李玉，張立龍

（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京100070）

一、引言

近年來，農(nóng)村人口老齡化引起黨和國家高度重視，關(guān)注農(nóng)村老年人心理健康、提升其幸福感，對于實施積極應(yīng)對人口老齡化國家戰(zhàn)略和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要的理論意義和實踐價值。黨的十九屆五中全會通過的《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》提出，實施積極應(yīng)對人口老齡化國家戰(zhàn)略，讓每位老年人都能生活得安心、靜心、舒心，實現(xiàn)廣大老年人及其家庭日益增長的對美好生活的向往。同時，中共中央、國務(wù)院印發(fā)的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022年）》指出，實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是實現(xiàn)全體人民共同富裕的必然選擇。農(nóng)業(yè)強(qiáng)不強(qiáng)，農(nóng)村美不美，農(nóng)民富不富，關(guān)乎億萬農(nóng)民的獲得感、幸福感、安全感，關(guān)乎全面建成小康社會全局。第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示：截至2020年11月1日零時，我國60歲及以上老年人口為2.6億人，占全國總?cè)丝诘?8.70%，其中65歲及以上人口為1.9億人，占比為13.50%。分城鄉(xiāng)來看，鄉(xiāng)村60歲及以上人口、65歲及以上人口的占比分別為23.81%，17.72%，比城鎮(zhèn)分別高出7.99個百分點(diǎn)、6.61個百分點(diǎn)（國家統(tǒng)計局，2021）。隨著新型工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的不斷推進(jìn)，大量農(nóng)村青壯勞動力外出務(wù)工，他們常年在外，無法與農(nóng)村老年父母同住，缺乏對后者的陪伴與照顧?！斑h(yuǎn)親不如近鄰”，農(nóng)村老年人在子女不在身邊時不得不選擇求助鄰里。村莊環(huán)境和鄰里關(guān)系越好，農(nóng)民的主觀幸福感越強(qiáng)（武壯 等，2014）?？傊?，人口流動帶來了農(nóng)村老年人生活方式的改變，這使得人際關(guān)系當(dāng)中的家庭關(guān)系和鄰里關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感的影響有所不同。當(dāng)前迫切需要關(guān)注這些變化，關(guān)注農(nóng)村老年人心理健康，幫助農(nóng)村老年人實現(xiàn)老有所樂，從而真正增進(jìn)人民福祉。

學(xué)者們在研究影響農(nóng)村老年人幸福感的因素時，多從家庭內(nèi)部的夫妻關(guān)系（Katz，2009）、代際關(guān)系（苗國強(qiáng)，2020；許琪 等，2019；楊晶晶 等，2010）、代際支持（王金水等，2020；唐金泉，2016）、居住安排（鄢盛明 等，2001）等因素出發(fā)，抑或僅從社會支持角度出發(fā)（方黎明，2016），研究鄰里關(guān)系（閻寒梅 等，2017）、親友關(guān)系（Street et al.，2012）對農(nóng)村老年人幸福感的影響，而缺乏對家庭關(guān)系、鄰里關(guān)系影響農(nóng)村老年人幸福感的系統(tǒng)研究。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：通過對這一問題的深入探討，厘清人際關(guān)系中家庭關(guān)系、鄰里關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感的影響；并基于個體異質(zhì)性，研究不同性別、年齡、婚姻狀況下二者對農(nóng)村老年人幸福感之影響的差異。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

幸福感是衡量經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展程度和居民生活質(zhì)量的重要指標(biāo)（封鐵英 等，2020；邊燕杰等，2014）。幸福感作為一種主觀體驗，是個體依據(jù)自己設(shè)定的標(biāo)準(zhǔn)，對其生活質(zhì)量的整體評價與感受。幸福感即通常所說的幸福、安寧、成就和生活滿意度（Diener，1984），其最開始是心理學(xué)領(lǐng)域的研究范疇（Kahneman et al.，2006），近年來擴(kuò)展至經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會學(xué)等研究領(lǐng)域（陳惠雄，2005；Diener et al.，1999）。受關(guān)系型社會特征的影響，中國人的主觀幸福感更注重人際關(guān)系和諧（曾紅等，2012）。老年人的人際關(guān)系主要包括親緣關(guān)系和地緣關(guān)系（封鐵英等，2020）。如前文所述，學(xué)者們通過研究發(fā)現(xiàn)，家庭內(nèi)部因素對于提升老年人幸福感有顯著影響。其中：袁夢（2018）、賀志峰（2011）認(rèn)為，子女提供的經(jīng)濟(jì)支持對老年人幸福感的提升效應(yīng)高于其所提供的生活照料對老年人幸福感的提升效應(yīng)；王金水等（2020）、鄢盛明 等（2001）發(fā)現(xiàn)，與子女同住能方便老年人獲取子女的經(jīng)濟(jì)支持、生活照料和精神慰藉；此外，子女?dāng)?shù)量（冷晨昕 等，2019；王阿妮 等，2019）、家庭規(guī)模（魏強(qiáng) 等，2020）、戶籍類型、收入水平（王阿妮 等，2019）在某種程度上也會影響老年人的幸福感。

人際關(guān)系理論認(rèn)為，人是社會性動物，與他人進(jìn)行滿足自己需求的交往是人類社會活動的重要方面（朱俊紅，2018）。McAdams（1980）的研究認(rèn)為，人際關(guān)系動機(jī)中包含兩種基本需求：一種是親和需求，即人們希望與他人保持積極人際關(guān)系的愿望；另一種是親密需求，即人們尋求溫暖親密關(guān)系的愿望。農(nóng)村老年人更渴望與子女、配偶保持積極良好的家庭關(guān)系。隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的發(fā)展，越來越多的農(nóng)村青壯年進(jìn)城務(wù)工，與老年父母之間面對面溝通交流的機(jī)會也越來越少，大多數(shù)時候僅通過電話、微信等網(wǎng)絡(luò)方式聯(lián)系，然而在鄉(xiāng)村社會，鄰里交往仍然以面對面的互動溝通和互幫互助為主（金恒江 等，2020）。這使得在家庭關(guān)系變?nèi)醯那闆r下，鄰里關(guān)系作為一種替代性社會支持系統(tǒng)出現(xiàn)，并對農(nóng)村老年人幸福感產(chǎn)生重大影響。基于此，本文提出第一個假設(shè)。

H1：家庭關(guān)系、鄰里關(guān)系均顯著正向影響農(nóng)村老年人主觀幸福感，且鄰里關(guān)系的邊際效應(yīng)高于家庭關(guān)系。

然而，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，個體異質(zhì)性使不同特質(zhì)老年人的幸福感亦有所不同。其中，性別（Alesina et al.，2004；Blanchflower et al.，2008；Kahneman et al.，2010；向運(yùn)華 等，2017）、年齡（Blanchflower et al.，2004；Case et al.，2015；Clark，2018；鄒宇春 等，2020）、婚姻狀態(tài)（程新峰 等，2017）、自評健康（Gerdtham et al.，1997；魏強(qiáng) 等，2020）、政治面貌（魯元平 等，2016）、教育（孫立新 等，2020）等是影響個體主觀幸福感的重要因素（Alesina et al.，2004）。在性別方面，有學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)，和睦的家庭關(guān)系是提升農(nóng)村老年人幸福感的基礎(chǔ)和關(guān)鍵（魏強(qiáng) 等，2020）。由于受到傳統(tǒng)的“男主外、女主內(nèi)”的家庭分工模式（張旭 等，2010）的影響，男性更傾向于外部的人際交往。在婚姻方面，喪偶老年人比有配偶老年人的主觀幸福感要低（張偉新 等，2014；池麗萍，2016）。根據(jù)美國人類學(xué)家格里克于1947年提出的家庭生命周期理論，喪偶老年人作為獨(dú)居老年人，其日常生活更依賴鄰居和朋友（毛雅倩 等，2020）?；诖?，本文提出第二個、三個假設(shè)。

H2：相對而言，家庭和睦對于提升農(nóng)村女性老年人幸福感更重要，而鄰里和諧對于促進(jìn)農(nóng)村男性老年人幸福感的作用更強(qiáng)。

H3：相比較而言，家庭和睦更多地提升了在婚農(nóng)村老年人的幸福感，鄰里和諧則更多地提升了不在婚農(nóng)村老年人的幸福感。

大體上，年齡與幸福感呈倒U型關(guān)系（鄒宇春 等，2020）。按照國際標(biāo)準(zhǔn)，我國通常把60～69歲、70～79歲、80歲及以上的老年人分別稱為低齡、中齡和高齡老年人。有學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)，源自家庭的社會支持是農(nóng)村高齡老年人主觀幸福感社會支持因素中的重要方面（梁淵 等，2004）。農(nóng)村老年人由于前半生經(jīng)常下地務(wù)農(nóng)，加之與城市老年人相比大多生活水平較低，到了中高齡階段身體機(jī)能退化較快，逐漸失去勞動能力和生活自理能力。低齡農(nóng)村老年人因仍然具備一定的勞動能力和生活自理能力，加之大多擁有關(guān)系密切、守望相助的鄰里關(guān)系（閻寒梅 等，2017）；他們往往擁有較高水平的自尊，抑郁和孤獨(dú)的水平較低（鄧蓉 等，2010）。基于此，本文提出假設(shè)四。

H4：鄰里關(guān)系更多地提升了農(nóng)村低齡老年人的幸福感，家庭關(guān)系更多地提升了農(nóng)村中高齡老年人的幸福感。

此外，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，中國經(jīng)濟(jì)增長與居民幸福感之間存在“Easterlin悖論”（Easterlin，1974），社會地位（王曉慧，2021）、社會資本（馬萬超，2018；申云 等，2016）、社會保障（王震 等、2021；馬紅鴿 等，2020；鄧大松 等，2019；許海平 等，2018）等社會因素及政治、生態(tài)環(huán)境（種聰?shù)龋?020），均會對老年人幸福感產(chǎn)生直接或間接影響。

整體來看，學(xué)者們多從不同層面探討老年人幸福感的影響因素，這為本文的深入研究奠定了基礎(chǔ)，但他們較少同時關(guān)注家庭關(guān)系和鄰里關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感的影響及其差異，這為本研究提供了進(jìn)一步拓展的空間。

三、數(shù)據(jù)來源、變量界定與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用數(shù)據(jù)為中國家庭追蹤調(diào)查①CFPS的中文曾用名為“中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查”。該項目由北京大學(xué)985項目資助，北京大學(xué)研究團(tuán)隊設(shè)計，北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施。（China Family Panel Studies，CFPS）2018年數(shù)據(jù)。該調(diào)查是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心開展的一項全國性、綜合性的社會跟蹤調(diào)查。其基線調(diào)查于2010年4月開始，此后每兩年開展一次跟蹤調(diào)查。調(diào)查采用多階段、內(nèi)隱分層與人口規(guī)模成比例的系統(tǒng)概率抽樣方式，通過搜集和追蹤個人、家庭和社區(qū)三個層面的一手?jǐn)?shù)據(jù)，揭示中國社會的歷史變遷。CFPS最基本、最重要的調(diào)查和研究對象是社會中的個人，且樣本覆蓋25個省、自治區(qū)、直轄市，調(diào)查結(jié)果具有較高的信度和效度，為多領(lǐng)域的學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供了豐富的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)（謝宇 等，2014）。鑒于本文研究對象為60歲及以上的農(nóng)村老年人，因此篩除了60歲及以上的城鎮(zhèn)戶籍老年人、60歲以下的城鄉(xiāng)居民、極端值、缺失值等無效樣本，最終共獲得有效樣本3 684人。

（二）模型構(gòu)建

本文選用二元Probit模型作基準(zhǔn)回歸，選用Oprobit模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，分別對應(yīng)公式（1）和公式（2）（3）。二元Probit模型中，因變量為“農(nóng)村老年人是否感到幸福”，分為“幸?！焙汀安恍腋！眱煞N情況，分別賦值1和0；Oprobit模型中，因變量為“農(nóng)村老年人幸福感的有序分類”，1表示非常不幸福，2表示比較不幸福，3表示一般，4表示比較幸福，5表示非常幸福。具體回歸方程設(shè)定如下：

式中，下標(biāo)i表示第i個省級行政區(qū)，下標(biāo)j表示第j個人，F(xiàn)ij表示家庭關(guān)系，Cij表示鄰里關(guān)系，為個人層面、家庭層面、社會層面的控制變量，δij為擾動項，服從正態(tài)分布，δij～N（0，σ2），Pj表示省級行政區(qū)虛擬變量，檢驗時使用省級行政區(qū)層面聚類標(biāo)準(zhǔn)誤，β、γ、θ為待估系數(shù)，為常數(shù)項。

（三）變量界定

1．因變量

老年人的主觀幸福感是本研究的被解釋變量。選取CFPS問卷中的題項“您覺得自己有多幸福？”作為衡量變量，被調(diào)查者在0～10分區(qū)間內(nèi)自行打分，0分代表幸福感最低，10分代表幸福感最高。為適應(yīng)本文選用的二元Probit模型，對因變量做作以下處理：將主觀幸福感得分在0～5分之間界定為“不幸?！?，并賦值為0；將主觀幸福感得分在6～10分之間界定為“幸?！保x值為1。樣本數(shù)據(jù)顯示，我國農(nóng)村老年人幸福感的均值為0.75，說明我國農(nóng)村老年人主觀幸福感水平整體較高。

2．核心解釋變量

本文的核心解釋變量為人際關(guān)系，分為兩個層次：第一層次為家庭關(guān)系，即從農(nóng)村老年人的家庭內(nèi)部來考慮，采用CFPS題項中的“與子女關(guān)系如何”“夫妻關(guān)系親密程度”“家庭和睦美滿的重要程度”進(jìn)行綜合衡量，從1分到5分表示家庭關(guān)系和睦程度；第二層次為鄰里關(guān)系，即農(nóng)村老年人的外部關(guān)系，采用CFPS中的“您認(rèn)為您的人緣怎么樣？”來衡量，從1分到5分表示鄰里關(guān)系和諧程度。為適應(yīng)模型的應(yīng)用性，將家庭關(guān)系、鄰里關(guān)系分別處理為二分類變量，0代表關(guān)系不和睦或不和諧，1代表關(guān)系和睦或和諧。

3．控制變量

已有經(jīng)驗分析表明，農(nóng)村老年人的個體特征、家庭稟賦資源及行為差異會影響其主觀幸福感（鄧大松 等，2019）。社會資本多（馬萬超，2018）、公共服務(wù)（特別是社會保障類公共服務(wù)）滿意度高（劉成奎 等，2019；董源 等，2020）、社會經(jīng)濟(jì)地位高（孫良順，2016）等，均會顯著提升居民幸福感。因此，為了減少遺漏變量偏誤，本文盡可能多地控制個體、家庭和社會層面的變量。（1）個體特征控制變量。年齡用受訪者實際年齡表示，性別、是否黨員、婚姻狀況、住院經(jīng)歷均為二分類變量，男性、黨員、在婚、住院均賦值為1，否則賦值為0。受教育程度，“未上學(xué)”賦值為0，“小學(xué)”“初中及以上”分別賦值為1和2。健康狀況，分值為1分到5分。（2）家庭特征控制變量。本文選取家庭規(guī)模、子女?dāng)?shù)量、家庭人均年收入、子女提供經(jīng)濟(jì)支持和子女提供家庭照料五個控制變量。子女提供經(jīng)濟(jì)支持、子女提供家庭照料均賦值為1，否則賦值為0。在CFPS問卷中，由于子女?dāng)?shù)量無法直接獲得，因此采用“分別與子女1到子女9的關(guān)系如何”題項進(jìn)行間接推算。（3）社會特征控制變量選取“社會地位”及“是否領(lǐng)取養(yǎng)老保險”（“是”賦值為1，“否”賦值為0）。此外，為削弱模型的異方差性和共線性，確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對部分控制變量作取對數(shù)處理。主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

為了更好地解釋人際關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感的影響，本文采用逐步回歸方法，從基礎(chǔ)模型開始，先單獨(dú)考察家庭關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感的影響；逐步加入個體特征、家庭特征、社會特征等控制變量，再單獨(dú)考察鄰里關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感的影響；依次加入控制變量，最后考察家庭關(guān)系和鄰里關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感的影響。

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

1．家庭關(guān)系的幸福感促進(jìn)效應(yīng)

表2 所示的基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，在僅考慮家庭關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感之影響的情況下，與家庭關(guān)系不和睦的農(nóng)村老年人相比，家庭關(guān)系和睦的農(nóng)村老年人感到幸福的比率提升了20.5%（見模型1）。這意味著家庭關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感有顯著的促進(jìn)作用（顯著性p＜0.01）。依次引入個體層面、家庭層面、社會層面的控制變量（見模型2），并進(jìn)一步控制省級行政區(qū)的固定效應(yīng)（見模型3），家庭關(guān)系的幸福感效應(yīng)依然顯著（顯著性p＜0.01）。之所以如此，其可能的原因在于：雖然城鎮(zhèn)化和工業(yè)化帶來了人們生活方式的變遷，但家庭仍然是社會的基本單元，家庭建設(shè)關(guān)乎社會的和諧穩(wěn)定（胡安寧，2017）。農(nóng)村老年人不僅可以從家庭中獲取經(jīng)濟(jì)支持，還能從和睦的家庭關(guān)系中獲得精神支持，從而幸福感得到提升。以上發(fā)現(xiàn)證實了家庭關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感的影響，為新時代實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、促進(jìn)鄉(xiāng)村文化振興提供了有力依據(jù)。

表2 人際關(guān)系對農(nóng)村老年人主觀幸福感的Probit估計結(jié)果

2．鄰里關(guān)系的幸福感促進(jìn)效應(yīng)

從表2中的模型4可以看出，鄰里關(guān)系對于農(nóng)村老年人幸福感的提升有顯著的促進(jìn)作用（顯著性p＜0.01），與鄰里關(guān)系不和諧的農(nóng)村老年人相比，擁有和諧鄰里關(guān)系的農(nóng)村老年人感到幸福的比率高了31.0%。引入所有變量后，鄰里關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感的影響依然顯著為正（見模型5），進(jìn)一步添加省級行政區(qū)層面的固定效應(yīng)，其結(jié)論不變（見模型6）?？梢姡徖镪P(guān)系越和諧的農(nóng)村老年人主觀幸福感越高。之所以如此，其可能的原因在于：受我國傳統(tǒng)文化中的“遠(yuǎn)親不如近鄰”觀念的影響，加之農(nóng)村地區(qū)的地緣分布情況，農(nóng)村居民在面對困難時通常會先求助于鄰里，同樣也會以“飲水思源”的感恩之心幫助遇到麻煩的鄰里，久而久之，鄰里關(guān)系越來越和諧，他們也可以從中感受到幸?？鞓?。

3．家庭關(guān)系與鄰里關(guān)系的幸福感促進(jìn)效應(yīng)

如表2基準(zhǔn)回歸中的模型7所示，同時納入家庭關(guān)系、鄰里關(guān)系及其他控制變量后，二者對農(nóng)村老年人主觀幸福感依舊有顯著的正向影響（顯著性p＜0.01），且鄰里關(guān)系的邊際效應(yīng)高于家庭關(guān)系。之所以如此，其可能的原因在于農(nóng)村老年人以地緣為依托的傳統(tǒng)居住方式。鄰里守望相助，加上城鎮(zhèn)化使農(nóng)村老年人缺少子女的陪伴與照料，使他們更傾向于和鄰居維持和諧關(guān)系。該結(jié)果驗證了本文的假設(shè)一。

4．控制變量的異質(zhì)性幸福感效應(yīng)

如表2中的模型2、模型3、模型5、模型6所示，控制變量中的年齡、受教育程度、健康狀況、家庭規(guī)模、子女提供經(jīng)濟(jì)支持、社會地位等，均對農(nóng)村老年人幸福感產(chǎn)生了較為顯著的影響，家庭關(guān)系、鄰里關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感的作用強(qiáng)度被年齡、受教育程度、健康狀況、婚姻狀況等控制變量削弱。具體來看：性別對農(nóng)村老年人幸福感的影響并不顯著，這與方黎明（2014）、鄧大松 等（2019）的研究結(jié)論基本一致；受教育程度高、身體健康、在婚、黨員身份、領(lǐng)取養(yǎng)老保險、社會地位高、家庭人均年收入高、子女提供經(jīng)濟(jì)支持，這些因素顯著增強(qiáng)了農(nóng)村老年人的幸福感，這與前文所述一些學(xué)者的研究結(jié)果（向運(yùn)華 等，2020；袁夢，2018；鄧大松 等，2019；王阿妮 等，2019）基本一致。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，將因變量主觀幸福感分為5個類別，并采用Oprobit模型進(jìn)行回歸檢驗，建構(gòu)模型（1）（2）（3）。已有研究表明：精神生活滿意度和幸福感都是以老年人的現(xiàn)實生活條件為基礎(chǔ)，并受到老年人的思想、觀念制約的一種感受，反映了老年人的整體精神生活狀況（閻寒梅 等，2017）。滿意度是一種認(rèn)知維度，幸福感是一種情感維度（Wolfgang，2000）。因此，本文使用“生活滿意度”替換“主觀幸福感”進(jìn)一步進(jìn)行驗證。選用的CFPS中的題項為“您對自己生活的滿意程度”，分值1～5分表示由低到高的生活滿意度。構(gòu)建Oprobit模型（4）（5）（6）（見表3）。結(jié)果顯示，家庭關(guān)系、鄰里關(guān)系依然顯著正向影響農(nóng)村老年人的主觀幸福感。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（三）異質(zhì)性分析

前人研究表明，由于個體具有異質(zhì)性，不同性別、年齡段、婚姻狀況的老年人的主觀幸福感亦有所不同（程新峰 等，2017）。因此，本文從以下三方面對不同特質(zhì)農(nóng)村老年人的幸福感作異質(zhì)性分析。

1．性別異質(zhì)性分析

表4 顯示了控制農(nóng)村老年人的個體特征、家庭特征、社會特征及省級行政區(qū)的固定效應(yīng)后，家庭關(guān)系、鄰里關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感之影響的性別差異。與農(nóng)村女性老年人相比，鄰里關(guān)系和諧對農(nóng)村男性老年人幸福感的影響更大；而家庭關(guān)系和睦對農(nóng)村女性老年人幸福感的影響更大。這與中國傳統(tǒng)的“男主外、女主內(nèi)”的家庭分工模式分不開。假設(shè)二得到驗證。

表4 不同性別Probit回歸估計結(jié)果

2．婚姻狀況異質(zhì)性分析

表5 顯示了不同婚姻狀況下家庭關(guān)系、鄰里關(guān)系對農(nóng)村老年人主觀幸福感依舊存在顯著的正向影響。與不在婚農(nóng)村老年人相比，家庭關(guān)系對在婚農(nóng)村老年人幸福感的影響更大；不在婚農(nóng)村老年人更希望通過增進(jìn)鄰里關(guān)系來提升自身幸福感。之所以如此，其可能的原因在于，離異、喪偶等不在婚農(nóng)村老年人由于家庭解體，缺乏伴侶的溝通、交流與陪伴，家庭關(guān)系弱化，主觀幸福感下降。這與前人研究結(jié)果（程新峰 等，2017）基本一致。因此，不在婚農(nóng)村老年人會更多地借助和諧的鄰里關(guān)系來化解孤獨(dú)感，提高幸福感。假設(shè)三得到驗證。因此，實施積極應(yīng)對人口老齡化國家戰(zhàn)略應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注離異、喪偶等特殊農(nóng)村老年群體。

表5 不同婚姻狀況Probit回歸估計結(jié)果

3．年齡異質(zhì)性分析

表6 顯示的是人際關(guān)系對農(nóng)村低齡、中齡、高齡老年人主觀幸福感的影響。隨著年齡增長，農(nóng)村老年人更看重鄰里關(guān)系帶來的幸福感提升（顯著性p＜0.01），家庭關(guān)系對農(nóng)村高齡老年人幸福感的影響并不顯著。之所以如此，其可能的原因在于，高齡老年人已進(jìn)入遲暮之年，受我國傳統(tǒng)文化中“父母之愛子，則為之計深遠(yuǎn)”的觀念影響，他們不愿給子女“添麻煩”。此外，也有可能與樣本數(shù)量少有關(guān)。假設(shè)四沒有得到驗證。

表6 不同年齡段Probit回歸估計結(jié)果

五、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文基于CFPS 2018年家庭微觀數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，結(jié)合人際關(guān)系理論，使用Probit和Oprobit估計方法，探討了人際關(guān)系中的家庭關(guān)系和鄰里關(guān)系對農(nóng)村老年人幸福感的影響，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗和異質(zhì)性分析。本文結(jié)論如下。第一，家庭關(guān)系、鄰里關(guān)系均顯著正向影響農(nóng)村老年人幸福感，且鄰里關(guān)系的幸福感促進(jìn)效應(yīng)高于家庭關(guān)系。第二，就性別而言，農(nóng)村男性老年人更看重和諧鄰里關(guān)系所帶來的幸福感提升，家庭關(guān)系則對農(nóng)村女性老年人的幸福感影響更大。第三，就婚姻狀況而言，相比不在婚農(nóng)村老年人，在婚農(nóng)村老年人由于有伴侶的照顧和陪伴，家庭關(guān)系和睦所帶來的幸福感促進(jìn)效應(yīng)更大，不在婚農(nóng)村老年人則更希望通過增進(jìn)鄰里關(guān)系來提升幸福感。第四，分年齡段來看，無論低齡、中齡、高齡老年人，鄰里關(guān)系均顯著正向影響農(nóng)村老年人幸福感，且隨著年齡增長，其影響不斷增強(qiáng)；家庭關(guān)系僅顯著正向促進(jìn)中低齡農(nóng)村老年人幸福感，對高齡農(nóng)村老年人幸福感的影響則不顯著。

（二）政策建議

在城鎮(zhèn)化快速發(fā)展、農(nóng)村人口快速老齡化的今天，基于上述研究結(jié)論，提升農(nóng)村老年人幸福感可從以下幾個方面著手。第一，以家庭建設(shè)為基點(diǎn)，加快推進(jìn)實施積極應(yīng)對人口老齡化國家戰(zhàn)略和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。明確家庭建設(shè)的多元責(zé)任主體，黨和政府需不斷完善家庭政策體系，樹立“尊老愛幼、夫妻和睦、鄰里和諧”的家庭標(biāo)桿，通過強(qiáng)化落實激勵機(jī)制，解決青壯年的后顧之憂，引導(dǎo)子女更多地關(guān)愛家中老人；家庭成員要修身齊家，樹立起責(zé)任擔(dān)當(dāng)意識，體恤父母長輩養(yǎng)育兒女的不易，以反哺之心報答父母長輩的養(yǎng)育之恩。第二，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)落后的推力和城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的拉力，使大量農(nóng)村青壯年勞動力外流，家庭關(guān)系弱化。經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)決定上層建筑，為提高農(nóng)村老年人幸福感，宜重點(diǎn)解決農(nóng)村家庭關(guān)系弱化背后的經(jīng)濟(jì)問題。未來宜把握城鄉(xiāng)發(fā)展格局的重大機(jī)遇，培育農(nóng)業(yè)農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)，打造農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展新載體新模式。通過挖掘鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿?，增加就業(yè)崗位，利用政策紅利讓更多外出打工的青壯年返鄉(xiāng)務(wù)工，從而增加對農(nóng)村老年人的陪伴與照顧。第三，堅持以社會主義核心價值觀為指引，繁榮發(fā)展鄉(xiāng)村文化。培育文明鄉(xiāng)風(fēng)、良好家風(fēng)、淳樸民風(fēng)，推動鄉(xiāng)村文化振興，建設(shè)鄰里守望、誠信重禮、勤儉節(jié)約的文明鄉(xiāng)村。大力弘揚(yáng)并踐行孝道文化，重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)村高齡老年群體，構(gòu)建和睦家庭關(guān)系；積極發(fā)展農(nóng)村互助組織，建設(shè)老年人活動中心，廣泛開展群眾文化娛樂活動，尤其為喪偶、離異等不在婚特殊農(nóng)村老年群體搭建溝通交流的平臺，推動互助養(yǎng)老，構(gòu)建和諧鄰里關(guān)系，豐富農(nóng)村老年人的精神生活，提高其幸福感。