中西部地区老年人社会参与、自我管理、社会凝聚力与健康的关系

贾冰云，王志中，姚尚满

山西医科大学人文社会科学学院，山西 030001

第七次全国人口普查数据显示，除西藏外，我国中 西部其余19 个省份65 岁及以上老年人口比重均超过7%[1]，全部进入人口老龄化阶段。与东部地区相比，中西部地区经济发展、卫生服务相对滞后，客观上给数量庞大的老年人口的健康造成不利影响。为了实现健康老龄化和健康中国战略目标，研究中西部地区老年人健康促进因素至关重要。老年人健康是一个受遗传、环境、保健服务和生活方式相关因素影响的概念[2-3]，早期研究多从个体视角关注吸烟[4]、饮酒[5]、睡眠[6]、体育运动[7]等行为对老年人健康的影响，之后转向从群体视角对获取社会支持[8]、社会资本[9]等行为的探讨。近年来，社会资本中的社会参与作为生活方式的一个重要维度，对老年人健康的积极影响受到广泛关注。现基于2017 年中国综合社会调查（CGSS）数据，就社会参与对我国中西部地区老年人健康的影响、社会参与能否成为衡量老年人健康状况的有效指标、社会参与影响老年人健康的作用机制进行分析，以期通过促进社会参与改善中西部地区老年人健康状况。

1 理论基础：社会参与及其维度

普特南将社会资本定义为网络、信任和规范，它们有利于产生互惠的行动与合作[10]，社会资本的不同维度和形式通过创造社会支持、社会影响、社会控制、社会参与、物质资源获取、信任和集体行动影响健康，这些都对健康产生更具体的后果，社会资本具有改善个人和社会健康的潜力[11]。社会参与作为社会资本的关键组成部分，可定义为在闲暇时间从事社会活动，包括在家庭、社区、社会层面所参与的正式或非正式活动，在参与活动过程中发挥作用，最终实现个人价值[12]，社会参与是成功老龄化的关键指标，与死亡率、发病率和生活质量有关[13]。

为区分不同类型社会资本的影响，普特南进一步将社会资本划分成强关系中的社会资本和弱关系中的社会资本。强关系中的社会资本产生于拥有相似社会经济地位特征、生活方式和态度的参与者中，而弱关系中的社会资本需向拥有非相似性（可能是更好的）资源的人获取[14]，对两者弱操作化，即为非正式参与和正式参与[8]。非正式参与通常是指个体在非正式环境中，与密切的社会关系和个人关系的互动，如与家人、朋友、亲戚、邻居、同事等的互动；正式参与是指与既定组织的积极互动，如参与志愿服务、有偿工作、社交俱乐部和组织等[15-16]。个体在两个社会参与维度上积累的差异性影响了其获得的社会资本总量，并且形成不同的自我认知和社会认知，进而影响生活方式、社会行为，甚至健康状况。

2 研究假设：社会参与影响健康的作用机制

以往研究证实，社会参与是社会群体重要的健康保护因素[17]，在此基础上，学者进一步开始关注不同类型社会参与对健康的差异化影响。现在对已有文献进行回溯和借鉴的基础上，从非正式参与和正式参与两个维度归纳社会参与对健康影响的作用机制，提出假设并检验。

2.1 非正式参与对健康的影响

非正式参与对健康的影响效应得到了学者的广泛关注，学者认为各种形式的非正式参与有利于促进个体健康[18]，对4 年死亡率有保护作用，对健康相关生活质量有积极影响[19]。非正式参与的健康影响存在性别、城乡等差异。与女性老年人相比，非正式参与更有利于增加男性老年人的健康照顾使用率[20]。强烈的非正式联系可能会增强农村个体的心理健康，即农村居民可能比城市居民从非正式的社会参与中获益更大[21]。总体而言，非正式参与通过两种途径影响个体健康。首先，自我管理介导了非正式参与对健康相关生活质量的正向影响[19]。在同伴群体中的非正式参与使个体获得相互交流和学习的机会，进而尝试健康行为的自我管理，如在运动、饮食等方面，从而获得更健康的生活方式。其次，非正式参与是非正式支持的前因子，个体通过非正式参与从而与家庭成员、朋友、邻居等建立高质量关系，并从中获得非正式社会支持[22]，包括以表达信任和同理心为主的情感支持和以提供实际援助与服务为主的工具支持，这些情感与工具支持被证明对个体身心功能的恢复有强大刺激作用和健康促进作用[23]。非正式参与对个体健康有促进效应，因此，提出本研究的第1 个假设，即非正式参与水平越高，老年人的健康水平越高。

2.2 正式参与对健康的影响

现有研究证实非正式参与对健康有促进作用，同时也关注到正式参与在维护健康方面的重要性。已有研究表明，正式的社会参与是预防慢性疾病发生或发展的保护因素[24]。正式志愿活动的参与对自我感知健康有正向影响[25]。参加正式的协会可支持良好的健康和健康行为[26]。正式参与的健康影响存在性别差异。一项关于正式参与影响健康的研究发现，正式参与能减少女性慢性病发病率，但对男性影响不明显[27]。正式参与对健康的影响路径有3 条：1）正式社会参与的健康影响可能与其通过群体成员身份强化个人社会认同感有关，社会认同理论假设，群体认同影响个人对身体症状的评价/反应方式，并影响其健康行为[24]。2）参与正式组织的个体更易保持健康的生活方式，并从中获得健康。3）群体成员通过工作、志愿服务等正式参与形式保持对社会有意义的承诺或贡献，进而促进积极的健康。正式参与能够促进个体健康水平的提升，因此，提出本研究的第2 个假设，即正式参与水平越高，老年人的健康水平越高。

2.3 社会参与影响健康的中介机制

基于分析发现，正式和非正式社会参与影响健康的作用机制可能通过两种中介实现。1）自我管理：社会参与程度较高的个体可以获得更高的自我管理能力以抵御疾病风险，实现健康；2）社会凝聚力：有社会参与行为的个体受所在组织赋予的认同感、规范、使命感影响，更易保持良好的生活方式、心理状态和社会交往行为，保持健康状态。为了进一步分析社会参与影响老年人健康的作用机制，加入能够代表自我管理和社会凝聚力的中介变量展开路径分析，并基于此提出第3 个假设，即社会参与对老年人健康水平的促进作用可以通过增强自我管理和提升社会凝聚力实现。

3 数据来源

以2017 年CGSS 结果为数据来源。CGSS 是中国第1 个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目，采取分层抽样方法获取样本，调查地点涵盖中西部所有省份，数据质量较高。2017 年CGSS 数据发布于2020 年10 月，是目前研究中国社会问题的最新数据之一，数据有效样本总量为12 582 份，包括783 个变量。选取居住地、婚姻、收入等变量，样本选取群体设定为“中西部地区65 岁及以上老年人”，再根据对相应变量分析结果，删除缺失值、极端异常值，最终纳入分析的有效样本数量为2 379 份。

4 变量设定

4.1 因变量

以老年人健康水平为因变量，健康水平既可以通过客观健康指标测量，也可以由主观健康自评反映。自评健康是一种广泛使用的、全面的、稳定的健康衡量方法，反映了个体对其健康状态的感知，是健康老龄化的组成部分，是未来不良健康事件的一个影响指标[28]。采用自评健康反映中西部地区老年人的健康水平，问题为“您觉得您目前的身体健康状况是？”很不健康=1；比较不健康=2；一般=3；比较健康=4；很健康=5。

4.2 自变量

以正式参与和非正式参与为自变量。1）正式参与体现为参与既定组织的活动，用参加团体组织活动的频繁程度反映。问题为“在过去12 个月里，您参加下列团体组织活动的频繁程度是？”，包括“休闲团体、体育团体或文化团体组织的活动”“政党、政治团体或政治社团组织的活动”“慈善组织或宗教组织的志愿活动”3 个观测指标，对应答案包括“1 周1 次或更多”“1个月1～3 次”“去年参加了几次”“去年参加了1 次”“从未参加”5 个选项，借鉴Sirven 等[29]的处理方法，将每项活动的回答改为二分类变量，即“去年参加了几次”“去年参加了1 次”“从未参加”代表正式参与程度低（计0分），“1 周1 次或更多”“1 个月1～3 次”代表正式参与程度高（计1 分）。据此构建中西部地区老年人正式参与指数（范围为0～3 分）以衡量正式参与水平。2）非正式参与表现为参与非正式环境中的活动，用参与亲朋好友聚会的频繁程度反映。问题为“过去1 年，您是否经常在空闲时间从事以下活动？”，以“与不住在一起的亲戚聚会”作为非正式参与中一类观测指标，对应答案 包 括“每 天”“1 周 数 次”“1 个 月 数 次”“1 年 数 次 或 更少”“从不”，将答案改为二分类变量，即“1 年数次或更少”“从不”代表非正式参与程度低（计0 分），“每天”“1周数次”“1 个月数次”代表非正式参与程度高（计1分）。以“请问您与邻居进行社交娱乐活动（如互相串门、一起看电视、吃饭、打牌等）的频繁程度是？”和“请问您与其他朋友进行社交娱乐活动（如互相串门、一起看电视、吃饭、打牌等）的频繁程度是？”作为非正式参与的另外两类观测指标，对应答案包括“几乎每天”“1周1 次 或2 次”“1 个 月 几 次”“大 约1 个 月1 次”“1 年 几次”“1 年1 次或更少”“从来不”，将答案改为二分类变量，即“1 年 几 次”“1 年1 次 或 更 少”“从 来 不”代 表 非 正式参与程度低（计0 分），其余答案代表非正式参与程度高（计1 分）。据此构建中西部地区老年人非正式参与指数（范围为0～3 分）以衡量非正式参与水平。

4.3 中介变量

基于已有分析可知，自我管理和社会凝聚力可能是社会参与影响中西部地区老年人健康状况的中介因素，因此，选择这两个变量为中介变量。1）自我管理：问题“在过去1 年中，您是否经常在空闲时间做下面的事情？”，包括“社交/串门”“休息放松”“学习充电”3 个观测指标，对应答案包括“从不”“很少”“有时”“经常”“非常频繁”，将答案改为二分类变量，“从不”“很少”“有时”代表缺乏自我管理（计0 分），其余代表具备自我管理能力（计1 分）。据此构建自我管理指数（范围为0～3 分）以测量自我管理水平。2）社会凝聚力：问题“在过去的4 周里，您多久会有一次这样的感受？”，包括“感觉缺少陪伴”“感觉被其他人孤立”“感觉被冷落了”3 个观测指标，对应答案包括“从不”“很少”“有时”“经常”“很频繁”，将答案变为二分类变量，“有时”“经常”“很频繁”代表社会凝聚力低（计0 分），其余代表社会凝聚力高（计1 分）。据此构建社会凝聚力指数（范围为0～3 分）以测量社会凝聚力水平。

4.4 控制变量

主要控制变量包括性别（男=1；女=2）、个人收入（在统计处理时为避免极值对模型稳定性的影响，取对数）、婚姻状况（未婚=0；已婚=1）、文化程度（小学及以下=0；初中及高中=1；专科及以上=2）、居住地（城市=1；农村=2）、自评健康（很不健康=1；比较不健康=2；一般=3；比较健康=4；很健康=5）。

5 变量统计描述

对2 379 名老年人的变量进行统计，结果显示，男1 191 人（50.1%），女1 188 人（49.9%）；个人年收入经对数化处理后为（3.26±1.77）；未婚663 人（27.9%），已婚1 716 人（72.1%）；小学及以下1 671 人（70.2%），初 中 及 高 中647 人（27.2%），专 科 及 以 上61 人（2.6%）；居住地为城市927 人（39.0%），农村1 452 人（61.0%）；自评健康中，很不健康277 人（11.6%），比较不健康762 人（32.0%），一般651 人（27.4%），比较健康572 人（24.0%），很健康117 人（4.9%）；老年人非正式参与得分为（1.10±0.99）分；正式参与得分为（0.04±0.24）分；自我管理得分为（0.87±0.77）分；社会凝聚力得分为（0.74±1.23）分。

6 实证结果分析

为系统研究社会参与对中西部地区老年人健康的作用机制，首先，运用Ordinal Logit 嵌套回归分析模型分析社会参与对中西部地区老年人健康的影响效应，并采用倾向得分匹配法（PSM）对模型可能涉及的内生性进行处理。其次，纳入自我管理和社会凝聚力两个中介变量，进一步分析社会参与影响老年人健康的方式。最后，为研究社会参与和中介变量作用的结构性差异并检验全样本分析的稳健性，在上述分析基础上，依据性别和婚姻状况对样本进行分析，检验社会参与和中介变量的作用机制。

6.1 基于Ordinal Logit 嵌套模型的全样本分析

因变量老年人自评健康是有序多分类变量，故建立Ordinal Logit 模型进行回归分析。为呈现不同变量控制条件下社会参与对老年人健康的影响效应，构建包括4 个Ordinal Logit 模型在内的嵌套模型，见表1。1）模型1 为纳入控制变量的基准模型，回归结果表明，性别、个人收入、婚姻状况、文化程度和居住地对中西部地区老年人的自评健康均有显著影响（P＜0.10）。具体来看，男性比女性的自评健康状况更好。个人收入较高的老年人自评健康状况较高。已婚老年人比未婚老年人自评健康状况更好。随着文化程度的提高老年人自评健康状况提高。居住在城市的老年人自评健康状况比居住在农村的老年人更好。2）模型2 纳入非正式参与和正式参与两个变量，在控制其余变量的情况下，回归结果显示，非正式参与和正式参与对中西部地区老年人的健康自评结果均有影响（P＜0.05）。在控制其他变量的情况下，随着非正式参与的程度提高，老年人更可能报告较好的健康自评结果，说明与亲朋好友的互动对老年人健康有积极影响。这一结果初步证实了本研究提出的第1 个假设，即非正式参与水平越高，老年人的健康水平越高。正式参与对中西部地区老年人的自评健康有影响，随着正式参与的程度提高，老年人更可能报告较好的健康自评结果。说明老年人如果能够积极融入各类正式的社会团体中，广泛参加团体组织的体育锻炼、志愿服务等活动，就可能保持更好的健康状态。这一结果初步证实了本研究提出的第2 个假设，即正式参与水平越高，老年人的健康水平越高。3）模型3 将自我管理纳入回归分析，结果显示，自我管理对中西部地区老年人健康自评有正向影响，自我管理能力越强，老年人越可能报告较好的健康自评结果。同时，非正式参与和正式参与对老年人健康的影响依然显著，但非正式参与的回归系数有所改变，由0.21 变为0.18，说明非正式参与对老年人健康的积极影响部分是由老年人自我管理能力提升实现的。4）模型4 纳入了社会凝聚力这一中介变量，回归分析结果显示，社会凝聚力正向影响中西部地区老年人的自评健康，社会凝聚力越强，老年人越可能报告较好的健康自评结果。在纳入社会凝聚力变量后，正式参与的回归系数和显著性水平均发生改变，回归系数由0.34 减小为0.26，显著性由显著转变为不显著。说明社会凝聚力是社会参与影响老年人健康的中介机制。这一结果初步证实了本研究提出的第3 个假设，即社会参与对老年人健康水平的促进作用可以通过增强自我管理和提升社会凝聚力实现。

表1 社会参与影响中西部地区老年人健康的全样本回归分析

6.2 中介效应的进一步分析

社会参与回归系数在嵌套模型中的变化情况研究证明中介变量（自我管理和社会凝聚力）能够对自变量的回归系数产生稀释作用，即反映了社会参与回归系数的相对大小的变化，并不能反映中介变量作用的大小。这是由于Ordinal Logit 模型存在未被观测到的异质性问题，模型间回归系数不能像线性回归模型一样进行简单直接比较[30]。因此，采用Kohler 等[31]提出的KHB 方法对中介变量的效应大小进行比较。KHB 方法可以通过Stata 软件实现，结果见表2。1）自我管理对社会参与的中介效应结果显示，自我管理对非正式参与的中介效应显著，为0.041，中介效应比为17.01%，对正式参与的中介效应不显著，说明自我管理对非正式参与起到中介效应，对正式参与没有明显的中介效应。2）社会凝聚力对非正式参与的中介效应不显著，对正式参与的中介效应显著，为0.088，中介效应占比为16.21%，说明社会凝聚力对正式参与有较强的中介效应，对非正式参与没有明显中介效应。3）自我管理和社会凝聚力共同解释了非正式参与改善中西部地区老年人健康状况效应的18.11%，正式参与的21.96%，说明社会参与较大程度上通过自我管理和社会凝聚力两个中介变量的提高促进中西部地区老年人健康状况的提升。

表2 自我管理和社会凝聚力的中介效应分析

6.3 模型可能存在的内生性和倾向得分匹配法检验

回归模型对社会参与的健康效应估计可能存在内生性。中西部地区老年人的社会参与这一事件可能不是随机的，存在选择性偏差，如在测量变量非正式参与时，健康老年人更有可能进行非正式参与，因而非正式参与的得分较高，但不健康的老年人非正式参与得分较低，模型可能存在因样本选择偏差出现的内生性问题。因此，以老年人非正式参与为例，使用倾向得分匹配法检验，通过对中西部地区老年人进行分组匹配，估计非正式参与对老年人自评健康的平均处理效应（average treatment effect on the treated，ATT），以消除模型内生性问题。由于倾向得分匹配法是在共同支撑假设的前提下，通过精确匹配的方式，为处理组找到一个反事实对照组，考察社会参与对老年人健康自评的影响，而非正式参与是一个离散变量，不能进行精确匹配，因此需要将其转化为二分类变量，以确定处理组和对照组。样本中非正式参与的得分分布为0～3 分，将0 分和1 分样本归并为“非正式参与程度低”组，作为对照组（占62.46%），将2 分和3 分样本归并为“非正式参与程度高”组，作为处理组（占37.54%），以此生成倾向得分匹配法的处理变量。

依次使用最近邻匹配法、卡尺匹配与核匹配法计算非正式参与对老年人自评健康的平均处理效应，结果均显示，非正式参与对中西部地区老年人自评健康水平有显著正向影响，3 种匹配方式的平均处理效应分别为0.200，0.226，0.227。见表3。

表3 非正式参与对中西部地区老年人健康影响的ATT 效应

平衡处理组和对照组间匹配变量的分布是倾向性得分匹配的目的之一，故在对变量非正式参与完成匹配后，还需要对结果进行平衡性检验。以最近邻匹配平衡性检验为例，结果显示，除正式参与外，匹配后其他匹配变量的标准化偏差绝对值均＜10%，且匹配后的匹配变量t检验结果显示处理组和对照组间差异不明显，匹配结果的平衡性较好。倾向得分匹配法检验结果表明，非正式参与对中西部地区老年人自评健康的正向显著改善效应稳健。见表4。

表4 最近邻匹配的平衡性检验

6.4 样本回归和稳健性再检验

分样本回归一方面可以检验社会参与在不同特征群体中的影响效应，另一方面可以将回归结果与总样本回归结果作比较，以检验总样本回归结果的稳健性[32]。全样本分析结果显示，性别和婚姻状况均对中西部地区老年人的自评健康产生影响，并且不同性别和婚姻状况下的个体社会参与意愿和程度有所不同，因此，进一步在不同性别和不同婚姻状况的分样本中分析社会参与对老年人健康状况影响的效应和机制。

6.4.1 性别

表5 性别分样本回归结果中，模型5 为男性样本未纳入中介变量的回归结果，结果显示，在控制其他变量后，非正式参与和正式参与均对男性老年人的健康产生显著的正向影响，与全样本回归结果基本一致。模型6 为男性样本纳入中介变量的回归结果，结果显示，自我管理对男性老年人的健康状况产生显著的正向影响，但社会凝聚力的影响不显著。同时，非正式参与和正式参与依然显著，但非正式参与的回归系数由0.26减少为0.23，正式参与的回归系数由0.40 减少为0.38。模型7 为女性样本未纳入中介变量的回归结果，结果显示，在控制其他变量后，非正式参与对女性老年人的健康状况产生显著的正向影响，但正式参与未对其产生显著影响，与全样本回归结果有所不同。模型8 为女性样本纳入中介变量的回归结果，结果显示，社会凝聚力对女性老年人的健康产生显著的正向影响。同时，非正式参与的回归系数由0.16 减少为0.13，说明中介变量具有促进社会参与影响健康的作用机制。性别分样本回归检验结果表明，全样本中分析的社会参与对中西部地区老年人健康的正向影响和中介变量作用机制稳健。

表5 性别分样本回归结果（回归系数）

6.4.2 婚姻状况

表6 婚姻状况分样本回归结果中，模型9 和模型11 为未纳入中介变量的回归结果，结果显示，已婚和未婚状态下的非正式参与、已婚状态下的正式参与均对老年人健康状况有显著正向影响。模型10 和模型12 为纳入中介变量的回归结果，模型10 显示，非正式参与的回归系数由0.18 下降为0.13，且不再显著，仅自我管理具有显著性，说明自我管理是非正式参与提升老年人健康状况的主要中介变量。模型12 显示，非正式参与和正式参与的回归系数均有所下降，非正式参与的回归系数由0.23 下降为0.21，依然显著，正式参与的回归系数由0.31 下降为0.23，且不再显著。同时，自我管理和社会凝聚力均有显著性，是社会参与改善老年人健康状况的中介变量。婚姻状况分样本检验结果表明，非正式参与和正式参与对中西部地区老年人健康状况有显著促进作用，且自我管理和社会凝聚力是中介机制，全部样本回归结果稳健。

表6 婚姻状况分样本回归结果（回归系数）

7 结论及建议

本研究基于普特南的社会资本理论，研究了社会参与对中西部地区老年人健康状况的影响。利用Ordinal Logit 嵌套模型分析非正式参与和正式参与对老年人的影响效应，并利用KHB 分解法分析了中介变量自我管理和社会凝聚力在其中发挥作用的机制。全样本回归分析结果表明，非正式参与和正式参与对中西部地区老年人健康状况有显著正向促进作用，老年人非正式参与和正式参与的程度越高，老年人越可能报告较好的健康自评结果，该结果在倾向得分匹配法检验中依然成立。中介效应分析结果表明，自我管理和社会凝聚力作为中介变量可以显著提升社会参与对老年人健康状况的影响。但两个中介变量的影响效应存在维度差异，自我管理对非正式参与有较强的中介效应，对正式参与的中介效应不显著，社会凝聚力对正式参与有较强的中介效应，对非正式参与的中介效应不显著。同时，正式参与通过中介变量影响中西部地区老年人自评健康的效应更显著，中介效应比为21.96%，非正式参与的中介效应比相对较小，为18.11%。性别和婚姻状况分样本的回归分析结果验证了全样本回归结果的稳健性，同时显示社会参与和两个中介变量对不同特征样本的健康状况改善效应存在差异。非正式参与对男性和女性老年人均有健康促进效应，正式参与仅对男性老年人的健康有显著正向影响。同时中介变量分析结果表明，自我管理仅在男性老年人社会参与的健康促进中发挥中介效应，社会凝聚力仅在女性老年人社会参与的健康促进中发挥中介效应。已婚和未婚老年人的健康状况均受到非正式参与的显著正向影响，而正式参与仅在已婚老年人中发挥健康提升作用。中介变量的分析结果显示，正式参与和非正式参与可以通过增强自我管理改善已婚和未婚老年人的健康状况，社会凝聚力只是社会参与提升已婚老年人健康的中介变量。

基于已有分析提出4 点建议。1）为提升中西部地区老年人的健康获得感，地方政府应积极落实中共中央、国务院在2021 年11 月提出的《关于加强新时代老龄工作的意见》，注重老年人在维护自身健康中的主体性，促进老年人的社会参与，并提供配套资源、服务和平台，充分发挥社会参与在提升老年人健康水平中的作用。2）与亲人、邻居、朋友等互动的非正式参与是中西部地区老年人健康促进的重要方式，因此，各省老龄部门应在全社会营造尊老氛围，在家庭教育中融入老年知识，增进家庭成员对老年人的了解，增强亲人与老年人的互动[33]，同时社区应鼓励居民积极参与为老志愿服务，如开展结对子工作，增加老年人与邻里交往的机会，进而维护老年人健康。3）中西部地区老年人在公益机构、俱乐部等组织中的正式参与相对较少，不同省份、地区的政府还需结合本地特点在正式参与的内容、信息传递方式和渠道、时间、地点和场所、费用等方面做出适老化调整，基层政府开展并鼓励老年人加入社区老年大学、文体组织、志愿团队等[34]。4）政府部门要发挥组织动员作用，通过政策供给、财政投入等多种方式，引导医护力量及其他社会力量为老年人社会参与提供健康引导、活动空间和机会。