积极老龄化背景下人际关系对老年人生活满意度的影响研究*

刘冰冰 刘晓梅

(东北财经大学公共管理学院，辽宁大连，116025)

一、引言

《中国发展报告2020：中国人口老龄化的发展趋势和政策》对我国人口老龄化程度进行了预测，提出我国将在2022年左右从老龄化社会转化为老龄社会，国内65岁以上人口将占到总人口的14%。老龄化速度加快促使国家对老年群体的关注度日益增加。2019年中共中央发布的《国家积极应对人口老龄化中长期规划》明确了积极应对人口老龄化的战略目标。

2020年10月，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○三五年远景目标的建议》强调“实施积极应对人口老龄化国家战略”。世界卫生组织认为，积极老龄化是通过为老年人创造健康、社会参与、安全的机会来提升老年人生活品质的过程，老年人生活品质的提升是积极老龄化所追求的目标[1]。老年人生活满意度是老年人对自身生活和养老条件的主观感受，也是老年人晚年生活品质的重要衡量指标[2]，体现了老年群体对当前生活环境的综合评价。对老年人生活满意度的研究，是践行积极人口老龄化战略的重要前提。

马斯洛需求层次理论认为，人类具有五大内在需求，即生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求和自我实现需求[3]，五大需求之间具有由低到高的排序，一般情况下人们较低层次的需求实现之后才会产生较高层次的需求。在人生的不同阶段，人类的需求可能由一种需求占主导，并兼具其他层次的需求。当前我国已进入全面建设小康社会、加快推进社会主义现代化的新阶段，人们的物质生活水平和精神生活水平较以往有了很大提高。老年人是我国社会的重要群体，在基本的生理需求和安全需求得到很大程度满足后，会进一步争取社交需求、尊重需求及自我实现需求的满足。社交需求已成为当前我国老年人主要需求之一。社会情感选择理论认为，每个人的一生都伴随着与社会、他人之间的互动和交流，特别是伴随着年龄的增长，人们对于社交情感更加重视和关注，也更倾向于紧密的社会交往关系[4]。在倡导积极老龄化的时代，老年群体期望维持较为紧密和稳定的社会关系，实现社会参与，对家人、朋友、邻里以及其他社会关联群体都有着较强的社交需求，其社交需求的重要性日臻凸显。

生活满意度是个体基于现实情况，以自我标准和自我偏好为准则做出的主观判断和评价[5]，自我标准和自我偏好随着时代的进步不断被赋予新的定义。当今老年人社交需求偏好渐增，老年人对自身生活满意度的标准也在不断重塑。人际关系可能会对老年人的生活质量产生较大程度的影响。基于此，本文在积极应对人口老龄化的国家战略背景下，研究人际关系对老年人的生活满意度的影响具有一定的现实意义。

本文的边际贡献可能在于：第一，以往研究针对生活满意度这一变量较为关注，但专门从老年人人际交往视角研究的文献较少，本文将人际关系作为主要解释变量，丰富了老年人生活满意度影响因素研究的视角；第二，在基准模型基础上，本文对社交自信与移动上网、收入水平交互影响进行分析，深入探究人际关系对老年人生活满意度影响的调节因素；第三，在异质性分析中，本文探索人际关系对不同性别、不同户籍老年人生活满意度的影响，为进一步提升老年人生活满意度提供理论支持。

二、文献综述

1976年，社会学家坎贝尔首次对社会满意度的概念进行了界定，其认为生活满意度主要是指人们根据自我价值标准和主观偏好形成对自我生活状况的满意程度的认知。至此之后生活满意度得到了学者们的关注[6]。Diener等提出，生活满意度在一定程度上独立于积极情感和消极情感，是衡量主观幸福感最有效的指标[7]。因此，生活满意度是人们对当前生活状态与期望生活状态之间差异比较后的主观感受与自我评价[8]，即生活满意度不仅受主观偏好的影响，同时也受预期生活状态因素的影响。

老年人生活满意度的影响因素包含人口特征、家庭特征以及社会支持等层面。首先，老年人的个体特征因素影响其生活满意度。骆为祥等在实证分析中发现年龄因素影响老年人的生活满意度[9]。具体而言，年龄与老年人生活满意度呈现着正相关关系，即年龄越大，老年人的生活满意度越高[10]。老年人生活满意度在男女性别之间、城乡之间都具有一定的差异性，即老年人生活满意度与性别、户籍等因素紧密相关[11]。老年人对自身健康的积极评价有益于老年人获得对自身生活的满意度[12]。除此之外，老年人的婚姻状况、健康状况以及经济状况也会对老年人的生活满意度产生影响[13]。其次，老年人的家庭特征因素影响其生活满意度。通常来说老年人与子女同住或与子女关系融洽能使老年人获得经济和情感上的双重支持，进而提升老年人的生活满意度[14-15]。而老年人与配偶之间的相互扶持和情感支撑也是增加老年人生活满意度水平的重要途径[16]。再次，社会支持影响老年人的生活满意度。互联网技术是网络或信息社会的基础[17]，社会保障制度是政府和社会给予老年人的生活保障，两者可一定程度上体现着社会支持对老年人生活满意度的影响[18]。其中关于互联网信息技术对生活满意度的影响效应，学术界存在争议。一方面，互联网使用可能会减少老年人与他人面对面相处的机会和互动，增加老年人孤独感，降低老年人的生活满意度[19]；另一方面，互联网信息技术可能会扩大老年人的社会参与网络，增加老年人的社会交往品频率，从而提升老年人的生活满意度[20]。此外，有学者认为社会保障制度对老年人的生活满意度产生显著性影响[21]，也有学者认为社会保障制度与老年人的生活满意度并不一定呈现显著性的相关关系[22]。

随着我国经济发展与社会进步，不仅社会支持对老年人生活满意度产生影响，社会互动和社会参与也与其紧密相关。国外学者Ryff曾提出，个人的生活满意度与他人的社交关系与自我接纳程度密切相关，同时个人对自我成长维度较为重视[23]。我国学者赵玉华等也指出，个人社交需求的满足是实现自我价值、社会参与的前提[24]。对于老年人而言，人际关系与朋友数量对于提升老年人主观幸福感具有显著的影响[25]。连至炜等进一步指出，进行社交活动的老年人生活满意度显著高于处于社交孤立环境下的老年人，应该培养老年人的人际关系，增加老年人与社会的互动[26]。

基于对以往文献的梳理发现，当前关于老年人生活满意度影响因素的研究较多，但从社交方面分析老年人生活满意度的研究却相对较少，且已有少量研究主要关注人际交往方式和社会参与程度，缺乏对老年人自身人际关系的探讨，而人际关系则是老年人进行社交活动、社会参与的前提和基础。基于此，本文采用最新的2018年中国家庭追踪调查数据，研究人际关系对老年人生活满意度的影响，以期丰富探讨老年人生活满意度的理论研究。

三、变量选取与模型设定

(一)数据来源

本研究所使用的数据来自北京大学中国社会科学调查中心发布的2018年中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)。该调查是一项全国性、大规模、多学科的社会追踪调查项目，覆盖25个省(市、自治区)，样本目标规模超过1.6万户，其数据具有代表性和可靠性。本文采用调查中成人问卷的部分问题定义和衡量变量，研究对象为其中60周岁以上的人群。在剔除无效样本和缺失值之后，共获得7144个有效样本。

(二)变量选取及赋值

1.被解释变量

本文的被解释变量是老年人生活满意度。该变量体现了老年人对当前生活的自我评价和主观感受。对该变量的获取主要通过成人问卷中的问题“您给自己生活的满意程度打几分”来实现，生活很不满意、不满意、一般、满意、很满意依次赋值1、2、3、4、5。

2.解释变量

本文的核心解释变量是老年人的人际关系。该变量体现着老年人的社交自信和社交兴趣。对于该变量的获取主要是通过成人问卷中的问题“您人缘有多好(分)”来实现[27-28]。打分1～5的赋值为0，表示人际关系较差；打分6～10的赋值为1，表示人际关系较好。

3.控制变量

基于以往研究发现，年龄、性别、婚姻状况、自评健康状况、城乡类型等个体体征影响老年人的生活满意度[29]，子女与老年人之间的代际互动关系等家庭因素会也对老年人生活满意度产生影响[30]，而老年人本身的社会人属性，决定了社会特征可能会对其生活满意度产生影响。本文结合老年人的特征和以往研究，设置年龄、性别、户籍、婚姻和自评健康水平为个体特征变量，老年人与子女的关系情况、老年人是否与子女同住为家庭特征变量，设置老年人的社会地位和社会信任两个社会特征变量[31]。

具体的变量说明及赋值情况如表1所示。

表1 变量的描述性统计

(三)模型设定

基于马斯洛需求层次理论和社会情感选择理论，本文推断人际关系对人们的晚年生活可能有着重要的影响。基于被解释变量的性质和特点，本文选取Order Probit模型作为基准模型对人际关系和老年人生活满意度的关系进行实证分析，模型基本形式如下：

(1)

(2)

本研究中，老年人的生活满意度是个体的主观感受，在某种程度上是个体的自我选择，缺少一定的随机性。因此，为了得到更加稳健、有效的实证结果，本文采用倾向得分匹配法(PSM)来尽可能地减少内生性问题和自选择偏差对于实证结果的影响。首先将所获得的有效样本随机划分为处理组和控制组，并对处理组和控制组中的重叠部分进行科学、合理的匹配，再运用反事实推断的研究方法使获得的样本尽可能地接近随机实现数据，最终通过对比样本匹配前后的平均处理效应(ATT)来检验实证结果的可靠性和真实性。倾向得分匹配法的基本模型如(3)式所示：

yi=(1-Di)y0i+Diy1i=y0i+(y1i-y0i)Di

(3)

Di={0，1}

其中，i表示为个体；yi表示为老年人生活满意度；Di表示为处理变量，主要指人际关系，人际关系较好取值为1，较差取值为0。y0i表示个体i人际关系较差时的生活满意度，y1i表示个体i人际关系较好时的生活满意度。

ATT=E(y1i|Di=1)-E(y0i|Di=1)

(4)

(4)式中的i表示个体，ATT表示平均处理效应，y1i、y0i、Di说明同上。

四、实证分析

(一)基于Order Probit模型的基准回归结果

表2中呈现了模型1、模型2及模型3的回归结果，三个模型依次加入了个体特征变量、家庭特征变量以及社会特征变量，即依次对个体特征、家庭特征和社会特征进行了有效控制。模型1～模型3，AIC 和 BIC 的数值持续下降，从信息准则角度证明了模型的整体拟合程度在不断改善。模型1中，仅对个体变量进行了控制，人际关系的系数为正，且通过了1%的显著性水平检验，表示人际关系能够显著促进老年人的生活满意度水平。模型2和模型3中依次加入家庭特征和社会特征，回归结果与模型1保持一致，且都通过了1%的显著性水平检验，尤其在模型3中加入所有控制变量后，人际关系较好的老年人的生活满意度仍然比人际关系较差的老年人生活满意度高。由此可得出，人际关系对老年人的生活满意度有一定的促进作用。产生这一现象的原因可能是：随着年龄的增长，老年人逐渐退出劳动力市场，对亲人、朋友以及邻里等各种关系有着较强的情感需求，期望获得紧密的社会交往关系；在这一过程中，社交自信和社交兴趣是老年人人际关系的综合体现，人际关系越好，老年人能够扩展的人际交往网络越大，获得情感回报的概率也更大。由此，老年人的情感需求得到满足，晚年生活的满意度提升。

在探讨核心解释变量之后，本文对控制变量的回归结果进行了分析。在个体特征层面，回归结果表明，年龄越大，老年人的生活满意度更高，这与一些研究学者的结论一致[32]。在成熟效应和幸存者效应的双重作用下[33-34]，随着年龄的增长，老年人从被动接受年老转变为积极应对年老，面对年老的心态发生转变，自我疏导能力也逐渐提升，进而更加积极乐观地生活。性别因素通过了1%的显著性水平检验，且系数为负，表明相比男性老年人，女性老年人的生活满意度更高。这可能是因为，女性老年人退出劳动力市场后，比男性老年人能够更快地转变社会角色，融入家庭和社区，从而获得更好的晚年生活体验。从婚姻状况来看，已婚的老年人生活满意度高于未婚丧偶老年人的生活满意度。这表明，配偶是老年人的重要精神支撑，在生活中具有重要的意义。对于自评健康因素，自评健康较好的老年人的生活满意度显著高于自评健康较低的老年人的生活满意度。这说明，心理状态和身体健康水平对于老年人的晚年生活具有重要影响。户籍变量伴随着控制变量的调整呈现着不同的显著性水平，在模型3中，该变量不再显著。

家庭特征层面，老年人与子女关系变量、老年人与子女是否同住变量分别在1%、5%的水平上显著为正，表示与子女关系较好、与子女同住的老年人比与子女关系较差、不与老年人同住的老年人的生活满意度更高。这一结论与王萍的结论较为一致[35]，充分体现出代际的情感支持、物质供给能显著提高老年人的生活满意度[36]，与我国传统的家庭观念也较为契合。

社会特征层面，社会地位变量通过了1%的显著性水平检验，系数为正，说明自评社会地位较高的老年人相比自评社会地位较低的老年人，生活满意度更高。这反映出当前我国老年人对于自身能力和自身价值的重视程度。社会信任变量通过了1%的显著性水平检验，说明社会信任程度较高的老年人相比社会信任程度较低的老年人生活满意度更高。老年人的社会信任程度越高，其参与社会并实现友好、持续的社会互动的可能性就越大，情感需求越能够得到满足，生活满意度也更高。

表2 基准回归结果

(二)稳健性检验

心理学研究学者Diener对主观幸福感进行了归纳和总结，主观幸福感由四部分构成：生活满意度(过去、现在和未来)、消极情感体验、积极的情感体验以及对生活各方面的满意度[37]。其中，生活满意度是主观幸福感的主要内容，生活满意度和主观幸福感具有较强的关联性。因此，本文将通过CFPS成人问卷中“您有多幸福(分)”这一问题形成的主观幸福感变量作为老年人生活满意度的替代变量进行稳健性检验，具有一定的合理性和科学性。根据问题“您有多幸福(分)”的打分情况(1～10分)，主观幸福感分为很幸福、比较幸福、一般、较不幸福和非常不幸福五种情况，相应赋值为5、4、3、2、1。经统计，主观幸福感这一变量的均值为4.05，说明老年人的主观幸福感较高。根据表3所示，将主观幸福感作为被解释变量纳入基准回归模型中，并依次加入个人体征变量、家庭特征变量以及社会特征变量，形成模型4、模型5和模型6。结果显示，三个模型中人际关系变量通过了1%的显著性水平检验，系数为正，说明人际关系能够提升老年人的主观幸福感。该结论与表2的实证结论基本相同，说明基准回归结果具有稳健性。

表3 人际关系对老年人主观幸福感的影响

同时文章将生活满意度进行重新赋值，生活满意赋值为1 ，生活不满意赋值为0(1)生活满意度原赋值1、2、3分别表示很不满意、较为不满意以及满意度，现将这三种情况均赋值为0，表示老年人生活满意度水平较低；生活满意度原赋值4、5分别表示较为满意、非常满意，现将这两种情况均赋值为1，表示老年人生活满意度较高。，用二元Logit模型对人际关系和老年人生活满意度的关系进行重新估计。依次对个体体征、家庭特征以及社会特征进行控制后，形成模型7、模型8、模型9。表4显示，三个模型中人际关系均通过了1%的显著性水平检验，且系数为正，说明人际关系能够显著提升老年人生活满意度。该结论和表2的实证结论一致，进一步说明基准回归结果具有稳健性。

表4 人际关系对老年人生活满意度影响的再估计

(三)内生性问题与自选择偏差处理

为了尽可能地减少内生性问题和选择性偏差对基准回归的影响，本文采用倾向得分匹配法对实证结果进一步检验。在进行最近邻匹配后，选用半径匹配法和核匹配法对结果进行再次验证，并同时进行均衡性检验和共同支撑检验。表5为均衡性检验的结果，匹配后各变量的标准偏差绝对值均小于10%，除年龄外，各变量P值均不显著，表明匹配后的各变量在处理组和控制组之间差异性较小。由表6可知，均衡检验后，模型的整体标准偏差由11.8%下降到1.3%，中位数由11.1%下降到0.6%，匹配后的样本均衡性较好。图1为倾向得分的密度函数，可以发现，匹配前后的控制组和处理组的密度函数分布具有一定的差别，匹配后两组之间的密度函数分布明显更加趋同，由此，控制组和处理组之间通过了平衡支撑检验。上述检验结果表明，倾向得分匹配对选择性偏差进行了消除，有效减少了自选择问题对回归结果的影响。

表5 均衡性检验结果

表6 模型匹配前后的标准偏差均值和中位数

匹配前 匹配后

表7 倾向得分匹配结果

表7显示了倾向得分匹配的结果。从中可以看到，最近邻匹配后的参与者的平均处理效应(ATT)为0.1359，远小于匹配前的参与者平均处理效应(0.2569)，也就是说在控制自选择偏差后，人际关系对老年人的生活满意度的净效应为13.59%。半径匹配和核匹配的参与者平均效应为0.1423和0.1421，与最近邻匹配的结果基本一致，说明倾向得分匹配后的结果和基本回归结果保持了较高的统一性，但如果不进行的倾向得分匹配，人际关系对老年人的生活满意度的影响将会高估。因此采用得分倾向匹配较好地解决了自选择偏差和内生性问题。

五、人际关系对老年人生活满意度的交互效应与异质性分析

(一)交互效应分析

人际关系是社交自信和社交兴趣的综合体现，社交自信与老年人的收入水平可能具有一定的关联性，社交兴趣与老年人的社交方式存在联系。因此，人际关系对老年人生活满意度的影响可能受到其自身收入水平和人际交往方式的调节。基于此，本文选取老年人收入水平和移动上网两个变量来进一步探究两者之间的关系。收入水平主要是通过问卷中的问题“把工资、奖金、现金福利、实物补贴都算在内，并扣除税和五险一金，您这份工作一般每月的收入是多少”获得，其为连续性变量(2)为缩小数据之间的差距及压缩数据的尺度，作者对收入水平取对数处理，同时收入水平变量中存在大量0值，在取对数时做了加1处理。。据统计，收入均值为 516.0899，表明老年人月收入水平较低。移动上网情况通过问卷中的问题“是否移动上网”来获取，移动上网赋值为1，否则赋值为0。据统计，该变量均值为0.119，表明移动上网老年人占比较低。

表8 交互效应分析结果

表8显示了收入水平和移动上网交互项对老年人生活满意度的影响。在对个体特征、家庭特征以及社会特征控制后，依次加入人际关系与收入水平的交互项和人际关系与移动上网的交互项，形成模型7和模型8。模型7的结果显示，人际关系与收入水平的交互项系数值为正，且通过了10%的显著性水平检验，说明老年人在有一定收入时，人际关系对老年人生活满意度的影响会增强。产生这一现象的原因可能是，当老年人有收入时，心里的获得感和满足感更强，会更加自信坦然地开展人际交往活动，从而获得更加紧密的人际关系。因此，收入水平会对人际关系和老年人生活满意度之间关系产生促进作用。收入在人际关系对老年人生活满意度的影响过程中起到重要的调节作用，侧面验证了我国社会保障制度和老年人力资源再开发的重要意义：社会保障制度中的社会保险和社会救助保证了老年人的收入底线，老年人能够通过定期获一定的收入来维持基本的生活；老年人力资源的再开发为老年人提供了再就业的途径和方式，促使老年人在退休之后通过再次就业，实现自身价值并获取一定的收入。这两项积极应对人口老龄化的措施，可促进人际关系对老年人生活满意度的正向影响，使老年人晚年生活更加丰富，精神慰藉的心理需求得到更好的满足。

模型8结果显示，人际关系与移动上网的交互项为负，且通过了5%的显著性水平检验，说明老年人使用移动设备上网会抑制人际关系对老年人生活满意度的促进作用。产生这一现象的原因包括两个方面：一方面，互联网信息技术的发展在为老年人提供更多人际交往方式的同时，也减少了亲情、友情乃至邻里之间面对面互动和交流的机会，老年人仅维系着形式上的社会交往关系，由社交给老年人带来的生活满意度水平降低；另一方面，移动上网可以让老年人及时获取最新消息，充实了老年人的生活，增加了老年人自我独处时间和独处意愿。综上，移动上网可能会抑制人际关系对老年人生活满意度的影响。

(二)异质性分析

本文进一步将样本按照性别、户籍进行划分，来探究人际关系对老年人生活满意度影响的群体性差异。

表9 异质性分析

在性别方面，男性子样本通过了5%的显著性水平检验，女性子样本通过了1%的显著性水平检验，二者系数分别为0.126和0.185。这说明，无论是男性还是女性，人际关系对老年人生活满意度都具有显著的促进作用。但是对于女性老年人来说，人际关系提升生活满意度的促进作用更加显著。人际关系对老年人生活满意度的影响存在性别上的差异。产生这一现象的原因可能是：女性相比男性来说更加倾向于语言表达，其对社交交往关系有着更加强烈的需求；而男性在我国传统文化理念下，更倾向于自我调节和梳理情绪，对于社交的渴望往往没有女性那么强烈，其人际关系对生活满意度的促进作用相对女性较弱。综上分析，分性别样本回归结果与本文基准回归结果保持一致。

在户籍方面，城市子样本通过了5%的显著性水平检验，农村子样本通过了1%的显著性水平检验，二者系数分别为0.120和0.163。这说明，对于不同户籍的老年人来说，人际关系对生活满意度都发挥显著的促进作用，但是对于农村户籍老年人来说，人际关系提升生活满意度的促进作用更加显著。这表明，人际关系对老年人生活满意度的影响存在城乡差异。产生这一现象的原因可能与我国当前的城镇化进程相关。城镇化在带来我国经济增长的同时，也在一定程度上导致农村年轻劳动力外流，农村老年人的子女不在身边的居多，因此农村老年人相比城市老年人更需要通过外界的人际交往关系来获得精神慰藉。基于此，相对城市老年人，农村老年人人际关系对生活满意度的影响更加显著。未来，在乡村振兴战略下，如何平衡城乡建设，如何促进农村老年人和城市老年人生活状态的改善是值得社会各界思考和关注的重要内容。综上分析，分户籍样本回归结果与本文基准回归结果保持一致。

六、结论与建议

积极老龄化是用一个积极的、正面的思维逻辑去分析和应对人口老龄化所带来的社会问题，其强调人口老龄化需要全社会的共同参与。它不仅体现在国家的宏观政策层面，也体现在老年人个体积极面对晚年生活等微观层面。老年人的人际关系体现了其社交自信和社交兴趣，是丰富老年人生活、提升老年人社会价值的重要层面，对老年人的晚年生活产生重要的影响。基于此，本文研究了人际关系和老年人生活满意度之间的关系，对新时代老年人需求层次进行有效识别，并从微观层面来探究我国积极应对人口老龄化的意义和方向。本文的具体结论如下：

基准回归结果表明，人际关系能够显著的促进老年人的生活满意度，在稳健性检验和处理内生性问题和自选择偏差后，研究结论依旧成立；交互效应分析表明，当老年人具有收入或进行移动上网时，会抑制人际关系对老年人生活满意度的促进作用；异质性分析表明，人际关系对老年人生活满意度的影响具有性别和城乡差异，人际关系对女性和农村地区的老年人有更加显著的促进作用。

基于以上研究，本文提出利用人际关系提升老年人生活满意度的建议：

1.积极推动社区居家养老的发展

在我国传统养老理念影响下，很多老年人更倾向于在熟悉的地方养老。在熟悉的氛围中，老年人的社会交往意愿更高。建议大力发展社区居家养老服务网络，积极探索“社区嵌入式”养老新模式，使老年人获得专业化养老服务的同时，社交需求得到更好满足。

2.合理开发和利用老年人人力资源

发挥老年人的主观能动性是积极应对人口老龄化的重要内容。很多老年人在退休后往往还有一定的工作能力，并期望继续创造社会价值。建议政府号召及组织企业、社会组织为退休后愿意继续工作的老人提供工作机会，并对为老年人提供工作岗位的行为加以奖励，设置老年人弹性工作制度，完善老年人再就业服务体系，使老年人在增加收入的同时，还能保持与社会的联系，有更多的人际交往机会，同时实现社交需求和尊重需求的满足。

3.多渠道为老年人群体提供沟通交流的平台和活动

老年人之间有较为相似的人生阅历，在互动过程中更容易相互理解和产生情感共鸣。建议政府、社区定期举办老年联谊会等文化体育娱乐活动，通过老年大学等形式组织老年人共同学习，帮助老年人更新观念、学习技能、增进交流，促进其生活满意度的提升。