中图分类号：D6696 （中）中图分类号 文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2016）02-0040-08
DOI：103969/jissn1000-4149201602005
一、引言
中国经济连续多年的高速增长使得2013年人均GDP达到6700美元，达到中等发达国家水平。在物质生活水平提高的同时，政府、民众与学者开始关注如何提高精神层面的幸福与富足[1-2]。与此相伴的是，中国正快速进入老龄化社会。联合国人口署发布的《中国1950-2050分年龄段人口（联合国中级方案）》显示，中国2050年60岁以上老年人口将达到4 亿以上，占中国总人口的30%左右，远远高于10%的初步进入老龄化社会
这一标准[3]，并将产生赡养缺失、生活质量得不到保障等一系列问题[4]。而生活满意度作为个体对自身生活质量的总体性评价指标，也是衡量老年人生活质量和心理健康状况最常用的指标之一，已经引起许多经济学者的广泛兴趣，成为经济学中的一个热门研究领域[5]。然而，中国老年人当前的心理健康情况并不理想。北京心理危机研究与干预中心的研究结果显示，我国老年人正面临严重的幸福感危机：老年人的自杀率远高于青少年
《2011中国卫生统计年鉴》也显示，2011年我国高龄老人（85岁以上）自杀率城镇为39/10万，农村为93 /10万，远远高于25-29岁青年人的26/10万和42/10万。因此，当前亟待解决的问题就是：如何提高老年人的生活满意度，缓解其抑郁情绪？
二、文献综述
在影响老年人生活满意度的诸多因素中，经济因素至关重要[6]，但我国社会保障制度建设起步晚，保障程度低，难以完全依赖通过增加经济保障水平来提高老年人生活满意度，而且这一途径还存在“幸福悖论”现象。而从公共政策的角度来看，“幸福悖论”意味着任何旨在通过增加物质因素提高个体福利的计划都是无效的[7]。恩格（Ng）也提出，物质因素容易产生攀比效应，其幸福感边际效应递减更快，会造成社会福利损失，而精神因素带来的幸福感更稳定，对于提高生活满意度更有意义[8]。谢识予等学者认为，非物质因素和幸福之间的联系更为直接，是纯粹的内心感受，排除了物质炫耀所带来的干扰，带来了无限的精神享受，而且快乐的心理能感染周围的人，具有正的外部性 [9]。
因此，在我国社会保障水平较低、“未富先老”的社会现实下，探索提高老年人的生活满意度的非物质途径更有意义。其中，社交活动不仅能够丰富老年人的精神文化生活，还能使老年人建立起良好的人际关系，排遣孤独和寂寞，应当能够提升老年人的生活满意度。
目前，尚未检索到关于社交活动与生活满意度关系的文献，仅有少量文献研究了社会资本对老年人生活满意度的影响，但社会资本的范畴要比社交活动宽泛得多。而且，国外学者基本上从社会活动及社会团体的介入程度、个人资源的分享程度来评价个体社交活动的参与程度，比如，彼得鲁（Petrou）等学者认为社交活动是一种社会导向下的与他人分享资源的行为，可以用来衡量老年人的生活质量，属于社会资本的范畴[10]。在社会资本较高的社会中，公民的社会参与性、社会信任度及对公共机构和组织的信任度往往也较高，并会对身心健康产生积极效应，从而提高人们的幸福感[11-12]。贝切蒂（Becchetti）发现社会资本与生活满意度具有较强的因果关系[13]。利姆（Lim）认为信仰宗教者往往生活满意度较高的原因在于宗教活动丰富了人们的社会资本，而且有宗教信仰的人崇尚与人为善，注重构建社会网络[14]。巴托里尼（Bartolini）也发现利用社会资本能够较好地预测人们生活满意度的变化趋势[15]。
已有研究尚存在以下两方面不足。第一，未能克服自变量（社交活动）的内生性问题，因而难以识别社交活动对老年人生活满意度的影响。产生内生性常见原因有四个[16]：①变量遗漏，影响老年人生活满意度的因素很多，有些因素依赖于个体特征（如个人的心理素质、性格等），而这些因素往往难以观察与测量，导致变量遗漏；②自选择偏误，自变量在某种程度上是被个人所决定的，但这一决定到底受到哪些因素的影响，我们是难以判断的，因此自选择偏误是一种特殊的变量遗漏；③样本选择偏误，如果对因变量的观察仅仅局限于有限的非随机样本时，就容易产生这类偏误；④联立性偏误，其本质就是自变量同时也由因变量决定，即双向因果关系，因为生活满意度高的老年人参与社交活动的积极性可能会更高。如果模型存在内生性问题，也就意味着其不再满足正交条件，利用Order Probit 模型估计的结果将存在偏误。第二，现有文献尚未通过实证数据检验社交活动对老年人生活满意度的影响机理。
针对上述研究的不足，本文将利用中国健康与养老追踪调查（CHARLS）2011年数据，力图解决下面两个问题：第一，采用工具变量方法克服社交活动的内生性问题，系统分析社交活动对老年人生活满意度的因果影响；第二，探索社交活动对老年人生活满意度影响的渠道与机制。本文旨在为老年人生活满意度的提升提供有力的实证依据，帮助政府设计更为有效的老年人民生关怀政策，缓解老年人群的精神危机。 三、数据与方法
1.数据来源
中国健康与养老追踪调查（CHARLS）是北京大学国家发展研究院对中国中老年人进行的一项调查，调查对象是随机抽取的家庭中45 岁及以上的人。在2008年预调查的经验基础上，CHARLS项目于2011-2012 年进行了全国基线调查。为了保证样本的代表性，CHARLS 基线调查覆盖了全国28个省的150 个县、区的450 个村、居委会，成功访问了10257 户家庭的17708 名个人，总体上代表了中国中老年人群。所有的样本都是采用PPS方法通过县级抽样、村居抽样、家户抽样和个人抽样4 个阶段被抽取出来。本文采用的是2011年截面数据，其中60岁及以上老年人7725名，60岁及以上农村老年人5819名。
2.变量测度
在问卷中设置了因变量“生活满意度”，具体设置如下问题：“总体来看，您对自己的生活是否感到满意？”，回答分为五个等级：极其满意、非常满意、比较满意、不太满意、一点也不满意。分析时将回答“极其满意”、“非常满意”和“比较满意”者视为“生活比较满意”，赋值为1，而将回答“不太满意”和“一点也不满意”者视为“生活不太满意”，赋值为0。
关键自变量“社交活动”，问卷设置如下问题：“您过去一个月是否进行了下列社交活动？（可多选）”，选项为：①串门、跟朋友交往；②打麻将、下棋、打牌、去社区活动室；③无偿向与您不住在一起的亲人、朋友或者邻居提供帮助；④去公园或者其他场所跳舞、健身、练气功等；⑤参加社团组织活动；⑥参加志愿者活动或者慈善活动；⑦无偿照顾与您不住在一起的病人或残疾人；⑧上学或者参加培训课程；⑨炒股（基金及其他金融证券）；⑩上网；B11其他；B12以上均没有。本文将回答“以上均没有”者视为“未参与社交活动”（赋值为0），其余无论选择一项或多项者均视为“参与社交活动”（赋值为1）。
控制变量包括三个方面：①社会人口学特征：年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、经济状况、有无养老保险、居住模式；②老年人的健康状况：自评健康和抑郁症倾向；③地区因素：28个省份的虚拟变量。
3.模型设定
为解决可能存在的从生活满意度到社交活动的反向因果关系，本文将采用工具变量法（IV）解决内生性问题。有效的工具变量需满足两个条件：①相关性，即工具变量与内生自变量（社交活动）相关；②独立性，即工具变量与误差项（影响生活满意度的随机变量）不相关。据此，本文选取“社区是否有老年活动中心或者棋牌活动室”和“社区是否有跳舞队或者其他锻炼队”为工具变量。这两个变量会影响到老年人参与社交活动，但与老年人的生活满意度基本不相关，属于外生变量，而且工具变量的个数也大于内生变量的个数，可以进行过度识别检验，以识别其有效性。然后，采用有限信息极大似然法（LIML）对模型进行两阶段估计。该方法的优势在于可以避免由于模型界定错误而导致的一个方程参数估计值的偏误传递到模型所有其他方程参数估计值中，也就是对弱工具变量缺乏敏感性，因而估计偏误较小。LIML两阶段模型设置为：
基于模型的估计结果，我们对工具变量的有效性进行检验。由于工具变量是否与内生变量（社交活动）相关是两阶段估计量有效的前提，我们将用F检验来判断该工具变量是否为弱工具变量。另外，我们用AndersonRubin过度识别统计量检验工具变量是否和误差项不相关。
四、实证结果
1.农村老年人社交活动状况
对样本进行统计发现，4747%的老年人至少参与了一项社交活动，其中参与度最高的项目依次为：3119%参与“串门、跟朋友交往”；1227%参与“打麻将、下棋、打牌、去社区活动室”；385%参与“无偿向与您不住在一起的亲人、朋友或者邻居提供帮助”；194%参与“去公园或者其他场所跳舞、健身、练气功等”；070%参与“社团组织活动”；052%参与“无偿照顾与您不住在一起的病人或残疾人”；019%参与“志愿者活动或慈善活动”；参与“上学或参加培训课程”、“上网”和“炒股”的老年人分别只有5人、3人和1人。未参与任何社交活动的老人有3057名，占5253%。
二级标题 2.变量描述
由表1看出，5819名老年人中2762名老年人至少参与了一项社交活动，和不参与社交活动的老年人相比，参与社交活动的老年人其生活满意度较高。从控制变量看，与未参与社交活动的老年人相比，参与社交活动的老年人平均年龄略低，男性多于女性，文化程度更高，拥有养老金者更多。生活水平更高以及社区拥有老年活动中心或者棋牌[JP]活动室和舞蹈队或其他锻炼队的比例更高。还可以发现，参与社交活动的老年人能够及时看病的比例更高。同时，参与社交活动的老年人更
为了能够更直观地反映社交活动与老年人心理健康的关系，我们使用Stata120版软件绘制了不同社交
活动情况下老年人其生活满意度和抑郁倾向的年龄变化趋势。如图1、图2所示，各年龄段积极参与社交
活动的老年人生活满意度的比例均高于不参与社交活动的老年人，积极参与社交活动的老年人有忧郁倾向的比例低于不参与社交活动的老年人。
二级标题 3.回归分析结果
为了体现工具变量法的优势，我们首先采用普通回归法进行回归，然后再采用工具变量法进行回归。表2的第一列采用Probit模型，假设社交活动为外生变量。估计结果显示，参与社交活动能明显提升老年人的生活满意度，然而这仅仅反映了社交活动与老年人生活满意度之间的相关关系。
表2第二列采用工具变量法解决社交活动
的内生性问题。一阶段回归中两个工具变量对内生变量具有显著的正向影响，符合分析的预期，即社区有老年活动中心等或舞蹈队等，其老年人参与社交活动的可能性更高。而且一阶段回归的F统计量为1736，大于10，同时p<001，说明工具变量是有效的，不存在弱工具变量的问题。第二阶段的过度识别检验AndersonRubin统计量为144，同时p>001，不能拒绝工具变量和误差项不相关的原假设，说明工具变量与误差项是不相关的。因此，工具变量是合适的。 二阶段回归中，社交活动变量的系数仍显著为正，但影响程度明显增大。可见，如果不考虑内生性问题，社交活动对老年人生活满意度的提升作用会被显著地低估。其中，遗漏变量是造成系数偏误的重要原因：性格外向、喜欢活动的老年人更喜欢参与社交活动，他们对生活的满意度也更高。
从控制变量看，在婚、生活水平高、受教育水平高的老年人生活满意度高于非在婚、生活水平低、受教育水平低的老年人。另外，一阶段回归显示，年龄、性别对是否参与社交活动没有显
4.社交活动影响农村老年人生活满意度的渠道
前面已经验证了参与社交活动能有效提升老年人的生活满意度，但社交活动对老年人生活满意度的影响渠道尚未明确，且笔者也未发现有文献对这一问题进行解释。在此将通过实证分析检验两种
影响渠道。一是社交活动可以缓解农村老年人的抑郁症倾向，即参与社交活动可能会减少因为琐事而带来的烦恼，避免情绪低落，驱走孤独感，从而感觉生活满意。CHARLS问卷采用以下10个问题测量老年人是否有抑郁症倾向：①我因一些小事而烦恼；②我在做事时很难集中精力；③我感到情绪低落；④我觉得做任何事情都很费劲；⑤我对未来充满希望；⑥我感到害怕；⑦我的睡眠不好；⑧我很愉快；⑨我感到孤独；⑩我觉得我无法继续我的生活。根据测量的综合得分，进行有无抑郁症倾向的判断。二是社交活动能促使农村老年人及时看病，提高其健康水平，因为经常参与社交活动的老年人往往会有更多的朋友，更易觉察老人身体的不适和建议他们及时就诊，从而减少老人因健康恶化而造成的抑郁、低落情绪[17]。
检验影响渠道的基本思路是，如果社交活动通过以上两种渠道改善了老年人的生活满意度，那么在模型中控制“无抑郁症倾向”和“及时看病”变量后，参与社交活动对生活满意度的正向影响将会缩小。表3第一列数据报告了没有控制两个渠道变量的2SLS估计系数，这与表2报告的结果相同。表3第二列的回归数据进一步控制了“无抑郁症倾向”，社交活动对生活满意度的影响下降了524%。表3第三列数据控制了“及时看病”， 社交活动对生活满意度的影响下降了69%，而且加入新的控制变量后，工具变量仍然有效。表3的第四列数据同时加入“无抑郁症倾向”与“及时看病”变量，社交活动对生活满意度的影响进一步降低。表3还显示，是否有抑郁症倾向及能否及时看病对老年人生活满意度有显著影响。
表3中工具变量检验显示，一阶段回归的F统计量全部大于10，且p<001，说明工具变量是有效的，不存在弱工具变量的问题。第二阶段的过度识别检验AndersonRubin统计量为对应的p值全部大于001，不能拒绝工具变量和误差项不相关的原假设，说明工具变量与误差项是不相关的。因此，工具变量是合适的。
由此可见，参与社交活动之所以能够提升老年人的生活满意度，很大程度上是因为社交活动可以改善老年人的抑郁症倾向以及使其获得更及时的治疗。与此同时，即便同时控制了以上两个变量后，社交活动对生活满意度的正向影响依然存在。
五、结论与政策建议
本文利用CHARLS 2011年全国28省份的调研数据，利用工具变量法分析发现：第一，积极参与社交活动确实能提升老年人生活满意度；第二，从影响渠道看，社交活动能防止老年人的孤独感和情绪低落，减轻抑郁倾向的发生率，还能提高就医的及时性。
本文丰富并拓展了前人的研究，作出了两方面的贡献。第一，首次研究了社交活动对老年人生活满意度的影响。类似研究往往是从社会资本的角度进行，但社会资本的内涵要比社交活动宽泛得多，而且已有研究基本是停留在相关关系的分析上，并因为变量遗漏而低估了社交活动对生活满意度的影响，因为积极参与社交活动者本身可能就有较高的生活满意度。本文采用工具变量法克服内生性问题后，发现社交活动对老年人生活满意度的改善效应大幅度提高。第二，本文基于实证数据检验了社交活动影响老年人健康的渠道：及时就医、减少孤独感和情绪低落能显著提升其生活满意度。
上述研究结论带给我们的启示是，社会转型期的中国农村老年人对社交活动等精神生活有强烈的需求。由于生理机能的衰退，老年人逐渐从社会活动、社会角色中脱离，其交往对象、交往规模、交往频率等社交活动变得越来越少。老年人社会角色在弱化的同时，却增添了依赖特征的老年期社会角色，这些转变使得老年人在社交活动中被边缘化。更为严重的是，我国农村以居家养老为主的养老模式容易使老年人的社会生活领域相对封闭，容易形成以血缘性与地缘性对象为主的“差序格局”。而且随着社会转型效应的凸显，子女的独立性越来越强，父辈权威越来越弱，以血缘性为主的家庭内部关系网络危机显现，老年人与周围人的联系也随着年龄的增长而日益减少，有与社会脱离的趋势。因此，农村老年人渴望被关注，需要精神上的慰藉，这一现象应当引起政府和社会对老年人心理健康的关注。
令人欣慰的是，随着我国全面进入老龄化社会，晚年幸福指数受到社会广泛关注，政府也一直致力于老年友好型社会的建设。但无论是减免老年人新农合的参保费用还是推行新农保，采用的基本都是经济手段。随着经济水平的提高，通过精神文化生活提升农村老年人生活满意度显得更为迫切，效果也更为明显。根据CHARLS 2011数据分析发现，受访农村老年人所在社区仅377%拥有棋牌室或老年人活动中心，拥有舞蹈队或其他锻炼组织的社区占303%，而在城市这一比例分别为716%和620%。因此，政府在做好养老经济保障的同时，应大力建设老年活动中心、文化室等农村公共文化设施，为老年人的“广场舞”等社交活动提供场所，使老年人产生社区价值感和被其生活所在社区接纳的归属感，减轻老年人的孤独感[18]，增强老年人的养老质量。
