表3描述性统计可知享受过医疗费用报销的仅有41.2%，这一方面是由于有一部分人没有医疗服务利用行为，另一方面是有就诊行为但未报销，因此本文用医疗费用报销来作为医疗保险的代理变量更能够反映医疗保险对于主观幸福感的影响。利用问卷中过去一年医疗总花费减去自付医疗费用得到医疗费用报销额度，设置虚拟变量，报销额度大于0的赋值为1。

非正式社会支持主要包括三大类，分别为子女支持、配偶支持和社会交往。本文将CFPS问卷中有关于非正式社会支持的所有题设提取出来，日常照料用问卷中“子女有多经常为您料理家务或照顾您的饮食起居”来测度，如果父母和子女共同居住子女可以选择提供或不提供日常照料，若父母没有同子女共同居住子女仍然为父母提供日常照料则很有可能是父母缺乏自理能力。参考王金水（2020）[30]的做法，将子女提供的日常照料与居住安排相结合，将与子女共同居住但子女不提供日常照料、不与子女共同居住且子女不提供日常照料、与子女同住且子女提供日常照料和不与子女同住但子女提供日常照料分别设置虚拟变量，以与子女共同居住但子女不提供日常照料为基准变量进行回归。子女情感支持分别用“您总共有多少个子女”“您同子女的关系如何”“您多经常能见到子女”以及“您多经常通过电话、手机短信等与子女联系”来测度。配偶支持用“每周晚上您和家人吃饭的次数”“您对您和配偶的同居/婚姻生活满意度”来测度，样本中有配偶的老年退役军人有98%与配偶共同居住。社会交往分别用“您认为您的人缘关系有多好”“对邻居的信任度”和“您给自己在本地的社会地位打几分”指征。将日常照料作为虚拟变量处理，其余9个变量进行主成分分析提取公因子，以特征值大于1作为抽取公因子个数标准进行因子旋转。得到KMO 统计量值为0.72，巴特利特球形度检验P值为0，结果表明变量适合做因子分析。总共提取了3个公因子，分别定义为子女情感支持、配偶支持和社会交往，对于总方差的解释累计达到68%，具体情况见下表2。

表2 子女情感支持、配偶支持、社会交往变量的选取及得分

控制变量：主要包括年龄、户籍、受教育程度、健康状况、家庭人均纯收入，具体赋值见表1。其中，年龄变量根据受访者真实情况赋值，单位为年；户籍变量将拥有农业户口的样本赋值为1，非农户口赋值为0；受教育程度变量按照受教育年限设置为连续变量，单位为年；健康状况变量由问卷题设“过去半年您是否患过慢性病？”以及“过去半年您是否生病住院？”来赋值，即过去半年没有因病住院或患过慢性病的赋值1，否则为0；家庭人均纯收入变量由问卷中“您家庭人均纯收入为多少？”来赋值，在后续分析中将其取对数作为控制变量。

表1 变量选取及赋值

（三）模型设定与描述性统计

1.基准模型

由于本文的被解释变量为主观幸福感，是取值为1～5的有序离散型变量，对于这一类型的变量可以使用排序模型-有序Probit和有序Logistic模型来进行估计。假设因变量幸福感Happiness*=X'β+ε（Happiness*不可观测），其选择规则为：

式（1）中，R1＜R2＜R3＜R4为待估参数，主观幸福感的有序Logistic模型如下：

其中，Happiness代表主观幸福感；Forsupport和Nonsupport分别代表正式支持和非正式支持，β1和β2为其影响系数；X为控制变量；ε是随机扰动项；i表示第i个省市自治区。

根据表3，老年退役军人幸福感程度很高，很幸福和非常幸福比例达到78.7%；养老保险参加比例为66.1%，41.2%的老年人有过医疗报销，45.5%的人获得过政府补助；绝大部分老人不同子女同住且子女不提供日常照料；老年退役军人平均年龄为68.8岁，48.9%是非农户口，绝大部分受教育程度是小学，54.8%的人比较健康。

2.倾向得分匹配

由于老年退役军人和普通老年人在个体特征上可能本身就存在一定的差异，如果直接对两者进行比较会由于样本“自选择”问题导致估计结果的偏差。解决“自选择”问题通常采用倾向得分匹配的方法从控制组（普通老年人）样本中选择与处理组（老年退役军人）样本个体特征相似的部分，即处理组的反事实个体，从而解决内生性问题获得无偏一致的估计量。首先要进行倾向得分估计：

其中，Xj代表样本j 的协变量集，这里由控制变量组成。soldierj表示样本j 是否是老年退役军人，pj(x)代表倾向得分，h(xj)为线性函数，G[ ]· 为Logit函数。本文主要选择设置卡尺半径为0.01的一对四近邻匹配，根据匹配后得到的权重筛选出匹配成功的样本，删掉老年退役军人样本即得到普通老年人样本，最后用普通老年人样本进行有序Logistic回归。从表3描述性统计可以看出样本在进行匹配之后老年退役军人与普通老年人的个体特征差异明显缩小。

表3 变量描述性统计

四、实证结果分析及其稳健性

（一）社会支持对老年退役军人幸福感影响回归结果分析

表4中模型1和模型2分别是在控制住其他变量下只放入正式社会支持变量和只放入非正式社会支持变量的结果，模型3则是将所有社会支持变量全部放入模型的回归结果。可以看出模型1中政府补助、模型2中与子女同住且子女提供日常照料没有通过显著性检验，但在加入所有变量之后这两个变量均变得显著，说明只加入正式支持或非正式支持会出现遗漏变量偏差的问题，社会支持对老年退役军人影响主要看模型3的回归结果：

表4 社会支持对老年退役军人主观幸福感影响的回归模型结果

在正式社会支持方面，回归结果显示：养老保险和政府补助均对老年退役军人的幸福感有显著的影响。其中养老保险变量的几率比为1.697（OR＞1），说明拥有养老保险的老年退役军人比没有任何养老保险的老年退役军人的幸福感更高，原因可能是养老保险为老年退役军人的生活提供了一定的经济保障，一定程度上消除了对未来生活质量的不确定性，提高了幸福感，这与方黎明（2016）[21]对农村老年人幸福感的研究结论一致；政府补助变量的OR值为0.594，代表有政府补助的老年退役军人比没有政府补助的老年退役军人幸福的可能性更低。2018年CFPS数据中政府补助通过家庭问卷“过去一年您家是否收到过如低保、退耕还林补助、农业补助（包括粮食直补、农机补助等）、五保户补助、特困户补助、工伤护理费和供养直系亲属抚恤金、赈灾款等”来测度，答案为“是”或“否”的二分类变量。2014年CFPS数据中低保、退耕还林补助和农业补助三项占比达到了91.16%，农业补助占比56.57%。通过对比收到政府补助和未收到政府补助的老年退役军人发现：家庭收到政府补助的老年退役军人有74.5%为农业户口，其人均纯收入比没有收到政府补助的老年退役军人低12 465元，这些领取政府补助的样本本身家庭就比较困难，退耕还林使其损失了务农收入，而农业补助对小农户补贴作用有限。何雯（2019）[31]发现我国农业补贴率远低于发达国家，甚至低于墨西哥、土耳其等发展中国家，补贴政策并不能解决农户的实际困难。因此，收到政府补助的老年退役军人有着明显较低的幸福感。

非正式社会支持方面，子女情感支持对老年退役军人幸福感的影响缺乏显著度，配偶支持和社会交往两变量均在1%的水平下显著。社会交往的题设主要由邻里朋友的支持构成，其中老年退役军人无论是在“当地地位”“邻居信任”或“人缘关系”方面的均值均高于普通老年人，说明老年退役军人更重视自己的社会地位和人际交往关系。同时，社会交往的OR值达到了3.160，相对于其他社会支持，社会交往对老年退役军人主观幸福感的影响较大。此外，通过对比发现老年退役军人的平均子女数为2.079，普通老年人为3.173，老年退役军人得到的子女情感支持普遍低于普通老年人，丰富的社交网络和来自邻里朋友的社会支持在一定程度上也可能导致老年退役军人对子女情感支持的忽视。配偶支持变量由“每周和家人吃饭的次数”“与配偶婚姻/同居生活满意度”提取公因子得到，样本中有配偶的老年退役军人有98%与配偶共同居住，配偶的陪伴与良好的婚姻生活有利于老年退役军人幸福感的提升，OR 值为1.423，配偶在提升老年退役军人幸福感方面起到了至关重要的作用。日常照料中，比较与子女同住但子女不提供照料的样本，不同住且子女不提供照料的受访者幸福感更强。此结论与贝壳研究院发布的《2021社区居家养老现状与未来趋势报告》观点类似。该报告指出老年人独立居住（一个人居住或与配偶同住）达到65.5%，老年人与子女同住的比例还在逐渐下降。老年人选择独立居住并不意味着远离子女，超8成老年人与子女住在同一城市，既能保证获得及时照料，又能满足老年人对于隐私和独立的需求[32]。

总体而言，社会支持能显著提升老年退役军人的主观幸福感，发挥主效应作用，验证了假设1。养老保险、配偶支持和社会交往是最直接影响老年人幸福感的支持工具。另外，非正式社会支持变量的显著水平总体上高于正式支持，由此可以证实假设2，即非正式支持发挥更显著的缓冲效应和助推效应，这与焦璨（2020）[24]、崔丽娟（1997）[25]、陈晓惠（2013）[26]的研究结果比较吻合。

控制变量方面，只有年龄变量通过了显著性检验，意味着年龄越大的老年退役军人会感觉越幸福，这与刘泉（2014）[33]和王晓慧（2021）[34]等的研究结论相一致，即年龄越大的老年人主观幸福感越高。

（二）社会支持对老年退役军人与普通老年人幸福感的异质影响

为了得出社会支持对老年退役军人幸福感影响的特殊性，本文进行倾向得分匹配得到与老年退役军人个体特征相似的普通老年人（男性）样本。倾向得分匹配后的平衡性检验结果显示出进行匹配之前各变量样本之间的离散程度较大，设置卡尺半径范围为0.01进行一对四匹配之后，老年退役军人与普通老年人的个体特征差异均在5%以内，匹配后的普通老年人样本为1 237个。利用筛选出的普通老年人样本进行因子分析，各种变量的构造均与老年退役军人相同，非正式社会支持的因子分析结果也大体相似，KMO 统计量值为0.71，巴特利特球形度检验P值为0，提取了3个公因子，对于总方差的解释累计达到67%。

表4模型4反映的是社会支持对倾向得分匹配后的普通老年人幸福感影响的回归结果，通过与模型3老年退役军人回归结果的对比发现：正式支持方面养老保险对普通老年人的影响不显著，医疗保险在10%的水平上显著。养老保险促进了老年退役军人幸福感的提升但对普通老年人的影响却不显著，这或许跟老年退役军人养老保险待遇优于普通老年人有一定关系，样本中的老年退役军人领取养老或退休金平均每月为2 362元，普通老年人则为1 368元。享受过医保报销待遇的普通老年人幸福感更低可能是疾病降低了他们的幸福感，但医保报销对老年退役军人幸福感的影响不显著，可能是老年退役军人的健康状况更好，疾病对幸福感的冲击小。非正式支持方面的差异仅体现在子女支持方面，子女情感支持能提高普通老年人的主观幸福感，子女的日常照料没有通过显著性检验，这意味着普通老年人更加看重与子女之间的情感维系。综上得出社会支持对老年退役军人和普通老年人幸福感的影响存在异质性，假设3得到证实。

（三）稳健性检验及内生性处理

稳健性检验如下表5所示：模型一是使用有序Probit回归的结果；模型二将主观幸福感1～10分的原始数据作为因变量进行多元线性回归，使用稳健标准误；模型三用“是否参加医疗保险”来替换医疗费用报销变量，进行有序Logistic 回归。除了日常照料中的与子女同住且子女提供日常照料，其他结果与上文基础回归结果基本相同，说明本文回归结果具有稳健性。

表5 老年退役军人主观幸福感回归模型的稳健性检验

本文可能出现的内生性问题为样本选择偏误导致样本估计结果有偏差，主要发生在养老保险、政府补助、社会交往和配偶支持这四个变量。例如，是否购买养老保险是由众多个人及家庭特征共同决定的，也就意味着选择购买养老保险的个体本身就存在某些特殊性；接受政府补助的与没有接受政府补助的个体可能也会存在较大的个体差异；善于人际交往和拥有配偶支持的个体可能本身就比较乐观开朗，对自己未来更加自信。处理这一类“内生性”问题一般采用倾向得分匹配（PSM）来进行估计和检验，经过K近邻匹配、核匹配和半径匹配检验样本在匹配后的平均处理效应（ATT），结果如表6所示：对比上述三种匹配方式，养老保险、政府补助、社会交往和配偶支持对老年退役军人幸福感的平均处理效应相差不大且都在10%的显著水平之上，回归结果基本稳健，说明政府补助还需要进一步提升老年退役军人的幸福感，养老保险、社会交往和配偶支持均能提升老年退役军人的幸福感。

表6 养老保险与社会交往对老年退役军人幸福感的平均处理效应

五、结论与启示

退役军人是维护我国社会安全稳定、促进经济社会发展的重要力量，提升老年退役军人的福利水平是社会政策的目标之一。退役军人群体数量庞大，老年退役军人存在社会融入、福利水平降低和发挥个人余热等方面的潜在困难，需要社会政策特别是社会支持有效介入，这包括来自政府和社区的正式支持以及来自家庭、亲戚和邻居的非正式支持。但是现有文献对老年退役军人这一特殊群体的研究还不充分。本文采用2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据，运用有序Logistic回归模型、因子分析法、倾向得分匹配法等多种方法，分析社会支持对老年退役军人主观幸福感的影响。研究发现，社会支持对老年退役军人主观幸福感影响有主效应、缓冲效应、助推效应作用。其中，养老保险、配偶支持和社会交往能显著提升老年退役军人的主观幸福感，发挥主效应作用；非正式支持回归系数的显著水平高于正式支持，发挥更显著的缓冲效应和助推效应。此外，社会支持对老年退役军人和普通老年人幸福感的影响存在异质性，养老保险对老年退役军人幸福感影响更为显著，子女情感支持对后者的影响更为显著。

为了更好地提升老年退役军人的主观幸福感，应双管齐下加大正式支持和非正式支持的力度，具体有以下启示：一是要加强老年退役军人的正式支持力度。研究发现，正式社会支持对于老年退役军人幸福感的影响很大，尤其是养老保险。因此，要加大退役军人养老保障、医疗保障、困难救助在内的民生政策实施力度，同时借助《退役军人保障法》进一步加强法律支撑；二是要提高老年退役军人的非正式支持力度。研究发现，非正式社会支持比正式支持对老年退役军人幸福感的影响更大，其中社会交往、配偶关系、子女照料均有一定积极影响，但子女情感支持影响还需要加强。因此，子女要多关心、陪伴老年人，增加看望老年人的次数和时间，社会也应该多关注老年人。可以借助各地“双拥”工作，宣传军人先进事迹，提供关爱服务，在全社会营造良好的拥军优属氛围[35]。✿