徐 鵬 周長城

(武漢大學(xué)社會學(xué)系，湖北武漢，430072)

我國老年人主觀幸福感的影響因素研究*
—— 基于Anderson健康行為模型的實(shí)證分析

徐 鵬 周長城

(武漢大學(xué)社會學(xué)系，湖北武漢，430072)

論文基于美國學(xué)者Anderson提出的健康行為模型嘗試構(gòu)建了老年人主觀幸福感影響因素的理論分析框架，在此基礎(chǔ)上利用“2006年中國綜合社會調(diào)查”(CGSS 2006)數(shù)據(jù)庫系統(tǒng)考察了誘因性人口學(xué)因素、賦能性因素、需求性因素以及健康行為因素對我國老年人主觀幸福感的影響。實(shí)證分析結(jié)果表明，政府部門應(yīng)以提升老年人主觀幸福感為政策措施的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)，幫助促進(jìn)老年人人際關(guān)系的和諧化，鼓勵老年人多參加健身和體育鍛煉活動，減少老年人對健康服務(wù)的過度依賴，幫助維持并提高老年人的健康狀況；更重要的是要深入進(jìn)行養(yǎng)老保障體制改革，在物質(zhì)和精神上為老年人提供更為全面的養(yǎng)老保障。

老年人；主觀幸福感；影響因素；Anderson健康行為模型

一、引言

老齡化是人類社會發(fā)展的一個必然產(chǎn)物，任何國家都不可避免地要經(jīng)歷老齡化階段。我國是從1999年開始步入老齡化社會，但與發(fā)達(dá)國家相比，我國的老齡化進(jìn)程表現(xiàn)出一定的異質(zhì)性。首先，從老年人口數(shù)量來看，我國表現(xiàn)出快速的人口老齡化趨勢及老齡人口高齡化趨勢。據(jù)第六次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)前我國60歲及以上老年人口占到總?cè)丝诘?3.26%，[1]而來自全國老齡工作委員會的一份報告則預(yù)測，如果保持目前3.28%的年增長率，那么到2020年底我國老年人口數(shù)量將超過24000萬，其中3000萬是80歲以上高齡老年人；[2]其次，從老年人撫養(yǎng)比來看，到本世紀(jì)中葉，我國的老年人撫養(yǎng)比將從11%左右快速上升到約40%，使老年人口負(fù)擔(dān)等于本世紀(jì)初的3～4倍。[3]再次，從老齡人口的地區(qū)分布來看，由于眾多農(nóng)村青年勞動力選擇到城市打工，使得農(nóng)村的老年人口比例將顯著地高于城市，這進(jìn)一步造成我國老年人口比例在城鄉(xiāng)之間出現(xiàn)顯著差異，使老齡化問題在農(nóng)村地區(qū)更為凸顯。此外，未富先老的社會現(xiàn)實(shí)使得改善我國老年人晚年生活質(zhì)量的政策措施缺乏物質(zhì)保障。在這樣的老齡化背景下，我國老年人的晚年生活幸福感問題業(yè)已受到政府與社會的廣泛關(guān)注。我國自2009年起推行了新農(nóng)村養(yǎng)老保險制度，并繼而在2011年頒發(fā)了《中國老齡事業(yè)發(fā)展“十二五”規(guī)劃》，明確指出了我國當(dāng)前應(yīng)對人口老齡化挑戰(zhàn)的基本原則和主要任務(wù)，而這些政策措施的出臺都指向同一個核心目標(biāo)：全面切實(shí)提升我國老年人晚年生活的主觀幸福感。

為了促進(jìn)這一老齡工作核心目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，有必要系統(tǒng)探究我國老年人主觀幸福感的影響因素，進(jìn)而根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果進(jìn)一步制定更具實(shí)效的老齡政策。值得指出的是，國內(nèi)現(xiàn)有相關(guān)研究成果存在如下不足：一是以我國老年人主觀幸福感為研究對象的成果相對較少(中國知網(wǎng)上以“老年人幸福感”為關(guān)鍵詞進(jìn)行模糊檢索，結(jié)果為期刊、學(xué)位、會議論文共計170篇)，造成該領(lǐng)域成果累積數(shù)量與我國老齡問題緊迫程度不相稱；二是就已有研究論文的分析思路而言，對于老年人主觀幸福感的影響因素劃分表現(xiàn)出一定的隨意性，缺乏理論框架支撐，使該領(lǐng)域研究成果呈現(xiàn)散狀分布，難以進(jìn)行橫向或縱向比較?；诖苏J(rèn)識，本研究將試圖構(gòu)建分析老年人幸福感影響因素的理論框架，通過實(shí)證分析來進(jìn)一步豐富該領(lǐng)域研究成果。具體而言，本文將首先借鑒美國學(xué)者Anderson提出的健康行為模型(Health Behavioral Model)構(gòu)建理論框架，并提出相應(yīng)研究假設(shè)；然后，以該理論框架為指導(dǎo)，運(yùn)用中國綜合社會調(diào)查2006年數(shù)據(jù)庫，對前述研究假設(shè)進(jìn)行統(tǒng)計分析，探究影響我國老年人主觀幸福感的具體因素；最后，對分析結(jié)果進(jìn)行總結(jié)，在此基礎(chǔ)上討論改善我國老年人主觀幸福感的新路徑。

二、理論框架與研究假設(shè)

(一)理論框架

本研究以Anderson提出的健康行為模型為基礎(chǔ)，嘗試性地構(gòu)建了一個分析老年人生活幸福感影響因素的理論框架。[4]該框架包含以下幾個要素：(1)環(huán)境與個體特征(Contextual and individual characteristics)維度，包括誘因性(Predisposing)因素(如性別、年齡、文化程度等人口學(xué)因素)，賦能性(Enabling)因素(如養(yǎng)老保險等因素)，需求性(Need)因素(如對晚年娛樂活動的需求等因素)；(2)健康行為(Health behaviors)維度(如老年人日常體育鍛煉習(xí)慣等)；(3)效果(Outcomes)維度(如老年人自我評判的主觀幸福感等)。

選用該模型作為本研究的理論框架，有以下四方面原因：其一，該模型自20世紀(jì)60年代首次提出以來，先后進(jìn)行了多次修正，不斷改進(jìn)，在美國及歐洲等國廣泛應(yīng)用于健康研究、醫(yī)學(xué)社會學(xué)和公共衛(wèi)生領(lǐng)域，用于測量與人們健康相關(guān)的決定因素；[4]其二，將老年人的主觀幸福感水平作為一種衡量健康結(jié)果(Health outcome)的指標(biāo)是合理的，因?yàn)橹饔^幸福感是個體對其整體生活狀況的綜合判斷，[5]能夠在一定程度上反映其自我感知到的健康狀態(tài)；其三，該模型將可能影響健康狀態(tài)的多種因素納入同一個相對成熟、簡練的分析框架內(nèi)，將對接下來的實(shí)證分析起到導(dǎo)引性作用，同時這一嘗試對于進(jìn)一步構(gòu)建本土化的相關(guān)理論框架具有參考價值；其四，已有學(xué)者運(yùn)用該模型進(jìn)行相關(guān)研究并取得了較好的分析效果，如Baernholdt等人以該模型為理論框架，使用“2005-2006年美國國家健康和營養(yǎng)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)庫”進(jìn)行了統(tǒng)計分析，考察了環(huán)境及個體特征因素、健康行為因素對美國老年人生活質(zhì)量的影響。[6]

注：該理論框架在Anderson健康行為模型基礎(chǔ)上進(jìn)行了適當(dāng)調(diào)整。原始模型在環(huán)境及個體特征維度中包括有健康組織和社區(qū)特征等因素，同時連接上述三個維度的箭頭是雙向的，以表示相互之間具有反饋?zhàn)饔谩Ｈ欢?，本研究主要關(guān)注的是個體層次因素對于老年人主觀幸福感的單向影響，因此圖1中的箭頭是單向的。

圖1老年人主觀幸福感影響因素理論框架

圖1顯示了本研究的理論框架圖。該圖中所包含的可能影響因素與西方學(xué)者相關(guān)研究結(jié)果一致。例如，Babitsch等人系統(tǒng)回顧了1998-2011年間發(fā)表的、明確使用了Anderson健康行為模型為理論框架的實(shí)證分析論文，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)較多論文使用了性別、年齡、婚姻狀況、教育水平和種族作為誘因性影響因素；(2)收入水平、健康保險、支持與照顧、社會經(jīng)濟(jì)地位等因素也常被作為賦能性影響因素；(3)較多研究將自我評估/感知(self-reported/perceived)的健康狀況作為表征健康需求的因素。[7]而下文還將針對本研究的各項(xiàng)假設(shè)，提供已有對我國人口進(jìn)行研究的相關(guān)證據(jù)。由此可見，該理論框架本身能夠得到既有實(shí)證調(diào)查的證據(jù)支持，因此圖中所包含的可能影響因素是有針對性選取的，從而避免了因素選取的隨意性。

(二)研究假設(shè)

基于上述理論框架，接下來將分別針對誘因性人口學(xué)因素、賦能性因素、需求性因素和健康行為因素等四類可能的影響因素，同時結(jié)合現(xiàn)有以我國人口為研究對象的相關(guān)實(shí)證分析結(jié)果，提出對應(yīng)的研究假設(shè)。

1．誘因性人口學(xué)因素

本研究將誘因性人口學(xué)因素具體化為五個人口學(xué)變量，即年齡、性別、居住地區(qū)、教育程度和婚姻狀況。既有實(shí)證研究結(jié)果顯示出主觀幸福感與這五個變量相關(guān)：(1)對我國城市人口的分析結(jié)果表明年齡和主觀幸福感之間呈現(xiàn)U字型關(guān)系，即以46歲為拐點(diǎn)，在46歲以后隨著年齡的增加主觀幸福感也隨之增加；[8](2)我國男性相對于女性而言會自我報告更低水平的主觀幸福感；[9][10](3)居住在我國城市的老年人相對于居住在農(nóng)村的老年人而言具有更高的生活滿意度得分；[11](4)教育水平與我國老年人主觀幸福感之間呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系；[11](5)在我國城市，已婚居民會自我報告更高的主觀幸福感水平。[9]與這些相關(guān)研究結(jié)果相一致，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)a-1：隨著我國老年人年齡增加，主觀幸福感也隨之增加；

假設(shè)a-2：我國女性老年人口相較于男性而言會具有更高的主觀幸福感；

假設(shè)a-3：我國城市老年人相較于農(nóng)村老年人而言會具有更高的主觀幸福感；

假設(shè)a-4：受教育程度越高的老年人會具有更高的主觀幸福感；

假設(shè)a-5：已婚且配偶健在的老年人相較于其他老年人而言會具有更高的主觀幸福感。

2．賦能性因素

本研究中的賦能性影響因素有共產(chǎn)黨員身份、基本養(yǎng)老保險、基本醫(yī)療保險、與家人朋友的聯(lián)系及自我感知的社會經(jīng)濟(jì)地位?，F(xiàn)有相關(guān)研究表明：(1)在我國，共產(chǎn)黨員身份所帶來的優(yōu)越感會幫助產(chǎn)生更高主觀幸福感；[9][10](2)我國具有穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)來源(如養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險等)的老年人會產(chǎn)生更高的主觀幸福感；[11](3)家人和朋友的支持與老年人主觀幸福感之間呈現(xiàn)顯著相關(guān)關(guān)系；[12](4)現(xiàn)有社會經(jīng)濟(jì)地位對于我國人口幸福感評分有顯著影響；[10](5)我國城市居民的主觀幸福感與所預(yù)期的未來經(jīng)濟(jì)地位之間呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系；[8]基于這些前期研究結(jié)果，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)b-1：有共產(chǎn)黨員身份的老年人會具有更高的主觀幸福感；

假設(shè)b-2：有基本養(yǎng)老保險的老年人會具有更高的主觀幸福感；

假設(shè)b-3：有基本醫(yī)療保險的老年人會具有更高的主觀幸福感；

假設(shè)b-4：與家人和朋友保持良好關(guān)系的老年人會具有更高的主觀幸福感；

假設(shè)b-5：與過去相比，感知到現(xiàn)在社會經(jīng)濟(jì)地位增加了的老年人會具有更高的主觀幸福感；

假設(shè)b-6：預(yù)期未來社會經(jīng)濟(jì)地位將增加的老年人會具有更高的主觀幸福感。

3．需求性因素

假設(shè)c-1：對健康服務(wù)需求越低的老年人(即自我評估健康狀況越好的老年人)會具有更高的主觀幸福感；

假設(shè)c-2：對娛樂休閑需求越高的老年人(即參與娛樂休閑活動頻率越高的老年人)會具有更高的主觀幸福感。

4．健康行為因素

日常鍛煉等健康的行為習(xí)慣能夠幫助改善健康狀況和生活滿意度。[4]一項(xiàng)以揚(yáng)州市老年人為調(diào)查對象的研究表明，老年人更多地參與體育鍛煉能夠幫助減少孤獨(dú)感，進(jìn)而顯著提升主觀幸福感。[14]參考此研究結(jié)果，提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)d-1：參與體育鍛煉越頻繁的老年人會具有更高的主觀幸福感。

三、數(shù)據(jù)、變量和方法

(一)數(shù)據(jù)和變量

本文的數(shù)據(jù)來自“2006年中國綜合社會調(diào)查”(CGSS 2006)。依據(jù)CGSS官方提供的抽樣說明，可以了解到“該調(diào)查采用的是分層的四階段不等概率抽樣：區(qū)(縣)、街道(鎮(zhèn))、居委會、住戶和居民，其中區(qū)(縣)、街道(鎮(zhèn))、居委會/村三級已依據(jù)‘第五次全國人口普查資料’(2000 年人口普查)完成抽樣”。本研究考慮到了可能由分層抽樣引起的多階抽樣設(shè)計效應(yīng)(Multistage sample design effect)，因而使用了數(shù)據(jù)庫中提供的“全國：人權(quán)重(05結(jié)構(gòu)調(diào)整)”對本研究所使用的數(shù)據(jù)進(jìn)行了加權(quán)處理。此外，鑒于本研究關(guān)注的是老年群體，故而又從數(shù)據(jù)庫中篩選出60歲及以上受訪者為分析對象，最終獲得1159個樣本(加權(quán)處理后)用以進(jìn)行統(tǒng)計分析。

Monographic report: Application of ultrasonography in diagnosis of tuberculosis

因變量及其操作化：

本研究關(guān)注的因變量為我國老年人的主觀幸福感。Veenhoven曾指出主觀幸福感通常被認(rèn)為是個體對于整個生活的持續(xù)性滿意程度，在這個意義上其與“生活滿意度”(Life satisfaction)和“幸?！?Happiness)是近義詞。[15]為了測量一個人的主觀幸福感，學(xué)者常使用以下三種單一測量指標(biāo)：(1)“你對整個生活的感覺如何？”依據(jù)程度不同，可能的回答包含從“開心”(Delighted)到“痛苦”(Terrible)七個備選項(xiàng)，因此該測量工具又被稱作“D-T測量”；[16](2)“將所有事情考慮在內(nèi)，你覺得現(xiàn)在有多么幸福？”(該問題用在“World Value Studies”問卷中)，備選項(xiàng)為：非常幸福，比較幸福，不太幸福，根本不幸福；[15](3)“你對現(xiàn)在的生活滿意程度如何？”(該問題用于“Euro-barometer Surveys”問卷中)，備選項(xiàng)為：非常滿意，比較滿意，不太滿意，根本不滿意。[15]本研究采用了與上述“Euro-barometer Surveys”相似的測量指標(biāo)。CGSS 2006中有一項(xiàng)調(diào)查問題為“總體而言，您對目前的生活狀況是否滿意？”，備選項(xiàng)為“1-非常滿意、2-比較滿意、3-不太滿意、4-非常不滿意”。在所有加權(quán)后的分析樣本中(N=1159)，選擇“1-非常滿意”和“4-非常不滿意”的受訪者分別僅占4.4%和3.2%。考慮到選擇這兩種極端態(tài)度的受訪者所占比例較小，本研究把回答“非常滿意”和“比較滿意”的歸為一類，即認(rèn)為他們目前有“較強(qiáng)主觀幸福感”，重編碼為“1”；把選擇其余選項(xiàng)的受訪者歸為一類，即認(rèn)為他們目前有“較弱主觀幸福感”，重編碼為“0”。

自變量及其操作化：

1．誘因性人口學(xué)變量。年齡變量保持原數(shù)據(jù)不變，未做特殊處理。性別、居住地區(qū)、教育程度和婚姻狀況分別進(jìn)行了重編碼，具體為：性別(1=男性，0=女性)；居住地區(qū)(1=城市，0=農(nóng)村)；原問卷中將教育程度細(xì)分為14類，本研究則對其重編碼為四類，即“沒有受過正規(guī)教育”、“小學(xué)文化程度”、“初中或高中文化程度”、“大專及以上文化程度”，并分別進(jìn)行了0-1虛擬變量編碼，選取“沒有受過正規(guī)教育”為參照組；婚姻狀況(1=已婚有配偶，0=其他情況，其中“其他情況”包括從未結(jié)過婚、同居、分居、離婚、喪偶)。

2．賦能性變量。本研究的賦能性因素主要包含共產(chǎn)黨員身份、基本養(yǎng)老保險、基本醫(yī)療保險、與家人朋友的聯(lián)系及自我感知的社會經(jīng)濟(jì)地位。具體而言，本研究對“共產(chǎn)黨員身份”、“基本養(yǎng)老保險”、“基本醫(yī)療保險”三個變量進(jìn)行了0-1重編碼，“1”分別表示“是共產(chǎn)黨員”、“有基本養(yǎng)老保險”、“有基本醫(yī)療保險”，而“0”則分別對應(yīng)于“不是共產(chǎn)黨員”、“沒有基本養(yǎng)老保險”、“沒有基本醫(yī)療保險”。

對于“與家人朋友的聯(lián)系”變量，考慮到老年人自身對于不同聯(lián)系的現(xiàn)狀有一個主觀直接的認(rèn)識，故而本研究使用了原問卷中兩個對“家庭關(guān)系”和“人際關(guān)系”進(jìn)行主觀評價的問題，備選項(xiàng)均為“1-非常滿意、2-比較滿意、3-不太滿意、4-非常不滿意”。將備選項(xiàng)進(jìn)行反轉(zhuǎn)編碼，再將這兩個問題的得分進(jìn)行相加后，就得到了一個新的變量“與家人朋友的聯(lián)系”(取值范圍是2-8，得分越低表示聯(lián)系狀況不佳，得分越高表示聯(lián)系狀況越好)。

對于自我感知的社會經(jīng)濟(jì)地位，本研究操作化為兩個變量：一是與三年前相比，受訪者認(rèn)為本人社會經(jīng)濟(jì)地位變化情況，備選項(xiàng)有“上升了”、“差不多”、“下降了”；二是受訪者認(rèn)為三年后其社會經(jīng)濟(jì)地位變化情況，備選項(xiàng)有“將會上升”、“差不多”、“將會下降”。對這兩個變量分別進(jìn)行0-1虛擬變量編碼，并分別選取“下降了”、“將會下降”為對應(yīng)的參照組。

3．需求性變量。如前所述，本研究包含的需求性因素有兩個：一是對健康服務(wù)的需求，以老年人自我評估的健康現(xiàn)狀為表征，健康現(xiàn)狀越差表示需要更多的健康服務(wù)；二是對娛樂休閑的需求，以老年人參與娛樂休閑活動的頻率為表征，參與頻率越高表示對于娛樂休閑的需求越強(qiáng)烈。健康服務(wù)需求變量使用了CGSS 2006問卷中關(guān)于“個人健康狀況”的滿意度評價這一問題，備選項(xiàng)為“1-非常滿意、2-比較滿意、3-不太滿意、4-非常不滿意”。進(jìn)行反轉(zhuǎn)編碼后可以將回答視為對個人健康狀況的自我估分，得分越高(越滿意個人健康現(xiàn)狀)則顯示出對健康服務(wù)需求越不強(qiáng)烈。

娛樂休閑需求變量使用了問卷中的問題“您在閑暇時間，從事下列活動的頻率是怎樣的？”本研究選取了以下七類活動：看電視；閱讀報刊；讀文學(xué)、社會科學(xué)或科技類的書；外出郊游；打牌、打麻將；坐茶館；外出就餐。將對這七類活動頻率的回答編碼為“1=從不”、“2=一年幾次”、“3=一月一次”、“4=一月幾次”、“5=一周一次”、“6=一周幾次”、“7=差不多每天”，然后將這七類活動頻率答案相加，得到一個新變量“娛樂休閑活動頻率”。該變量取值范圍是7至49，得分越高則指向更強(qiáng)烈的娛樂休閑需求。

4．健康行為變量。根據(jù)Anderson的描述，健康行為是指有助于維持和促進(jìn)個人健康狀態(tài)的個人健康實(shí)踐。[4]本研究將健康行為操作化為參加體育鍛煉頻率。CGSS 2006問卷中有一個問題涉及“健身或參加體育鍛煉”的頻率，將備選項(xiàng)重編碼為“1=從不”、“2=一年幾次”、“3=一月一次”、“4=一月幾次”、“5=一周一次”、“6=一周幾次”、“7=差不多每天”，則數(shù)值越高表示有越好的體育鍛煉習(xí)慣(健康行為)。

表1給出了本研究涉及的所有變量在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理后的統(tǒng)計描述。

表1 研究變量的描述性統(tǒng)計

(二)統(tǒng)計模型和分析策略

本研究擬采用Logistic回歸模型來考察我國老年人主觀幸福感影響因素。如上所述，因變量為二分變量，編碼為1表示有較強(qiáng)主觀幸福感，編碼為0表示有較弱主觀幸福感。自變量則包含誘因性人口學(xué)變量、賦能性變量、需求性變量和健康行為變量等四個維度。在具體操作中，誘因性人口學(xué)變量在以往研究中通常被視為控制變量，因此將這一維度變量放入模型1中作為基準(zhǔn)模型；隨后在基準(zhǔn)模型1基礎(chǔ)上，分別放入賦能性變量、需求性變量和健康行為變量，構(gòu)成模型2、模型3及模型4，這么做是為了考察在其他維度變量加入基準(zhǔn)模型后所解釋掉的因變量方差的變化；最后，將四個維度的自變量全部放入模型5中，考察模型整體的解釋力。

四、結(jié)果分析

表2顯示了本研究所考察的統(tǒng)計模型分析結(jié)果。模型1僅包含了被視為控制變量的誘因性人口學(xué)變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：老年人的年齡每增加1歲，認(rèn)為自己有較強(qiáng)生活幸福感的優(yōu)勢比增加3.8%； 與未受過正規(guī)教育的老年人相比，初、高中文化程度的老年人以及大專及以上文化程度的老年人有較強(qiáng)生活幸福感的優(yōu)勢比分別增加69.6%、148.3%；此外，已婚有配偶陪伴的老年人和其他老年人相比，有較強(qiáng)生活幸福感的優(yōu)勢比上升了82.3%。模型1的結(jié)果雖然顯示出年齡、文化程度和婚姻狀況對于老年人生活幸福感有顯著影響(假設(shè)a-1、a-4、a-5在此獲得了支持)，但基準(zhǔn)模型僅解釋了因變量變異的3.6%，因此還需要引入其他自變量對基準(zhǔn)模型進(jìn)行改進(jìn)。

(一)賦能性因素對老年人主觀幸福感的影響

在基準(zhǔn)模型1基礎(chǔ)上引入了賦能性變量，構(gòu)成了模型2。模型2中，與家人朋友聯(lián)系以及自我感知的社會經(jīng)濟(jì)地位對老年人主觀幸福感有顯著影響。具體來說，與家人朋友關(guān)系得分每增加1分，老年人有較強(qiáng)主觀幸福感的可能性將提高123.4%。對于社會經(jīng)濟(jì)地位變量，與“和自己三年前相比社會經(jīng)濟(jì)地位降低了”這一類別相比，認(rèn)為自己社會經(jīng)濟(jì)地位有所上升的老年人有較強(qiáng)主觀幸福感的發(fā)生概率增加170.3%；與“預(yù)期三年后自己社會經(jīng)濟(jì)地位將會下降”類別相比，認(rèn)為自己社會經(jīng)濟(jì)地位“將會上升”和“差不多”的老年人感到較強(qiáng)主觀幸福感的可能性分別上升82.0%和52.6%?？梢?，通過與自己過去和將來進(jìn)行縱向比較，對當(dāng)前自身社會經(jīng)濟(jì)地位評價越高的老年人越有可能產(chǎn)生更強(qiáng)的主觀幸福感。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，“與自己過去相比”變量對主觀幸福感的影響，要明顯高于“與自己將來相比”變量的影響(依前述分析，前者發(fā)生概率增加170.3%，后者增加82%)，這一發(fā)現(xiàn)表明：對于我國老年人而言，既有的社會經(jīng)濟(jì)地位改善要比預(yù)期可能的改善更為重要。這些發(fā)現(xiàn)支持了假設(shè)b-4、b-5和b-6。然而，之前預(yù)計的共產(chǎn)黨員身份、基本養(yǎng)老保險、基本醫(yī)療保險等因素沒有對老年人主觀幸福感產(chǎn)生統(tǒng)計學(xué)意義上的顯著影響。

將模型2與模型1作比較可以發(fā)現(xiàn)，之前在模型1中有顯著影響的年齡和教育程度變量失去了原有的顯著性，而婚姻狀況變量雖然保持有顯著影響，但其影響力有所下降(優(yōu)勢比由1.823降為1.478)，這說明賦能性變量的引入抵消了誘發(fā)性人口學(xué)變量的影響。此外，模型2對于老年人主觀幸福感的解釋力相較于模型1而言有明顯提高(Cox & Snell R2從3.6%上升至14.7%)。

(二)需求性因素對老年人主觀幸福感的影響

模型3在模型1的基礎(chǔ)上引入了需求性變量，用以考察需求性因素對老年人主觀幸福感的影響。統(tǒng)計結(jié)果顯示，健康服務(wù)需求低的老年人(即自我評估健康狀況好的老年人)相較于健康服務(wù)需求高的老年人(即自我評估健康狀況不太好的老年人)，前者比后者更有可能產(chǎn)生較強(qiáng)的主觀幸福感(優(yōu)勢比達(dá)到2.785)；娛樂休閑需求強(qiáng)烈的老年人(即參與娛樂休閑活動越頻繁的老年人)比起娛樂休閑需求較弱的老年人(即參與娛樂休閑活動頻率低的老年人)，前者擁有較強(qiáng)主觀幸福感的發(fā)生概率略高(優(yōu)勢比為1.024)。這一結(jié)果支持了之前的假設(shè)c-1和c-2。此外，將模型3與模型1作比較后發(fā)現(xiàn)，需求性變量的引入提高了模型的解釋力，使Cox & Snell R2從3.6%增加到13.1%。

(三)健康行為因素對老年人主觀幸福感的影響

模型4在基準(zhǔn)模型1基礎(chǔ)上引入了體育鍛煉頻率這一變量，以考察老年人的健康行為因素對主觀幸福感的影響情況。結(jié)果顯示，參加體育鍛煉越頻繁的老年人，其產(chǎn)生較強(qiáng)主觀幸福感的可能性要比不太樂于參加體育鍛煉的老年人要高(優(yōu)勢比為1.076)。這一結(jié)果支持了假設(shè)d-1。但是，引入體育鍛煉頻率變量的模型4只比基準(zhǔn)模型1的解釋力提升了0.4%(Cox & Snell R2由3.6%上升到4.0%)，顯示出體育鍛煉頻率變量對于解釋老年人主觀幸福感變異的貢獻(xiàn)有限。

最后，把誘因性人口學(xué)變量、賦能性變量、需求性變量和健康行為變量全部引入模型中，從而構(gòu)成了完整模型5。從模型5中可以看到，模型2中賦能性變量所顯示出的影響模式在模型5中依然存在：與家人朋友聯(lián)系狀況以及自我感知的社會經(jīng)濟(jì)地位對老年人主觀幸福感有顯著影響。對于模型5中的需求性因素，健康服務(wù)需求(自我評估的健康狀況)依然保持統(tǒng)計學(xué)上的顯著性，而娛樂休閑需求(娛樂休閑活動頻率)則失去了顯著性。但這一結(jié)果并不讓人意外，因?yàn)楹笳咴谀Ｐ?中的影響本身比較微弱。而模型4中體育鍛煉頻率對老年人主觀幸福感的影響保持到了模型5中。另外，雖然誘因性人口學(xué)變量在本研究中主要被視為控制變量，但應(yīng)注意到婚姻狀況這一變量在所有五個模型中都表現(xiàn)出顯著性，這體現(xiàn)出已婚有配偶陪伴的老年人比沒有配偶陪伴的老年人更有可能擁有較強(qiáng)主觀幸福感。總體而言，模型5解釋了因變量變異的20.1%，在一定程度上說明了所構(gòu)建模型的合理性。

五、總結(jié)與討論

本文基于美國學(xué)者Anderson提出的健康行為模型嘗試構(gòu)建了老年人主觀幸福感影響因素的理論分析框架，在此基礎(chǔ)上利用“2006年中國綜合社會調(diào)查”(CGSS 2006)數(shù)據(jù)資料，對我國老年人主觀幸福感的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，我國老年人的主觀幸福感主要受到賦能性因素、需求性因素以及健康行為因素影響，主要結(jié)論如下：第一，在賦能性因素中，與家人朋友聯(lián)系狀況越好、與過去相比個人社會經(jīng)濟(jì)地位上升、預(yù)期未來個人社會經(jīng)濟(jì)地位會上升的老年人更有可能產(chǎn)生較強(qiáng)的主觀幸福感；第二，在需求性因素中，有較低健康服務(wù)需求的老人(自我評估健康狀況較好的老人)更有可能產(chǎn)生較強(qiáng)的主觀幸福感；第三，在健康行為因素中，經(jīng)常參加健身或體育鍛煉的老人更有可能產(chǎn)生較強(qiáng)的主觀幸福感。值得指出的是，雖然本研究將誘因性人口學(xué)因素視為控制變量，但分析發(fā)現(xiàn)婚姻狀況變量的影響不容忽視，已婚有配偶陪伴的老年人更有可能產(chǎn)生較強(qiáng)的主觀幸福感。此外，賦能性因素中通常被認(rèn)為有重要影響的經(jīng)濟(jì)條件(有無養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險)則對老年人主觀幸福感沒有明顯影響。

進(jìn)一步分析研究結(jié)果，可以看出與家人朋友聯(lián)系狀況、感知的社會經(jīng)濟(jì)地位變化以及對健康服務(wù)的需求等變量對于老年人的主觀幸福感影響特別明顯(對應(yīng)變量的優(yōu)勢比值相對較大)。與家人朋友聯(lián)系的重要性可以從兩個方面來理解：其一，根據(jù)嵌入性理論，[17]老年人的思想與行動也是嵌入在真實(shí)的、正在運(yùn)作的社會關(guān)系系統(tǒng)之中，與家人和朋友聯(lián)系狀況較好意味著老年人所處的關(guān)系系統(tǒng)能良性運(yùn)行，這對于提升老年人的幸福感有積極作用；其二，從中國傳統(tǒng)文化來理解，“和睦”的狀態(tài)、以和為貴的思想在老年群體眼中可能更為重要，他們不希望生活再出現(xiàn)大的波動，希望能夠安度晚年，因此與家庭、鄰里、朋友的和睦關(guān)系能夠?yàn)槔夏耆说耐砟晟钐峁┓€(wěn)定和睦的微觀人際環(huán)境，這也在一定程度上增加了老年人的主觀幸福感。

對于感知的社會經(jīng)濟(jì)地位變化因素，研究結(jié)果表明當(dāng)老年人對個人的社會經(jīng)濟(jì)地位有積極評價，即認(rèn)為現(xiàn)在的社會經(jīng)濟(jì)地位和過去相比有所提高、預(yù)期未來的社會經(jīng)濟(jì)地位會繼續(xù)提高，那么他們的主觀幸福感則會相對更加強(qiáng)烈。這一結(jié)論一定程度上驗(yàn)證了多重差異理論(Multiple discrepancies theory)。[18]依據(jù)該理論，當(dāng)老年人將個人的社會經(jīng)濟(jì)地位狀況和自己過去、預(yù)期未來的狀況作比較，得到的差異若是改善性質(zhì)的，則會增加對社會經(jīng)濟(jì)地位的滿意感，進(jìn)而增加對生活的主觀幸福感。還有西方學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，對于未來狀況會改善這一預(yù)期本身要比實(shí)現(xiàn)這一預(yù)期的可能性更重要，這意味著當(dāng)老年人相信自己未來的社會經(jīng)濟(jì)地位會提高時，這種積極的預(yù)期促進(jìn)了老年人主觀幸福感的提升。[19]此外，本研究還強(qiáng)調(diào)了這一事實(shí)，即對于我國老年人而言，既有的社會經(jīng)濟(jì)地位改善要比預(yù)期可能的改善影響效果更大，這一點(diǎn)表明，相對于憧憬未來，老年人更看重的是當(dāng)下狀況的實(shí)際改善。

老年人健康服務(wù)需求因素對于主觀幸福感的顯著影響則凸顯了健康對于老年群體的重要性。如果老年人自我評估的健康狀況越好，其對于健康服務(wù)的需求會相對越低，那么擁有較強(qiáng)幸福感的可能性也會相對更高。這一點(diǎn)再次顯示出對于老年人而言，“健康是福”，是幸福感的重要來源。前文指出的體育鍛煉行為因素對主觀幸福感有影響但影響效果不大，這一點(diǎn)或許可以通過健康服務(wù)需求路徑來幫助解釋。經(jīng)常參加健身或體育鍛煉的老年人更有可能對自身健康狀況有正向評估，更有可能通過平時加強(qiáng)鍛煉來減少對健康服務(wù)的依賴，進(jìn)而幫助提升老年人幸福感水平。但這一推測還需今后更嚴(yán)格的實(shí)證分析予以證實(shí)。

本研究得出的上述結(jié)論對于提升我國老年人主觀幸福感而言有一定的政策含義：首先，為了促進(jìn)老年人人際關(guān)系的和諧化，政府可以在老年人所生活的社區(qū)、養(yǎng)老院等地進(jìn)一步宣傳傳統(tǒng)孝文化，幫助在老年人所生活的微環(huán)境中形成尊老、敬老的良好氛圍，幫助老年人與家人和周圍朋友保持良性互動；其次，越來越完善的養(yǎng)老保障體制能夠從制度層面進(jìn)一步促進(jìn)老年人產(chǎn)生更為積極的社會經(jīng)濟(jì)地位認(rèn)知，因此，政府仍需深入進(jìn)行養(yǎng)老保障體制改革，在物質(zhì)和精神上為老年人提供更為全面的養(yǎng)老保障，尤其要對沒有配偶陪伴的老年人(特別是空巢老人)予以政策傾斜，使老年人都能切實(shí)感受到個人社會地位與經(jīng)濟(jì)地位改善，感到老年生活更加幸福；再次，鑒于良好的健康狀況和積極的體育鍛煉能夠有效提升老年人的主觀幸福感，政府部門可以在老年人生活的社區(qū)建造老年健身中心，鼓勵老年人多參加健身和體育鍛煉活動，減少老年人對健康服務(wù)的過度依賴，幫助維持并提高老年人的健康狀況，進(jìn)而增強(qiáng)老年人的主觀幸福感；最后，研究發(fā)現(xiàn)基本養(yǎng)老保險和基本醫(yī)療保險本身與老年人主觀幸福感沒有顯著關(guān)系，因此單純提高社會養(yǎng)老保險覆蓋率等改革措施并不能保證老年人過上幸福的晚年生活，而養(yǎng)老保障體制改革的著眼點(diǎn)和落腳點(diǎn)還應(yīng)更多關(guān)注于如何切實(shí)提升老年人晚年生活的主觀幸福感。

[1]國家統(tǒng)計局：《2010年第六次全國人口普查主要數(shù)據(jù)公報》，http://www.stats.gov.cn/tjfx/jdfx/t20110428_402722253.htm.

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FactorsAssociatedwithSubjectiveWell-BeinginChineseElderlyPeople—Empirical Study based on Anderson’s Health Behavioral Model

XU Peng ZHOU Changcheng

This paper used the data from China General Social Survey (2006) to examine factors related to Subjective Well-Being (SWB) in Chinese elderly people. We constructed a conceptual model adapted from Anderson’s health behavioral model and probed the associations between SWB and predisposing,enabling,need and health behavior factors. Empirical results suggested that considering elderly people’s SWB as the prerequisite for making relevant policies,governments need to enhance harmony between older people and their relatives and friends,improve their participation in exercises for reducing dependence on health services,and help to boost their health status. More important is to further deepen the reform of the old-age security system that aims to provide elderly people with comprehensive care in both mental and material aspects.

elderly people,subjective well-being,influencing factors,Anderson’s health behavioral model

H)

*本文系國家社會科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“社會管理科學(xué)化指標(biāo)體系研究”(批準(zhǔn)號：11AZD023)、國家社會科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“構(gòu)建公共文化服務(wù)指標(biāo)體系研究”(批準(zhǔn)號：12AZD016)、國家社會科學(xué)基金特別委托項(xiàng)目(2013)“中國夢的總體框架及其指標(biāo)體系研究”(批準(zhǔn)號：13@ZH024)、武漢大學(xué)博士生出國研修項(xiàng)目及中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金資助項(xiàng)目“城市老年人生活質(zhì)量研究”(項(xiàng)目編號：2012117010201)成果。