什么樣的老人更幸福? 作者:王積超,方萬婷 來源:《黑龍江社會科學》 更新時間:2019-04-03

什么樣的老人更幸福?
——基于代際支持對老年人主觀幸福感作用的分析

      一、引言
      聯合國發布的第25輪人口預測數據《世界人口展望(2017)》(World Population Prospects 2017)顯示,①中國60歲及以上老齡人口占總人口數達15.4%,較2000年的10.2%有大幅度的增加,并預測2050年我國老齡人口占比將達到35.1%。在我國人口老齡化進程不斷加快的過程中,有關老年人的問題得到學術界越來越多的重視和討論。隨著我國社會養老保障體系的不斷完善,部分學者認為我國家庭養老功能逐漸外移,我國社會處在家庭養老模式向社會養老模式轉變的過渡期。但有學者指出,隨著現代化的不斷發展,雖然我國家庭居住模式逐漸轉變,老年人與子女分居的現象越來越普遍,但父代與子代的聯系依舊很強,代際間通過不同的物質和精神形式聯系彼此,呈現出一種“分而不離”的代際關系[1]。不論是養老模式過渡期的觀點還是親代與子代“分而不離”的觀點,都反映出家庭的養老功能并未退出歷史舞臺,家庭在我國養老事業中仍具有不可替代的作用。家庭是老年人重要的活動場所,對老年人的生活具有重要影響。同時,隨著我國社會經濟的不斷發展,我國的主要矛盾發生轉化,人們的需求從對物質、文化的需要轉變為對美好生活的追求。我國相關政策意見也指出,②提升老年人的獲得感和幸福感是當前我國積極老齡化事業的重要一環,其中家庭養老發揮著基礎性作用,強化老齡事業建設中的代際支持具有重要意義。因此,當前對于老年人主觀幸福感的探討具有迫切的需要,并且研究代際支持對老年人主觀幸福感的影響具有重要的現實意義。
     回顧當前學術界關于代際支持與老年人主觀幸福感的研究發現,代際支持對老年人主觀幸福感的影響效果仍存在爭議,并且研究對于代際間雙向支持以及代際支持影響機制的探討較少。究竟代際支持是否影響老年人的主觀幸福感水平?不同類型的代際支持對老年人主觀幸福感的影響是否相同?它們如何作用于老年人的主觀幸福感?由此,本文選用2012年中國老年社會追蹤調查(CLASS)數據,通過對代際間經濟互助、日常生活照料、情感交流等方面的分析,探討了家庭代際支持對老年人主觀幸福感的影響。研究結果發現,當前我國老年人普遍感到生活幸福,但整體幸福感水平并不高,年齡大、個人收入高、自感身體健康狀況好、有配偶的女性老年人的主觀幸福感水平較高;代際間的經濟支持和情感交流狀況對老年人的主觀幸福感有顯著的積極作用,但日常生活照料的作用并不顯著,另外,代際間見面的頻率對老年人主觀幸福感的影響呈非線性存在。本文的研究成果在一定程度上豐富了代際支持對老年人主觀幸福感影響的討論,具有一定的理論意義;并且對改善當前老年人主觀幸福感狀況提供了經驗支持,有利于通過改善家庭代際支持狀況進而提升老年人主觀幸福感水平,具有一定的現實意義。
       二、文獻綜述
      幸福感是主體對于自身生活狀態的個體性主觀評價與感受,是用來測量其生活水平的重要指標之一。有學者曾指出[2][3],主觀幸福感(Subjective well-being,SWB)是個體在情感與認知方面對自身生活現狀及生活現狀與預想生活模式相吻合程度所做出的肯定性與概括性評價,評價結果取決于個體自身情緒對現實狀況的主觀反應,是個體生活質量與水平的一種綜合的、積極的和主觀的測量評價指標。當前,關于老年人主觀幸福感的研究表明,影響老年人主觀幸福感的因素主要包括人口特征、收入水平、健康狀況和社會支持等。其中,關于性別和年齡對老年人主觀幸福感影響效果的研究結果仍存在分歧。有學者發現[4][5],性別和年齡對老年人主觀幸福感水平并無顯著影響;也有學者指出,不同性別和年齡的老年人,其主觀幸福感水平也不相同。部分研究表明,女性老年人相比于男性老年人,其主觀幸福感水平更高[6];老年人的主觀幸福感會隨著年齡的增長因身體機能的退化而有所下降[7][8],相比于低齡老年人,高齡老年人的生活滿意度水平更低,更容易感到生活不幸福[9]。但也有研究指出,隨著老年人年齡的增加,其主觀幸福感水平呈上升趨勢[10],這主要是因為隨著年齡的增長,老年人的生活期望和生活壓力較低,生活目標更易得到滿足[11]。其次,老年人自身的經濟收入水平[12][13][14]、健康狀況[15]、婚姻狀態[16][17][18][19]、社會支持水平[20][21]都對老年人的主觀幸福感有顯著的正向影響,經濟收入水平高、健康狀況好、有配偶且社會支持較多的老年人的主觀幸福感水平更高,而家庭代際支持是非正式形式社會支持的重要組成部分。
      家庭代際支持是指家庭中不同代際間的互換關系,其類似于代際團結理論中的功能性團結——即在不同代際之間形成的資源互換和相互幫助。當前,國外關于代際支持的理論解釋包括權力理論、交換理論及合作群體理論[22]。國內關于代際支持的研究自費孝通先生[23]所提出的強調贍養在代際支持中起核心作用的 “反饋模式”開始,學者們先后對代際支持進行了進一步的細化及解釋。張敏杰[24]從子代對親代單方面的支持出發,將家庭代際支持劃分為經濟贍養、生活照料和精神慰藉三個方面。穆光宗[25]在此基礎上加入親代對子代的支持,強調代際支持不僅包括子代“自下而上”的支持,還包括親代“自上而下”的支持。簡言之,家庭代際支持分為經濟支持、生活照料和情感交流,并且這些支持涉及子代支持與親代支持兩個方面。
      當前,關于代際支持與老年人主觀幸福感的研究顯示,接受和給予代際支持對老年人的主觀幸福感均有顯著影響[26],代際間相互支持越多的老年人,越能夠感受到生活幸福[27][28],但接受和給予代際支持對老年人主觀幸福感的影響程度并不相同,相比于給予支持,老年人接受子代支持所獲得幸福感更強[29]。同時,除代際間相互支持對老年人主觀幸福感的直接作用外,接受和給予代際支持還通過老年人的自尊感和孤獨感作用于其主觀幸福感[30]。在經濟支持方面,接受子代的經濟支持能夠為老年人提供一定的物質保障[31],滿足其生活需求[32],提升其自身的幸福感水平[33][34][35]。但老年人給予子代經濟支持對其主觀幸福感的影響作用仍存在分歧。部分學者的研究成果顯示,給予子代經濟支持能夠提升老年人的自我效能,對其主觀幸福感有顯著的改善作用[36][37][38],但提供的經濟支持應保持適度[39][40];也有學者對此持反對態度,認為給予子代經濟支持會增加老年人的心理壓力,降低其主觀幸福感水平[41]。在日常照料方面,子代為親代提供的照料對老年人的主觀幸福感有顯著的影響[42],但其影響方向并不確定。有學者指出,子女為老年人提供的家務幫助越多,老年人越容易感到生活幸福[43][44];相反,賀志峰等學者則認為子女在為老年人提供日常生活照料時,由于代際間關于照料和溝通方式的差異,子女對老年人的生活照料反而成為提升老年人主觀幸福感水平的阻礙性因素[33]。而關于老年人為子女提供生活照料對其幸福感水平的影響結果呈現出一致性:老年人在退休后喪失的生產力能夠通過為子代提供生活照料再次出現而不至于產生無價值感,進而對其幸福感水平產生正向的影響[39][45][46]。 最后,國內外許多研究結果表明,情感交流比經濟支持和日常生活照料對老年人的主觀幸福感有更顯著的影響[47][48[49]。代際間的情感交流能夠提升老年人的主觀幸福感[50][51],其主要是從自尊感、孤獨感、恩情感和積極體驗四個方面對老年人的主觀幸福感產生影響[52][53][54]。
      綜上所述,雖然代際支持在老年人主觀幸福感的研究中備受關注,但當前關于二者關系的研究結果仍存在較多爭議。就已有研究成果來看,代際支持與主觀幸福感的研究存在以下幾點不足:首先,部分學者將家庭代際支持簡單地理解為子代對親代“自下而上”的單方面支持,忽視了親代給予子代支持對其主觀幸福感的影響。其次,已有研究較少涉及代際支持對老年人主觀幸福感的影響機制,且在僅有的影響機制解釋中,尚且缺乏理論指導。基于此,本文將依據馬斯洛的需求層次理論,從經濟支持、生活照料和情感交流方面對雙向代際支持與老年人主觀幸福感的關系進行實證分析。
      三、理論基礎與研究假設
      幸福感研究的目標理論指出,幸福感的獲得與個體的需求有關,當個體的需求得到滿足時,其主觀幸福感通常會得到提升,當個體需求不能充分得到滿足,其幸福感的體驗將會變差。美國心理學家亞伯拉罕·馬斯洛認為個體需求并非籠統的,而是存在層次性差異的,其在《人類的動機論》[55]中提出的需求層次理論將個體的需求分為生理需求、安全需求、情感和歸屬的需求、自尊需求、自我實現的需求五個方面,并指出這五種需求的層次依次遞進。代際支持中子代為親代提供經濟支持和生活照料屬于較低一級的生理需求和安全需求,老年人接受經濟支持和生活照料能夠保證其基本生活物質條件的獲得,利于其基本生活的穩定,進而使其感到生活幸福。基于此,本文提出假設:子代為老年人提供的經濟支持和生活照料對老年人的主觀幸福感有積極的作用,接受經濟支持越多的老年人越容易感到生活幸福(假設1),接受日常生活照料越多的老年人的幸福感水平越高(假設2)。其次,情感和歸屬的需求包括個體親情、友情、愛情和歸屬感等,代際間的情感交流能夠促進個體親情需求的滿足,當老年人感到代際關系融洽時,其更容易感到生活幸福。由此,本文提出研究假設3:代際間情感交流狀況越好、代際關系越融洽的老年人,其主觀幸福感水平越高。最后,老年人為子女提供經濟支持和日常生活照料有利于老年人成就感及個人價值感的獲得,滿足屬于較高層級的自尊的需求,進而有利于提升其主觀幸福感水平。因此,本文提出以下假設:老年人給予代際支持對其主觀幸福感有正向影響,給予子代經濟支持的老年人相比于沒有給予支持的老年人更容易感到生活幸福(假設4),同時老年人為子代提供日常生活照料也有利于幸福感水平的提升(假設5)。
      四、數據與研究方法
      (一)數據與變量
      1.數據來源
      本文用于實證檢驗的數據來源于2012年中國老年社會追蹤調查(CLASS)。該調查的調查對象為我國60周歲及以上的老年人,覆蓋我國內陸地區17個省級行政單位,是一項持續性的大型社會調查項目。該調查通過分層隨機抽樣的方法最終獲得1126個樣本,本文依據研究問題將數據進行初步處理后,最終獲得的有效樣本量為1085個。
      2.因變量
      本文選取的因變量為主觀幸福感。由于主觀幸福感是個體的一種主觀感受,并沒有客觀明確的評價指標體系,所以在研究過程中對其進行精準的測量較為困難,而當前關于主觀幸福感的研究主要通過自陳量表法對其進行操作化。測量主觀幸福感的自陳量表法主要是指直接詢問被研究者“總的來說,您覺得自己幸福嗎”,關于這一問題的選項設置則有三分法、四分法、五分法、七分法等多種形式。對于這種測量方法的信度和效度,Wilson曾將被研究者的回答與專家對被研究者的評估結果進行對比,發現兩種結果在多數情況下有較高的相似性和一致性[56],因此運用自陳量表法對主觀幸福感進行測量的結果具有可信度和有效性。基于此,本文選取這種自陳量表法的形式對老年人主觀幸福感進行測量。
      在CLASS(2012)問卷中有這樣一個問題:“您覺得自己幸福嗎?”備選答案包括:“1=‘很不幸福’、2=‘不太幸福’、3=‘一般’、4=‘比較幸福’、5=‘非常幸福’”。這道問題反映了被研究者對于自身幸福感的主觀評價,且答案含有程度上的差異,因此作定序因變量處理。
      3.自變量
      本文選取的自變量為家庭代際支持,沿用了過去學者對家庭代際支持類型的劃分,即經濟支持、日常生活照料和情感交流三個方面,本研究對這三方面的操作化如下。
      首先,經濟支持的測量包括子代給予親代的經濟支持和親代給予子代的經濟支持,這兩方面的經濟支持通過子代與親代間在過去12個月里是否給予對方錢、食品或禮物來進行測量。其次,日常生活照料也包括子代給予親代的照料和親代給予子代的照料兩個方面。子代給予親代的照料運用老年人在身體不適時是否希望子女來照料進行測量,親代給予子代的照料則通過老年人當前為子女做家務、照料成年子女以及未成年家庭成員進行測量,其中親代對子代的日常照料加總得出,分值越高表示老年人為子女提供的日常生活照料越多。最后,代際間的情感交流通過老年人與子女的親近感、相處的融洽程度以及子女愿意聽老人講心事的程度進行測量,分值越高表示親代與子代間的情感交流狀況越好。同時,本文還將老年人與子女間打電話和見面的頻率作為二者情感交流的測量,分值越高表示親代與子代間打電話或見面的頻率越高,進而,情感交流的情況越好。
      4.控制變量
      根據文獻綜述、相關社會理論及單因素Wald檢驗,本文還對一些影響老年人主觀幸福感的變量進行了控制。這些變量包括老年人的性別、年齡、個人收入(取對數)、配偶狀況、自感身體健康狀況等。其中,自感身體健康狀況劃分為五個等級(“1=‘很不健康’、2=‘比較不健康’、3=‘一般’、4=‘比較健康’、5=‘很健康’”),取值越高表示老年人的自感身體健康狀況越好。
      (二)研究方法
      由于本文所選取的因變量為定序變量(“1=‘很不幸福’、2=‘不太幸福’、3=‘一般’、4=‘比較幸福’、5=‘非常幸福’”),因此本文試圖選取定序logit回歸模型(ordered logit model)來檢驗家庭代際支持對老年人主觀幸福感的影響作用。
定序logit回歸模型的基本方程如下:
      lj(xi)=logPr(yij|xi )1-Pr(yij|xi)=αj+x′i β
      其中,xi為自變量;Pr為自變量xi的條件概率;β是在i個自變量條件下,因變量對應的每個自變量的回歸系數;αj是一個有j-1個取值的常數項,可作為基線累積發生風險。
      本文對定序logit回歸模型的平行假定進行了檢驗,結果顯示卡方檢驗不顯著(P=0.0593>0.05),接受虛無假設,等比例發生風險的假定在該數據中成立,符合定序logit回歸模型使用的前提條件,因而本研究最終采用定序logit回歸模型來討論家庭代際支持對老年人主觀幸福感的影響。
五、結果分析
      (一)描述性統計分析
      從數據的描述性分析(表1)來看,大多數老年人感到生活幸福,但整體幸福感水平并不高,其中感到生活幸福的老年人約占70%,而感到生活非常幸福的老年人所占比例不到20%。在代際間的相互幫助中,多數子女都會給老年人提供經濟支持(80.36%),而隨著子女的逐漸獨立以及老年人的退休等,只有少數老年人會給子女提供一定的經濟支持(35.35%)。在日常生活照料方面,當老年人生病時,希望由子女來照顧的老年人占近50%,而其他照顧者中希望由配偶來照顧的老年人占絕大多數。老年人為子女提供生活照料(如做家務、照料成年或未成年子女等)的均值為1.517,可以看出老年人為子女提供的日常生活照料處于一般水平,并沒有過多或過少的為子女提供日常生活幫助。在情感交流方面,老年人和子女在情感上非常親近,老年人表示子女都很容易相處,并且子女非常愿意聽老年人訴說心事,可以看出老年人與子女的情感親近度水平很高(均值為8.182)。老年人與子女打電話以及見面的頻率分布不均:多數子女每周至少打一次電話(38.09%)或幾乎天天聯系(24.78%),而老年人與子女的見面頻率中,一年只見幾次、每周至少見一次、幾乎天天見面的占多數(分別為20.36%,22.08%,32.89%)。我們猜想,一年只見幾次的子女可能和老年人相隔兩地,由于條件的限制只能在節假日與老年人相見,而每周至少見一次以及幾乎天天見面的子女可能與老年人的地理距離較近,有條件能夠經常與老年人見面。
      同時,在所分析的樣本中,老年人的男女比例接近1∶1,女性所占比例(51.02%)略多于男性(48.98%);年輕老年人占絕大多數(年齡均值為67.967),擁有配偶的老年人占77.84%;老年人之間的收入水平差距較大,部分老年人沒有收入,而部分老年人的收入高達160000元;老年人的自感健康狀況普遍良好,身體健康狀況處于一般水平及以上的老年人約占74%,比較不健康的老年人占22.21%,而很不健康的老年人僅占3.87%。
      表1家庭代際支持與老年人主觀幸福感回歸模型中主要變量的選取、編碼及描述變量編碼頻 數百分比(%)變量均值標準差主觀幸福感很不幸福(=1)*141.29親代對子代生活照料1.5170.921不太幸福(=2)625.71情感交流8.1821.226一般(=3)26023.96年齡67.9676.492比較幸福(=4)55250.88收入21174.2619304.15非常幸福(=5)19718.16收入(log)9.411.28子代對親代經濟支持沒有(=0)*20519.64有(=1)83980.36親代對子代經濟支持沒有(=0)*67364.65有(=1)36835.35子代對親代生活照料否(=0)*55652.01是(=1)51347.99打電話頻率很少打電話(=1)*17016.27一年幾次(=2)424.02每月至少一次(=3)17616.84每周至少一次(=4)39838.09幾乎天天聯系(=5)25924.78見面頻率很少見面(=1)*706.69一年幾次(=2)21320.36每月一次(=3)524.97每個月幾次(=4)13613.00每周至少一次(=5)23122.08幾乎天天聯系(=6)34432.89性別女(=0)*55251.02男(=1)53048.98配偶否(=0)*24022.16是(=1)84377.84身體健康狀況很不健康(=1)*423.87比較不健康(=2)24122.21一般(=3)36433.55比較健康(=4)34231.52很健康(=5)968.85注:標*為分類變量的參照組。數據來源:2012年中國老年社會追蹤調查(CLASS)
      (二)回歸分析
      本文采用定序logit回歸模型對變量間關系的真實性進行驗證,家庭代際支持對老年人主觀幸福感影響的回歸結果如表2顯示。在表2中,模型1~模型3是分別納入經濟支持與日常生活照料變量、情感交流變量、控制變量對老年人主觀幸福感進行回歸分析所得的結果;模型4為同時納入經濟支持變量、日常生活照料變量、控制變量之后,對老年人主觀幸福感進行回歸分析的結果;模型5為同時納入情感交流變量和控制變量進行回歸分析的結果;最后將本研究涉及的所有變量納入模型對老年人主觀幸福感進行回歸分析得到模型6的結果。從表中的P值來看,以上六個模型均通過了統計學的顯著性檢驗。
      從表2所顯示的回歸結果可以看出,當只納入經濟支持和日常生活照料變量時(模型1),家庭代際相互之間的經濟支持對老年人主觀幸福感有顯著的積極作用,假設1和假設4得到支持。在控制其他變量的條件下,本文對回歸結果的分析都是在控制其他變量的條件下進行的。有子女提供經濟支持的老年人的主觀幸福感水平較高,其發生風險是沒有子女提供經濟支持的老年人的1.40(e0.338)倍;同樣,為子女提供經濟支持的老年人的主觀幸福感較高,其發生風險是不為子女提供經濟支持的老年人的1.42(e0.349)倍。但家庭代際相互之間的經濟支持對老年人主觀幸福感的這種影響效果在加入控制變量后(模型3)就消失了,換言之,控制變量解釋了部分經濟支持對老年人主觀幸福感的影響,在家庭代際間的經濟支持與老年人主觀幸福感之間可能存在控制變量中的部分變量是中介變量的情況。在日常生活照料方面,不論是子女為老年人提供生活幫助還是老年人為子女提供家務支持,二者均未表現出對老年人主觀幸福感水平的顯著影響,假設2和假設5未得到支持。
      當只納入情感交流變量時(模型2),代際間的情感交流水平對老年人的主觀幸福感有顯著的正向影響。家庭代際間情感交流的水平每增加1個單位的變化量,老年人主觀幸福感的發生風險提升42.90%(e0.357-1)。換言之,隨著代際間情感交流的不斷增加,老年人的主觀幸福感更傾向于落在分類值大(非常幸福)的一端。并且,代際間情感交流對老年人主觀幸福感的影響在加入控制變量后(模型5),其影響效果并未發生改變,假設3得到經驗支持。同時,本研究還考察了代際間打電話的頻率以及見面的頻率對老年人主觀幸福感的影響。結果顯示(模型2),代際間的見面頻率對老年人的主觀幸福感也有顯著的正向影響,但二者并未呈現出線性關系。與很少見面相比,除每個月見幾次面對老年人主觀幸福感的影響在統計上不顯著外,其余(一年幾次、每個月一次、每周至少一次、幾乎天天聯系)均在統計上顯著。與子女一年見幾次面和每月見一次面的老年人主觀幸福感的發生風險比很少見面的老年人的主觀幸福感的發生風險分別高129.79%(e0.832-1)和117.5%(e0.777-1),與子女每周至少見一次和幾乎天天聯系的老年人的主觀幸福感的發生風險比與子女很少見面的老年人的發生風險分別高124.12%(e0.807-1)和91.94%(e0.652-1)。而代際間打電話的頻率對老年人主觀幸福感的影響并不顯著。以上結果在加入控制變量后(模型5),其影響結果仍保持不變。
      最后,當模型中只納入控制變量時(模型3),老年人的性別、年齡、個人收入水平、是否有配偶以及自感身體健康狀況均對老年人的主觀幸福感有顯著的影響。與女性老年人相比,男性老年人的主觀幸福感較低,其發生風險是女性老年人的71.96%(e-0.329);有配偶的老年人的主觀幸福感較高,其發生風險比沒有配偶的老年人的發生風險高50.68%(e0.410-1)。年齡和收入對老年人的主觀幸福感有顯著的正向影響,年齡每增加1歲,老年人主觀幸福感的發生風險增加2.74%(e0.027-1);收入每增加一個log單位,老年人主觀幸福感的發生風險增加20.08%(e0.183-1)。換言之,當老年人的年齡和收入增加時,老年人主觀幸福感更有可能落在分類值大(非常幸福)的一端。同時,老年人的自感身體健康狀況中,健康狀況一般、比較健康和很健康的老年人的主觀幸福感的發生風險高于很不健康的老年人,并且這種差異在統計上顯著。由上可知,年齡大、個人收入高、自感身體健康狀況好、有配偶的女性老年人的主觀幸福感水平高,而年齡小、個人收入少、自感身體健康狀況差、無配偶的男性老年人的主觀幸福感水平低。從表2中的回歸結果可以看出,模型中不論是只納入控制變量(模型3)還是同時加入其他解釋變量,大部分控制變量對老年人主觀幸福感的影響效果保持不變(是否有配偶對老年人主觀幸福感的影響效果在模型3和模型4的結果中顯示為顯著,模型5和模型6的結果中顯示為不顯著)。
      六、結論與討論
      黨的十九大報告[57]指出,隨著我國進入社會主義新階段,我國社會的主要矛盾已經轉變為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾,人們的主要需求從對物質、文化的需要轉變為對美好生活的追求,因此,對人們幸福感的研究具有重要的現實意義。本文以老年人的主觀幸福感為出發點,探索在家庭結構逐漸轉變、老年人與子女分居而住的背景下,代際支持對老年人主觀幸福感的影響。基于定序logit回歸模型對2012年中國老年社會追蹤調查(CLASS)數據的實證分析,本文主要有以下幾點結論和發現。
      首先,本文關于代際間經濟互助對老年人主觀幸福感呈顯著正向影響的結果與前人(賀志峰,王萍、李樹茁等)的研究結論一致。但本文研究發現,在加入人口統計學特征、婚姻狀況及個體經濟狀況等控制變量后,代際間的經濟互助對老年人主觀幸福感的影響作用不再顯著,這可能是控制變量中的某些變量解釋了經濟支持對老年人主觀幸福感的影響,關于代際間的經濟互助對老年人主觀幸福感的作用機制有待進一步的探究。同時,本研究還發現,子代向親代提供經濟支持與親代向子代提供經濟支持對老年人主觀幸福感的影響強度基本相同,這說明,接受經濟支持和給予經濟支持對提升老年人的主觀幸福感有同樣重要的作用。
      其次,在情感交流方面,本文的研究結果發現,代際間的情感交流對老年人的主觀幸福感有顯著的正向影響,情感交流狀況越好的老年人,其主觀幸福感水平越高。這主要是因為代際間良好的情感關系能夠使老年人形成安全型依戀,減少老年人的孤獨感,進而使其感到生活幸福。在這方面,本文的研究結果與前人(郭志剛,Frider等)的研究結果相一致。另外,本文的研究還發現,代際間見面的頻率對老年人的主觀幸福感雖然具有顯著的正向影響,但這種影響效果并未呈現出線性狀態,即并非子女與老年人見面的頻率越高,老年人越能夠感到生活幸福,關于代際間見面頻率對老年人主觀幸福感水平的影響應分情況討論,不同情況背景下的代際見面頻率對老年人主觀幸福感水平的影響作用不同。這一結果推翻了Diener在2002年曾指出的關于“與子女經常見面的老年人生活滿意度更高”的論斷。
      最后,本文在日常生活照料方面的研究結果并未通過顯著性檢驗,因此,就本文的研究結果來看,并不能推斷出代際間日常生活幫助對老年人主觀幸福感水平有影響作用的結論。 另外,在本文探討老年人主觀幸福感所涉及的影響因素中,代際支持(尤其是代際間情感交流狀況、兩者見面的頻率)對老年人主觀幸福感的作用明顯高于年齡、收入等因素的影響。這說明代際支持在老年人主觀幸福感的影響因素中占有重要的地位,改善老年人的代際關系對于提升其主觀幸福感具有重要的作用。
綜上所述,老年人主觀幸福感是多種因素共同作用的結果,但代際支持對提升老年人的主觀幸福感有更為明顯的作用。本文印證了代際間的經濟互助以及情感維系對老年人的主觀幸福感的影響效果,但并未印證日常生活互助對老年人主觀幸福感的作用,這些結果在一定程度上豐富了我們對老年人主觀幸福感的認識,有利于通過改善家庭代際關系提升老年人的主觀幸福感水平。實際上,良好代際關系的實現依賴于親代與子代各自社會角色的扮演,當親代與子代依據各自代際角色的規范行動時,代際間的沖突將會減少,良好的代際關系利于老年人主觀幸福感的提升。同時,老年人在處理代際關系時,是一種繼續社會化的過程,只有不斷尋找代際間關系維系的最優點,才能有效提升老年人主觀幸福感的水平。總書記也在中共中央政治局第三十二次集體學習時,強調了家庭養老和充分發揮老年人積極作用的重要性。①就代際支持對老年人主觀幸福感的具體作用而言,代際間經濟互助對老年人主觀幸福感的作用機制、給予代際支持和接受代際支持對老年人主觀幸福感影響的強度以及代際見面的頻率與老年人主觀幸福感的具體關系形態,需要做進一步的探討。此外,本文還存在一定的局限:由于本文用于實證分析的數據為截面數據,因此對家庭代際支持與老年人主觀幸福感兩者關系的分析只停留在一個時節點上,難以發現家庭代際支持對老年人主觀幸福感的持續作用與動態影響。并且,老年人群體內部存在一定的差異,本文僅將老年人看作一個整體來研究家庭代際支持對老年人主觀幸福感的影響作用,忽視了群體內部的差異性。針對以上不足和局限,有待于今后進一步的研究,以期呈現一個關于家庭代際支持與老年人主觀幸福感關系較為清晰的框架與機制。

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      [責任編輯:楊大威]

      2018年第5期(總第170期)

 

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