社会支持对老年人主观幸福感的影响研究

从 晓

(清华大学 社会科学学院，北京 100084)

一、研究背景

我国在2000年之后正式步入老龄化社会，是世界上老年人口最多、老龄化速度最快的国家。国家统计局发布的第七次全国人口普查公报显示，我国60岁及以上人口已达2.67亿，占全国总人口的18.70%，65岁及以上人口超过1.9亿，占比13.50%，远超联合国对老龄化社会的划分标准。

伴随着我国老龄化程度快速加深的，是整体老年人不容乐观的健康状况。《健康中国行动2019—2030》指出，患有一种及以上慢性病的老年人比例高达75%。除生理健康外，老年人心理健康与精神健康状况亦不能忽视。在我国，65岁及以上城镇老年人抑郁症患病率为7.9%，这一比例在75岁及以上老年人中更高；30.9%的城市老年人存在轻度抑郁症状，13.6%的老年人表现出中度或重度抑郁症状；老年人焦虑症患病率约为6.79%[1-3]。虽然随着增龄与衰老，老年人普遍受到身体机能衰弱、认知水平下降、慢性疾病患病率升高等方面的影响，但老年人的积极情绪与幸福感大多维持在较高水平。这种积极情绪表现相对稳定，即使在高龄阶段也没有表现出明显下降趋势的现象被研究者称为“老化悖论”(Paradox of Aging)。保持积极心态，感受生活幸福，既有助于降低老年人患身心疾病的风险，也有助于实现成功老龄化。

社会支持(Social Support)是成功老龄化与否的关键影响因素。充足的社会支持，无论是情感支持、物质支持还是信息支持，都有助于改善老年人生活质量，提升老年人的幸福感与获得感。在此背景下，针对老年人主观幸福感的研究开始兴起。幸福的含义是多层次的。Diener将主观幸福感划分为三个维度，分别是积极情感、消极情感、生活满意度，他发现不同的心理社会要素对这三个维度的影响有显著差异[4]。在社会心理学领域，样本规模较小的实证研究大多遵循Diener的思路，使用多维量表对主观幸福感进行测量。然而在较大规模的社会调查中，大多数研究者只使用了“总体幸福感”指标对幸福感进行测量，这忽视了幸福的多层含义。

社会支持的不同维度对老年幸福的不同影响已得到广泛讨论，而社会支持对老年幸福不同维度的影响尚未得到广泛关注，理论构建与相关实证研究都有所不足。因此，本文以简便操作方法划分主观幸福感的不同维度，探究社会支持如何影响主观幸福感的不同维度，以及其背后的作用机制，为提升老年人幸福感、增进老年福祉提供有益借鉴。

二、理论回顾与研究假设

(一) 幸福与满意的区别

对幸福和满意的区分包含5个方面，如表1所示。从本质看，幸福更多包含积极的情绪体验，辅以部分生活体验，而满意更多指对具体生活事件的综合体验；从来源看，幸福体验多源于个体自我与家庭，属于“差序格局”中距离自己较近的部分，而满意则可能源于周边环境，如社区生活、社会交往等；从时间看，幸福往往是更长久稳定的体验，而满意的维持时间较短；从人群异质性看，幸福更多受个体性格特质的影响，而满意作为一种生活体验更具有普遍性。

表1 “幸福”与“满意”的区别

(二)主观幸福感的维度

总的来说，主观幸福感可分为情绪幸福与生活满意两个维度。然而，在已有研究中，较少有学者针对情绪与生活两个不同维度分别讨论。刘仁刚等使用纽芬兰纪念大学幸福度量表(MUNSH)对城市老年人正性情感、负性情感、生活满意度展开研究，发现个性是影响老年人主观幸福感的最重要因素，且个性对幸福感的各个方面也有不同影响，个性更显著地影响情绪因子而非生活满意度[5]。池丽萍等区分了幸福感中的认知成分与情感成分，发现影响这两大成分的社会心理因素是不同的，生活满意度作为认知成分受年龄、收入、人际支持和亲密度的影响，而正向情感、快乐感等情感成分受人际支持、支持利用度、亲密度和适应性影响[6]。靳宇倡对生命意义与主观幸福感的元分析指出，生活满意度与积极情绪显著正相关，与消极情绪显著负相关，生命意义中的存在意义、寻求意义与积极情绪、消极情绪、生活满意度之间的相关性有所不同[7]。其他研究虽未区分生活满意度的不同维度，但检验了身体健康情况、家庭经济情况、家庭关系、家庭亲密度、亲子支持、社会支持、老化态度等因素对老年人主观幸福感的影响[8-11]。

(三) 社会支持与主观幸福感

目前学界对社会支持的定义仍未达成统一。肖水源认为社会支持包括物质支持、情绪支持等不同种类[12]。丘海雄援引Uehara的观点，认为社会支持同时涉及家庭内外的供养维系与其他正式、非正式的支援帮助，不仅仅是一种单项的关怀或帮助，在多数情形下是一种社会交换[13]。张文宏等使用财务支持网、精神支持网来测量城乡居民的社会支持，包括网络规模与网络的构成模式[14]。贺寨平的研究综述介绍了社会网以及网络特征对社会支持的影响[15]。陈成文等人的研究认为，社会支持是运用一定的物质和精神手段对社会弱者进行无偿帮助的选择性社会行为[16]。

肖水源引述Blazers的研究，认为当前的社会支持情况可以预测3年后的健康水平[12]。宫宇轩认为社会支持对健康的作用机制主要有主效果模型与缓冲器模型两种，其存在的差异可能是社会支持的定义本身导致的[17]。鲍谧清等研究发现，老年人主观幸福感与社会支持显著相关，社会支持是老年人主观幸福感的有效预测因素[18]。吴捷以天津市社区老人为研究对象，发现不同社会支持水平的老年人的孤独感、主观幸福感有显著差异，高社会支持水平的老年人表现出更强的主观幸福感[10]。宋佳萌等的元分析研究表明，社会支持的不同维度(主观支持、客观支持、支持利用度)与总体主观幸福感、生活满意度都显著正相关[19]。吴国强以西安市公务员为研究对象，发现公务员的社会支持和应对方式在生活事件和主观幸福感之间有多重中介作用[20]。翟绍果等发现社会支持主要通过改变抑郁情况间接影响老年人的主观幸福感，社会支持能够通过提供物质与情感帮助老年人增加积极情绪、降低抑郁水平，进而提升其主观幸福感[21]。

总的来说，已有研究发现社会支持与老年人的主观幸福感有稳定的正相关关系，社会支持通过抑郁水平等中介因子影响主观幸福感。个别研究区分了主观幸福感的不同维度，认为社会支持与情绪幸福、生活满意度都显著正相关，但缺乏一手实证检验研究与因果分析。基于主观幸福感有情绪幸福和生活满意两个维度，本研究划分了幸福满意的4种不同类型，分别检验亲属支持和朋友支持对不同幸福满意类型的影响，提出如下假设：

H1a：相比于缺少亲属支持的老年人，拥有亲属支持的老年人易获得更优的幸福满意类型；

H1b：相比于缺少朋友支持的老年人，拥有朋友支持的老年人易获得更优的幸福满意类型。

另外，已有研究发现，社会支持可以通过改变抑郁水平进而影响老年人的主观幸福感。本研究进一步探讨这一中介机制是否存在，提出如下假设：

H2：改变抑郁水平是社会支持影响老年人幸福满意类型的中介机制，拥有社会支持的老年人抑郁水平较低，易获得更优的幸福满意类型。

三、数据、变量与研究设计

(一)数据来源

本研究使用中国人民大学老年学研究所于2010—2011年在北京市海淀区开展的“北京市城镇老年人焦虑症状调查”数据，(1)作者反复对比了CLASS、CHARLS、CLHLS等更新且被研究者广泛使用的大样本调查数据，但是这些数据都没有同时包含“幸福/满意”“社会支持”“心理健康(抑郁)”等关键变量。考虑到社会支持程度与老年幸福感较为稳定，且“幸福”这种情感体验与社会支持的关系也较为稳定，从理论角度出发，使用该数据进行研究能够更好地检验研究问题。调查对象为海淀区行政区域内60周岁以上的户籍人口。以典型抽样方式选取海淀区13个街道(镇)中的45个村/居委会，在每个村/居委会内以系统抽样方式选取30名调查对象，获得有效样本量为1231。本研究对核心变量缺失值进行删失处理，处理后实际使用样本数为1118。

(二)变量选取与操作化

1.被解释变量

本研究关注老年人主观幸福感的情绪幸福维度与生活满意维度。其中，情绪幸福维度通过问卷中“与其他老人相比，您觉得自己幸福吗”这一问题进行测量，将回答“比较幸福”的老人编码为1，表示幸福感较强，将回答“一般”和“比较不幸福”的老人编码为0，表示幸福感较弱；生活满意维度通过问卷中“总的来说，您对自己目前的生活状况满意吗”这一问题进行测量，将回答“很不满意”“不太满意”“一般”的老人编码为0，表示对生活不满意，将回答“比较满意”“非常满意”的老人编码为1，表示生活满意度高。

在样本规模较大的社会调查中，较少使用量表对主观幸福感、生活满意度进行测量，“总体幸福感”“总体满意度”等单指标已被证明具有更好的测量有效性。因此本研究对“幸福”与“满意”两个变量进行交叉分类，得到本研究的被解释变量，具体如下：

(1)幸福且满意：此类老人既拥有较高的生活满意度，也能够体验到幸福情绪，能够安享晚年，属于积极幸福型老人；

(2)幸福但不满意：此类老人能够体验到幸福情绪，但对实际生活的满意度较低，属于宽容坦然型老人；

(3)满意但不幸福：此类老人拥有较高的生活满意度，却无法获得幸福的情绪体验，可归类为伤春悲秋型老人；

(4)不幸福且不满意：此类老人既没有较高的生活满意度，也无法获得幸福的情绪体验，可归类为压抑不满型老人。

2.解释变量

本文核心解释变量是老年人的社会支持，使用Lubben精简社会网络量表(LSNS-6)对此进行测量。量表分别测量亲属支持、朋友支持两个维度，包含3个题目，分别是“每月至少见一次面或能联系的亲属/朋友人数”“能放心谈论心里话的亲属/朋友人数”和“有需要时能帮上忙的亲属/朋友人数”[22]。信度检验显示，亲属支持与朋友支持的Cronbach’s Alpha分别是0.866和0.867，表明数据信度较高。参考张文娟的研究，将量表连续型变量重新编码为二分变量，定义为“是否拥有亲属支持”与“是否拥有朋友支持”[23]。

3.控制变量

已有研究表明，性别、年龄、教育等社会人口学变量是影响老年人主观幸福感与生活满意度的因素。因此为更准确地检验社会支持对老年人主观幸福感不同维度的影响，本文控制了老年人的自评健康状况和抑郁水平。前者通过5级里克特量表进行测量，1表示很不健康，5表示很健康；后者使用简版老年抑郁量表(GDS-15)进行测量。另外，本研究认为抑郁水平是社会支持影响老年人主观幸福感的中介变量，在主模型外将使用逐步回归法检验抑郁水平的中介作用。

(三)研究方法

1.多项logit回归模型

本文核心被解释变量为幸福与满意交叉分类后的4分类变量，4个变量的取值没有自然顺序关系，因此使用多项logit回归模型进行分析。使用多项logit模型需满足“无关方案的独立性”假定(Independence of Irrelevant Alternatives，简称IIA假定)，即将多值选择模型的任意两个方案单独挑出来都是二值logit模型[24-25]。在进行多项logit回归前，首先要使用Small-Hsiao检验与Hausman检验判断因变量的分类是否满足IIA假定。

2.中介分析

已有研究证明，社会支持对老年人主观幸福感的影响可部分通过改变抑郁水平实现。因此，本研究使用逐步回归和Sobel检验方法探索抑郁水平在社会支持影响老年人幸福满意类型过程中的中介作用。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计结果

在进行回归分析前，首先对研究的各变量进行描述性统计分析。表2报告了全部样本的幸福满意类型、性别、年龄、受教育年限、自评健康状况、抑郁水平、朋友支持与亲属支持的具体信息。全部受访老人的平均年龄为70.67岁，女性多于男性，平均接受了9.71年的教育，总体自评健康状况处于一般和较好之间，总体抑郁水平得分为3.18分，分别有58.6%和79.3%的老人表示生活中能获得朋友支持和亲属支持。

表2 全样本及分组描述性统计结果

对“情绪幸福”与“生活满意”两两交叉，识别出了761位“幸福且满意”的老人，116位“满意但不幸福”的老人，71位“幸福但不满意”的老人以及170位“不幸福且不满意”的老人。分组统计显示，相比于“不幸福且不满意”的老人，“情绪幸福”或“生活满意”的老人年龄偏大、受教育水平偏低、自评健康状况与心理健康状况更好、更有可能获得亲属的社会支持。但以上差异是否显著，以及在控制其他条件下该结果是否成立，有待进一步的回归分析检验。

(二)多项logit回归分析

对多项logit模型的IIA假定进行检验。陈强建议了两种检验IIA假定的方法，分别是Hausman检验和Small-Hsiao检验[24]。使用stata16.0软件执行“mlogtest,iia”命令对全模型进行检验，结果如表3所示：

表3 多项logit回归IIA假定检验

续表3

综合检验结果发现，以不幸福且不满意的压抑不满型老人为对照，幸福且满意(积极幸福型)、满意但不幸福(伤春悲秋型)和幸福但不满意(宽容坦然型)老人的划分通过了IIA假定，即4种幸福满意类型确实为相对独立的无关选择。另外，本文还进行了Hausman检验，结果与suest-based Hausman检验结果近似，前者的H值统计量有两个为负数，Hausman和McFadden认为当H<0时，IIA假定并没有被违背[25]。

接下来讨论影响老年人幸福满意类型的相关因素。模型1只放入了社会人口学控制变量，包括年龄、性别与受教育年限；模型2在模型1的基础上加入了健康变量，包括自评健康状况与抑郁水平；模型3在模型2的基础上加入了研究的核心自变量——社会支持，包括朋友支持、亲属支持。表4的A、B、C三部分分别为相对于不幸福且不满意的压抑不满型老人，幸福且满意、满意但不幸福、幸福但不满意3类老人的回归结果。

表4 多项logit回归结果

表4模型1的结果显示，年龄较长、受教育年限较短的老年人更容易成为幸福且满意或满意但不幸福的老人。模型2的结果显示，自评健康状况越好、抑郁水平越低的老人，越有可能成为幸福且满意的老人。这是因为，无论是生活满意还是情绪幸福，都更多受心理因素的影响。可见，机体衰老、身体健康水平普遍下降的老年人若想要成为积极幸福型老人，心理健康与身体健康同等重要。模型3的结果显示，在控制其他变量的情况下，社会支持变量中的亲属支持对老年人的幸福满意类型有显著影响，朋友支持的影响则不显著，至此假设H1a成立，H1b不成立。

多项logit回归结果显示，社会支持与老年人的幸福满意类型显著相关。就不同的社会支持类型而言，拥有亲属支持的老年人更易成为积极幸福的、宽容坦然的老人，而是否拥有朋友支持则无显著区别。可能的原因在于，拥有亲属支持代表老年人的家庭和睦，家庭成员关系和谐，家庭资源充足，这些对于老年人解决日常生活难题、享受桑榆晚景之乐具有重要意义。处于生命历程后期的老年群体缺失了部分社会角色，尤其是退休使老年人失去了劳动者角色，一方面迫使他们回归家庭场域，另一方面也导致了其收入降低、社交范围缩小、信息获取困难等。因此，家庭成为老年人获取生活资源、情感慰藉最直接、最重要的来源，拥有充足、稳固的家庭亲属支持，对老年人保持身心健康、增加积极情绪、提升主观幸福感具有重要意义。但是，亲属支持对老年人成为满意但不幸福的老人无显著影响，说明家庭社会支持对改善老年人生活体验的作用不大，伤春悲秋可能更多源于老年人的自身性格。

朋友支持对老年人幸福满意类型影响的回归系数为正，但并不显著。这说明总体而言，拥有朋友支持有助于老年人情绪幸福与生活满意，但在控制了家庭支持以及健康状况等变量后，这一效应并不显著。可见，作为补充性资源，朋友支持的作用有所弱化。在老年阶段，朋友断联、去世等情况较为常见，老年人不再把朋友同伴视作至关重要的支持来源，因此有无充足的朋友支持不再是影响老年人生活质量、获得幸福情绪的关键。

(三)中介效应检验

相比社会支持对主观幸福感影响结果的广泛讨论，学界对社会支持影响主观幸福感的作用机制的研究近年来才逐渐兴起。严标宾等对大学生群体的研究发现，自尊是社会支持影响主观幸福感的中介变量，自尊对主观幸福感各维度(积极情绪、消极情绪和生活满意)影响的回归效应均显著；社会支持显著影响大学生群体的主观幸福感，抑郁水平在其中发挥部分中介作用(11.4%)，体验到更多社会支持的受访者报告了更少的抑郁情绪，有更好的自我评价，从而带来更强的主观幸福感[26-27]。

前文证实了幸福且满意的积极幸福型老人、满意但不幸福的伤春悲秋型老人、幸福但不满意的宽容坦然型老人，与不幸福且不满意的压抑不满型老人这4种类型具有相对独立性，并且亲属支持对老年人幸福满意类型有显著影响。接下来，本研究将使用逐步回归法(三步法)检验抑郁水平在亲属支持影响老年人幸福满意类型过程中是否具有中介作用。

在中介作用分析中，分别选取积极幸福型老人与宽容坦然型老人，重新赋值为二分变量，纳入中介分析，分析结果如表5所示：

表5 中介分析逐步回归结果

中介分析结果显示，抑郁水平在亲属支持影响老年人成为积极幸福型老人的过程中起部分中介作用(30.46%)，该中介机制通过了Sobel检验，P<0.05。该结果表明，拥有亲属社会支持的老年人往往有更低的抑郁水平，有助于老年人成为既幸福又满意的积极幸福型老人。类似地，抑郁水平在亲属支持影响老年人成为宽容坦然型老人的过程中也起到了部分中介作用(19.24%)，该中介机制同样通过了Sobel检验，P=0.077，略大于0.05，依旧有解释力。因此，抑郁水平的中介作用得到验证，假设H2成立，即改善抑郁水平是社会支持影响老年人幸福满意类型的中介机制，拥有社会支持的老年人抑郁水平较低，易获得更优的幸福满意类型。

这种中介机制的存在与幸福的多重含义有十分重要的关系。主观幸福感兼具情绪幸福与生活满意两大维度，其中情绪幸福是具有深刻性、稳定性的长效情感体验，与个体心理健康水平密切相关。亲属支持为老年人提供了稳定、强大的情感庇护，这是老年人在生命历程晚期保持积极情绪和心理健康的重要基础，在心理健康的基础上，老年人才更有可能收获幸福。

五、总结与讨论

在老龄化与老年健康日益受到重视的现实背景下，本研究关注老年人主观幸福感的类型与影响因素。具体而言，在Diener的理论基础上将主观幸福感分为“情绪幸福”与“生活满意”两大维度，划分老年人4种幸福满意类型，分别是“积极幸福型”“伤春悲秋型”“宽容坦然型”和“压抑不满型”。回归分析表明，有亲属支持的老年人更容易成为“积极幸福型”和“宽容坦然型”老人，朋友支持则没有显著影响。另外，在亲属支持影响老年人幸福满意类型的过程中，有亲属支持的老年人抑郁水平更低，这有助于老年人成为“积极幸福型”和“宽容坦然型”老人。

因此，为提升老年人的主观幸福感，首先，要重视老年人的家庭支持。家庭提供的支持对老年人获取幸福情绪、成为积极幸福的成功老龄化老人非常重要。当前家庭养老仍然是我国老年人养老最主要的模式，家庭是老年人获得物质、情感、信息等资源的重要来源，因此应当重视老年人的家庭支持。家庭成员应为老年人提供温馨、舒适、安全的生活环境与及时、充足的物质资源，关心陪伴老人并提供情感支持，这是老年人安度幸福晚年的关键。其次，要完善老年人群心理健康服务。心理健康是老年人收获幸福的基础，现阶段应更加关注老年人群的心理健康问题。老年人与其家人应正确认识心理健康的重要性，避免讳疾忌医。政府和社会应当将老年人群作为心理健康干预的重点人群之一，对抑郁症、焦虑症等患病老人及时干预并提供医疗帮助；对心理健康风险较高的老年人群提供关怀关照等情感服务。还可以依托社区多开展老年人社会活动，丰富老年人的生活，提升老年人群整体心理健康水平。