尹東昊 宋佳雨 陳明燕 黃詩琴 賈溢

摘 要：鄉(xiāng)村振興是實現中華民族偉大復興的一項重要任務，而農村老年人是鄉(xiāng)村振興的重要因素。選取CGSS 2017年與2018年共4224份數據，利用有序Logistic回歸并以有序Probit穩(wěn)健性檢驗的方式，探究鄉(xiāng)村振興背景下休閑方式對農村老年人幸福感的影響效應。結果表明：純耗時型、成就型休閑活動對農村老年人的幸福感呈現顯著正向影響，社交型休閑活動作用較弱。因此，要推動鄉(xiāng)風文明建設，發(fā)展新型農村社區(qū)養(yǎng)老，完善農村養(yǎng)老基礎設施，努力提升農村老年人幸福感。

關鍵詞：農村老年人幸福感;休閑方式;有序Logistic模型;鄉(xiāng)村振興

中圖分類號 D422.6 文獻標識碼 A 文章編號 1007-7731（2022）10-0013-04

2021年中央一號文件明確提出民族要復興，鄉(xiāng)村必振興，要堅持把全面推進鄉(xiāng)村振興作為實現中華民族偉大復興的一項重要任務，舉全黨全社會之力加快農業(yè)農村現代化，讓廣大農民過上更加美好的生活。農村發(fā)展關鍵在于人這一要素，而隨著農村勞動力逐漸外流，農村老年人成為鄉(xiāng)村振興的重要因素。然而我國老齡化趨勢越來越嚴重，根據第七次全國人口普查統(tǒng)計60歲以上人口占全國總人口數的18.70%，與2010年相比，比重上升5.44個百分點。其中，鄉(xiāng)村60歲、65歲及以上老人的比重分別為23.81%、17.72%，比城鎮(zhèn)分別高出7.99、6.61個百分點。提升農村老年人生活質量是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中的重要課題，而主觀幸福感是人們對其生活質量所做的情感性和認知性的整體評價，是國內外學者研究老年問題時廣泛應用的變量。影響主觀幸福感的因素有很多，筆者將從休閑方式的角度，考量如何讓農村老年人在鄉(xiāng)村振興的背景下提升幸福感。

1 基本概念與研究背景

1.1 老年人幸福感 國內對老年人主觀幸福感的研究起步較早，因此研究成果較為豐碩。邢占軍[1]研究發(fā)現受教育程度和家庭收入狀況影響城市老年人的主觀幸福感水平。陳天勇等[2]研究發(fā)現獨居老人時常有孤獨寂寞等負面的心情，因此主觀幸福感較低。崔紅志[3]對一項基于中國農村的社會調查進行研究發(fā)現，子女數量的增多并沒有帶來老年人主觀幸福感的顯著提升。

1.2 休閑方式 關于休閑方式的劃分，學界并未形成統(tǒng)一的標準，Passmore和French[4]將休閑方式分為成就型、社交型和純耗時型3類。劉洋等[5]在研究大學生幸福感與休閑方式的關系時，將休閑方式分為室內靜態(tài)類、體能類、戶外非體能類、社交類和技藝及其他類。吳凌菲[6]在基于休閑方式的城市居民休閑滿意度研究中，將休閑方式分為積極被動型、消極被動型、積極能動型和消極能動型4類。Scott和Willits[7]在青少年和成年人休閑方式的比較研究中，將休閑方式分為社交活動、智力活動、創(chuàng)新活動和體育活動4類。

1.3 休閑方式與幸福感的關系 在休閑方式與幸福感的關系研究方面，前人已有一定的研究成果。如Wang和Wong[8]利用美國國際社會調查項目的數據和有序Logit回歸分析方法研究發(fā)現休閑活動對主觀幸福感有顯著影響。羅伯特和劉慧梅[9]認為休閑雖然不等同于幸福，但毋庸置疑，它對幸福至關重要。聶建亮等[10]通過研究發(fā)現，休閑可以顯著提高農村老年人的主觀幸福感，同時休閑活動種類與時長的增加均有助于農村老年人幸福感的提升。

總的來看，以往關于休閑方式與主觀幸福感的研究中將農村老年人作為研究對象的較少，鮮有基于鄉(xiāng)村振興背景下的研究，且這些研究大多以某一地區(qū)為例。筆者試圖進一步發(fā)展休閑方式對農村老年人主觀幸福感的影響研究，并希望這一研究可為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的現實政策層面作出貢獻。具體改進為：第一，本研究在前人研究的基礎上，進一步考察不同類型休閑方式對農村老年人主觀幸福感的影響;第二，本研究在鄉(xiāng)村振興背景下研究農村老年人主觀幸福感問題;第三，本研究不局限于某一地區(qū)，而是利用具有全國代表性的中國綜合社會調查數據進行休閑方式對農村老年人主觀幸福感影響。變量邏輯圖見圖1。

2 數據來源與變量測量

2.1 數據來源 分析數據來自于2017年與2018年中國綜合社會調查（Chinese general social survey，CGSS）。由于本文研究主體是老年人，從CGSS 2017年與2018年數據中篩選出9273名老年人，整合所有研究變量及剔除異常值后，共計8236份樣本數據，然后篩選出農村老年人4224名。

2.2 變量測量

2.2.1 因變量 本研究將被調查者對于自身幸福感的主觀感知定義為因變量，并根據李克特5級量表將因變量的測量回答“非常不幸?！钡健胺浅Ｐ腋！庇脭底?～5表示，代表幸福感遞增的主觀狀態(tài)。

2.2.2 核心自變量 參照Passmore與French的研究[4]，將休閑活動分成3類：純耗時型、成就型、社交型。根據Passmore與French的觀點，純耗時型社交活動主要是為了打發(fā)時間;成就型社交活動本身具有一定的挑戰(zhàn)性與學習指引性，需要投入精力;社交型則主要是以人際交往為核心。本文從CGSS數據中挑選出3個問題：空閑時間看電視看碟、參加體育鍛煉、與親戚聚會的頻率，并將這3個問題分別設置為純耗時型、成就型、社交型休閑活動的代理變量。

2.2.3 控制變量 本研究中控制變量共分為3類：個人特征、家庭特征、社會特征。其中，個人特征當中的收入是個人收取取對數后的取值，年齡是剔除了60歲以下的樣本。社會特征中的社會公平感知來自于問題“您認為當今社會公平嗎？”，并對其5種回答“完全不公平”到“完全公平”分別賦值1～5。變量設置如表1所示。

3 實證分析

3.1 模型構建 由于本研究的被解釋變量為主觀幸福感，是有序分類變量，因此采取有序Logistic模型。將被解釋變量幸福感表示為[Happinessj=]1，2，3，4，5;[Tj=（t1，t2，t3...，t15）]為解釋變量，記[Happinessj]的等級M的概率為[P（Happinessj=M|tj）=Pm]，其中M=1，2，3，4，5。稱[P（Happinessj≥M|tj）]為大于等于M的累計概率。對M的累計概率進行變換得到：

[Logistic[P（Happinessj≥M|tj）]=lnP（Happinessj≥M|tj）1-P（Happinessj≥M|tj）=αJ+j=115βjtj（M=1，2，3，4，5;j=1，2，...，15）] （1）

通過等價變換，式（1）可以轉換成式（2）：

[P（Happinessj≥M|tj）=exp（αj+j=115βjtj）1+exp（αj+j=115βjtj）] （2）

其中，解釋變量[Tj=（t1，t2，t3...，t15）]為第j個對老年人主觀幸福感有影響的因素。[αj、βj]為待估計s參數。

3.2 描述性統(tǒng)計分析 由表1可知，樣本中幸福感自評得分接近4，比較幸福，說明隨著國家經濟發(fā)展，民眾獲得感與滿足感得到了較好保障。在休閑活動的3種分類中，純耗時型的休閑活動最受農村老年人青睞，老年人平均看電視的頻率是5，也就是每天都看，說明以電視為代表的休閑活動載體依然在農村老年人的閑暇時間中占據主導地位。相反，觀察社交型與成就型的休閑活動頻率的均值，可以發(fā)現與人交往并不是農村老年人感到幸福的主要影響因素;相反，成就型這一類對心理有顯著滿足感與提振感的休閑活動對農村老年人的影響要更大。樣本中，男性老年人的占比為48%，女性老年人占比為52%。樣本中老年人平均年齡接近70歲。從受教育水平來看，絕大多數農村老年人的學歷為初中。從個人健康的2個衡量指標（身體健康與心理健康）來看，農村老年人的心理健康狀況要好于身體健康狀況，說明年齡對于身體健康的負向影響要大于對心理健康的影響。從工作狀況來看，有42%的農村老年人目前從事工作。從家庭規(guī)模來看，絕大部分老年人與2～3人一同居住，說明獨居老年人占比較低。對于婚姻狀況而言，71%的老年人有配偶，29%的老年人處于喪偶及離婚狀態(tài)。從經濟地位來看，個人經濟地位評價要低于家庭經濟地位評價，說明老年人更依賴于家庭經濟地位獲得更多滿足感與幸福感。從社會公平感知來看，公平感平均得分為3.4，滿分為5，可見大部分農村老年人都傾向于認為這個社會是比較公平的。

總的來說，從描述性統(tǒng)計的分析中可以發(fā)現，農村老年人進行休閑活動的頻率從大到小依次為純耗時間型、社交型、成就型。但唯一不足的是，從描述性統(tǒng)計中不太容易推斷3種休閑活動類型對于老年人主觀幸福感影響的異質性。

3.3 休閑活動類型對于農村老年人主觀幸福感的影響 在對模型進行有序Logistic回歸之前，應先對現有的解釋變量進行共線性檢驗，結果顯示方差膨脹因子VIF值最大值為1.51<10，說明在統(tǒng)計學意義上解釋變量幾乎不存在共線性關系。運用Stata16.0軟件進行有序Logistic回歸，得到表2。觀察模型擬合優(yōu)度檢驗的參考指標，極大似然估計的卡方值對應的顯著性水平為0.000，說明有序Logistic模型擬合結果較好，可用于分析。同時對樣本數據進行有序Probit回歸，進一步確保研究的信度，如表2所示。

從休閑活動類型來看，純耗時型的休閑活動對老年人的主觀幸福感呈現正向顯著影響，且純耗時型活動頻率每上升1個層次，就會讓老年人的主觀幸福感提升10.6%。這一點與韋佳佳等的研究不一致，他們通過研究得出看電視等消磨型的休閑活動對生活滿意度并沒有顯著影響[11]。而本研究中，純耗時型休閑活動的代理變量是看電視看碟，說明看電視等純耗時間型的休閑活動對老年人的幸福感提升具有正向作用?？赡艿慕忉屖?，電視作為老年人最常使用的傳統(tǒng)信息媒介，不僅可以為老年人提供休閑娛樂的渠道，放松身心，還能讓老年人獲取有利于其身心健康的社會信息，對公眾的幸福感影響最大[12]。成就型的休閑活動同樣對老年人的主觀幸福感產生正向顯著影響，且成就型活動頻率每上升1個層次，就會讓老年人的主觀幸福感提升11.1%。本研究中，成就型休閑方式主要指體育鍛煉，說明體育鍛煉作為一種積極的生活方式能通過顯著提升老年人的身體健康，進而促使老年人擁有更強烈的幸福感。對比成就型與純耗時型休閑活動，成就型休閑活動對于農村老年人幸福感的提升程度更大。原因可能是，純耗時型休閑活動如看電視、看電影等可以讓人們在繁忙之中獲得短暫的情緒放松，高效舒緩壓力，起到“速效救心丸”的作用，效果迅速;成就型休閑如體育鍛煉、健身、學習等，對個人身體素質和文化素質提升具有重要作用，而該作用更為長期，見效慢。兩者對比，說明長期有效的休閑方式對農村老年人的幸福感提升更顯著。第3種社交型休閑頻率每提升1個層次，能夠提升老年人4%的幸福感，但作用不顯著，其效應也是3種休閑類型中最低的。該結論與前人研究不一致。許玲麗等[13]研究證明社交型休閑活動對幸福感影響不顯著，甚至為負。本研究針對社交型休閑方式，選取親戚關系作為代理變量。作為農村老年人聯系最為緊密的主體之一，親戚仍然是當今社會人情往來和地緣聯系重要載體，對于老年人身心健康都有較好的促進作用，從而能夠提升老年人的幸福感。但受到城鎮(zhèn)化進展加快的影響，地緣關系受到一定隔閡與阻礙，親戚交往也越發(fā)稀疏，親戚關系對于老年人幸福感的提升作用也由此衰弱。

從控制變量來看，本研究的個人特征、家庭特征、社會特征基本上都呈現正向顯著影響，其中值得注意的是性別、受教育程度、收入、工作狀況與家庭規(guī)模。受教育程度與家庭規(guī)模對老年人幸福感并沒有顯著影響，說明學歷高低并不是幸福感提升的必然要素，而多子也不一定多福。從性別來看，女性老年人要比男性老年人的幸福感更高。工作狀況與收入對老年人的幸福感影響不顯著。

4 結論與建議

研究結果表明：（1）成就型、純耗時型休閑活動都能顯著提升農村老年人主觀幸福感，但社交型休閑活動影響不顯著;對老年人幸福感提升程度大小排序為：成就型（11.1%）、純耗時型（10.6%）、社交型（4%）。（2）以純耗時型為代表的休閑活動能夠迅速高效地給予農村老年人舒適感，放松感的休閑活動更受青睞。純耗時型社交活動以看電視、看電影為代表，能夠起到“速效救心丸”的作用，為老年人帶去高效的放松方式。而成就型休閑方式以體育鍛煉、健身為代表，能夠提升身體和文化素質，雖然見效慢，但作用周期更長，能夠長期持續(xù)地提升農村老年人幸福感。（3）社交型休閑活動以基于地緣關系和人情往來的親戚關系為代表。由于城鎮(zhèn)化進程加快導致地緣聯系受到隔閡與阻礙，親戚關系對于農村老年人主觀幸福感的提升效用受到削弱。

結合上述研究結論及鄉(xiāng)村振興的戰(zhàn)略背景，筆者提出以下建議：（1）完善農村老年人文化、娛樂、教育、體育鍛煉等服務項目與配套設施，加快農村文化事業(yè)發(fā)展進程，推動鄉(xiāng)風文明建設，有效發(fā)揮成就型休閑活動對于幸福感的持續(xù)性的提升作用。（2）積極挖掘農村互助式養(yǎng)老的需求，發(fā)展新型農村社區(qū)養(yǎng)老模式，提供靈活多樣的互助式養(yǎng)老服務，促進老年人之間的相互交流與人際溝通。持續(xù)構建“居家為基礎、社區(qū)為依托、機構為補充、醫(yī)養(yǎng)相結合”的養(yǎng)老服務體系，有效發(fā)揮社交型休閑活動對于老年人心理健康的改善作用。（3）發(fā)展智能養(yǎng)老模式，在“互聯網+”模式下拓展養(yǎng)老服務的應用領域，如：醫(yī)療、疾病預防等。同時完善農村信息網絡建設，讓農村老年人通過電視、網絡等渠道獲取利于自身健康的信息，進而提升幸福感。

參考文獻

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（責編：徐世紅）