社会交往对中老年人生活满意度的影响因素研究——基于CGSS2017的实证分析

Study on the Influencing Factors of Social In-teraction on Life Satisfaction of Middle-Aged and Elderly People—Empirical Analysis Based on CGSS2017

摘要: 社会交往和生活满意度对人来说至关重要，中老年群体的社会交往也应该成为关注的对象。为探究中老年人社会交往对其生活满意度的影响，本文使用CGSS2017年的数据，将社会交往划分为媒体使用情况和线下交往密度两个维度，并将性别、年龄、是否工作、是否为党员、受教育年限、年家庭总收入作为控制变量，运用Ologit回归，发现媒体使用情况、线下交往密度、年龄、工作、党员身份、对生活满意度有负向影响，性别、年家庭总收入对中老年人生活满意度影响不大，并提出相关建议。

Abstract: Social interaction and life satisfaction are very important for people, and the social interaction of middle-aged and elderly groups should also be paid attention to. To explore the elderly social in-fluence on their life satisfaction, this article uses CGSS2017 years of data, the social interaction is di-vided into media usage and offline communication density two dimensions, and gender, age, work-ing status, party membership status, years of education, annual family income are used as control variables; then, Ologit regression is used to obtain the results. It is found that media use, offline contact density, age, job, party member status have a negative impact on life satisfaction, while gender and annual family income have little impact on life satisfaction of middle-aged and elderly people. Relevant suggestions are put forward.

1. 问题提出

人处在社会环境中，一定会与社会产生交往与联系。近年来，“空巢老人”、“老年孤独感”、“独居老人”、“中年危机”等字眼的新闻报道频频映入眼中，中老年人由于子女在外、配偶去世等原因，缺少精神寄托，对其生活状况总体满意度也会带来一定影响。能够弥补中老年人精神空虚的方式只有亲人这一种吗？相对亲人带来的精神慰藉，中老年人与社会的交往能否提升其生活满意度呢？有哪些因素会对中老年人生活满意度产生影响呢？本文利用中国综合社会调查(Chinese General Social Survey, CGSS)的数据，从社会交往视角进行实证分析，试图探究以上问题。

2. 数据与方法

本文所使用的数据为中国综合社会调查(CGSS) 2017年发布的官方数据。CGSS2017年的数据主要采用的抽样方法为多节分层的PPS随机抽样，共抽取了全国100个县级单位以及国内5大都市，480个村或居委会，共对12,000多人进行了调查 [1]。主要调查内容包括基础信息、社会网络、家庭等相关内容，数据来源具有可靠性。在剔除不符合要求的样本后，本研究的样本数量为2684个。在数据分析方面，本研究主要使用Stata15.0进行统计与分析。

2.1. 核心概念界定与假设

本文研究对象主要为中老年人，根据世界卫生组织的官方定义及其它文献，将45岁以上人群定义为中老年群体 [2]。

社会交往实际上是指人们按照他人与自己的远近，根据以自我为中心的原则往外推己及人，进而精心建造的社会网络 [3]。社会交往包括很多方面，如信息资料的阅读与获取、网络的使用、与周围人的互动等。借鉴以往研究 [4]，通过对互联网等媒体的使用，可以形成中老年人的触网优势，并鼓励其发挥带动效应，以在老年人群体内部形成良好的自助、互助机制 [5]。进而增强其社会参与感与生活满意度。研究也表明，社会交往网络的形成与生活满意度呈显著正相关 [6]。本研究准备从以下两方面来考察中老年人的社会交往：一是其媒体使用情况，二是其线下交往密度。

生活满意度是指个体根据自己内部感知的标准从而对生活和环境所做出的一种主观评价。Shin D C认为人们可以根据凭借自己的感觉来做出判断 [7]。Angrist J D指出生活满意度可以从认知与情感两方面进行认定 [8]，生活满意度至今还没有形成统一的认定方法，一方面，由于生活满意度主观感受较强，另一方面又考虑到使用CGSS2017数据，其具有直接可获得性，因此本文选取了中老年人自己对生活的总体状况满意度评价作为因变量。

结合以上概述，为探究社会交往及其两个维度对中老年人生活满意度是否能够产生影响以及影响如何，根据媒体使用情况及线下交往密度两个指标，提出如下假设：

假设1a：媒体使用情况对中老年人生活满意度能够产生显著影响,中老年人媒体使用越多，生活满意度越高。

假设1b：线下交往密度对中老年人生活满意度能够产生显著影响，中老年人的线下交往密度越强，生活满意度越高。

由于社会交往变量不是孤立的，可能会在其他变量影响下发挥作用，因此在本研究中还加入了性别、年龄、是否工作、是否为党员、受教育年限、年家庭总收入6个控制变量，因此做出新的假设：

假设2：性别对社会交往对生活满意度的影响具有调节作用，且男性与女性之间的生活满意度存在差异。

由于随着年龄增长，中老年群体的认知力和行动力会下降，因此猜想生活满意度会受到年龄影响并做出假设。

假设3：年龄对社会交往具有调节作用，且年龄越大生活满意度越低。

由于工作可能会给中老年群体带来一部分压力，因此猜想是否工作会对中老年人的生活满意度产生影响并做出假设。

假设4：是否工作会对社会交往具有调节作用，且没有工作的群体比有工作的人生活满意度更高。

由于党员身份可能会给予中老年群体更多参与政治活动的机会，充实其社会网络，其生活满意感得到提升，进而猜想相对于非党员，党员生活满意度更高。

假设5：是否为党员对社会交往具有调节作用，且党员的生活满意度比非党员更高。

由于受教育水平越高，接触和灵活使用媒体的可能性越大，与他人交往的平台也更广，因此可以充实其社会交往，提高生活满意度，做出新假设。

假设6：受教育年限对社会交往具有调节作用，且受教育年限越长，生活满意度越高。

由于家庭收入较高，中老年人可能有更多的资源和经历开展社会交往、充实生活，提高生活满意度，因此做出假设。

假设7：年家庭总收入对社会交往具有调节作用，且年家庭总收入越高，中老年人的生活满意度越高。

2.2. 变量设置与赋值

1) 因变量。本研究因变量为生活满意度，根据被访者整体生活状况满意度的回答，将无法选择的样本剔除后，将“完全满意”、“非常满意”赋值为5，将“比较满意”赋值为4，“无所谓满不满意”赋值为3，“比较不满意”赋值为2，“非常不满意”、“完全不满意”赋值为1。

2) 核心自变量。本文所研究的核心自变量主要为社会交往的媒体使用情况和线下交往密度两个指标 [4]。媒体使用情况主要考察过去一年被访者对电视、杂志、广播、报纸、互联网、手机定制消息等的使用频度，将“从不”、“很少”、“有时”、“经常”、“非常频繁”分别赋值为1、2、3、4、5，将“不知道”、“拒绝回答”等缺失值赋值为中间值3，并将以上媒体的值相加形成媒体使用情况变量。线下交往密度主要考察与除亲人以外，与邻居和其他朋友进行社交娱乐活动的频繁程度，将选项中的“几乎每天”、“一周1到2次”、“一个月几次”、“大约一个月1次”、“一年几次”、“一年1次或更少”、“从来不”按照从高到低的顺序赋值为6、5、4、3、2、1、0，将“不知道”、“拒绝回答”等缺失值赋值为中间值3，并将二者相加形成线下交往密度变量。各变量描述如表1所示。

Table 1. Description of model variables

表1. 模型变量的描述

3) 控制变量。考虑到可能有其它变量的影响，本研究设置了性别、年龄、是否工作、是否为党员、受教育年限、年家庭总收入6个控制变量。在性别变量中，将男性赋值为1，女性赋值为0。数据中给出的数据是“出生日期”(以年为单位)，用2022减去出生日期得出了年龄变量。对于“目前的工作经历”，这里的工作是指所有可以通过劳动获得报酬的工作，将“非农工作”、“务农”赋值为1，“没有工作”、“从未工作”赋值为0，得到是否工作变量。对于政治面貌，将“党员”赋值为1，“群众”、“共青团员”、“民主党派”赋值为0，“不知道”、“拒绝回答”等缺失值设置为“.”，得到是否为党员变量。对于“最高受教育程度”，将“从未接受过正式教育”赋值为0，“小学”、“私塾”赋值为6，“初中”赋值为9，以此类推，并将缺失值赋值为“.”，得到受教育年限。对于“您家2016年一年的总收入是多少”，剔除了“不知道”、“拒绝回答”、“年收入为0”的样本，得到年家庭总收入。

2.3. 分析策略

第一步，对各个自变量的平均值、最小值和最大值等分别进行测量，了解当前样本里中老年人的基本情况。第二步，由于本研究的因变量属于定序变量，因此采用Ologit回归分析，并结合嵌套模型，逐步加入控制变量，探究社会交往的各个维度究竟是否会对中老年人的生活满意度产生重要影响，以及其它控制变量对中老年人生活满意度有没有产生影响和影响如何。

3. 统计与分析

3.1. 描述性统计

描述性统计能帮助我们了解数据的大概情况，从而做出一些基本判断。根据以往研究，在进行回归之前，首先要进行描述性统计 [9] [10]。

在调查对象中，47.7%为男性，51.4%的人有工作，12.3%的中老年人为党员。这群中老年人的平均年龄为63.7岁，最小的45岁，最大的108岁；平均受教育年限为8年，年家庭总收入的平均值在73475.43元，最高者为9,999,908元。媒体使用情况在6到30之间，平均值为12.883，可以看出中老年群体的媒体使用情况并没有那么多，线下交往密度均值在5.862，处于中间水平(见表2)。

Table 2. Descriptive statistics of independent and control variables

表2. 自变量和控制变量的描述性统计

3.2. Ologit回归分析

3.2.1. Ologit回归模型

Ologit模型又称为累计logit模型，它主要针自变量与因变量为非线性关系且因变量为定序变量的回归，即不同类别的选项有高低之分。该模型计算的概率为累计概率，并且没有常数项，常用分界点来进行代替。Ologit回归经常被应用于因变量为态度的实证分析中，模型如下：

存在未被观测到的变量Y^*，其线性函数为：

${\text{Y}}^{\text{*}}=\text{a}+{{\displaystyle \sum }}^{\text{}}{\text{b}}_{\text{j}}{\text{x}}_{\text{j}}+\text{μ}$

但实际上我们拿到的数据是有序类别变量Y，那么Y与Y^*的关系为：

$\begin{array}{c}\text{Y}=1\text{if}-\infty \le {\text{Y}}^{\text{*}}<{\text{k}}_1\\ \text{Y}=2\text{if}{\text{k}}_1\le {\text{Y}}^{\text{*}}<{\text{k}}_2\\ \text{Y}=3\text{if}{\text{k}}_2\le {\text{Y}}^{\text{*}}<{\text{k}}_3\\ \cdots \\ \text{Y}=\text{n}\text{if}{\text{k}}_{\text{n}-1}\le {\text{Y}}^{\text{*}}<+\infty \end{array}$

其中， ${\text{k}}_{\text{n}-1}$ 为分界点(n = 1, 2, 3, 4, ∙∙∙)，因为有分界点的存在，所以Y才为类别变量，进而可以探究出自变量与因变量的关系。

3.2.2. 基于Ologit回归的实证分析

由表3可知，模型(1)加入了社会交往的媒体使用情况和线下交往密度两个核心变量，媒体使用情况对中老年人的生活满意度有显著影响，且媒体使用越多，中老年人的生活满意度越低，假设1a不完全正确。

Table 3. Ologit regression results

表3. Ologit回归结果

^*表示变量在10%的水平上显著，^**表示变量在5%的水平上显著，^***表示变量1%在的水平上显著。

模型(2)控制了性别变量后，模型改变并不大，性别变量对于中老年群体的生活满意度关系也不显著，否定了假设2。

模型(3)控制了年龄变量后，Prob > chi2 = 0.00 > 0.05，PseudoR²从0.0075提升至0.0138，说明年龄变量的加入显著地改善了模型，且年龄对生活满意度有显著负向影响，年龄越大生活满意度越低，验证了假设3。

模型(4)控制了是否工作这一变量，Prob > chi2 = 0.00 > 0.05，PseudoR²从0.0138提升至0.0147，且媒体使用情况对应的系数增加了，说明是否工作这一变量对模型起到了改善作用，且是否工作与中老年人的生活满意度呈负相关，即有工作的中老年人生活满意度更低，验证了假设4。由于工作繁忙与工作压力，确实可以理解有工作的中老年人生活满意度会更低。

模型(5)控制了是否为党员这一变量，Prob > chi2 = 0.00 > 0.05，PseudoR²从0.0147提升至0.0183，媒体使用情况对应的系数下降了但依然显著，说明是否为党员这一变量对模型起到了改善作用，且党员比非党员的生活满意度更低，否定了假设5。

模型(6)控制了受教育年限变量后，一直不显著的线下交往密度变量显著了，但显著性不强，PseudoR2从0.0183提升至0.0204即受教育年限提高了模型的解释力。在控制其他变量的情况下，线下交往密度越大，媒体使用越多，中老年群体的生活满意度越低。验证了假设1b。受教育年限系数显著，即受教育年限越长，生活满意度越低，否定了假设6。

模型(7)控制了年家庭总收入变量，可以看出对模型整体影响不大，且年家庭总收入与中老年人的生活满意度关系并不显著，否定了假设7。

3.2.2. 不同年龄段的对照分析

为探究其他年龄段的社会交往、媒体使用情况对生活满意度的影响是否同中老年人一样，本研究对其他年龄阶段的群体也进行了测量，由于CGSS2017数据调查对象年龄范围为23岁及以上，因此本文对23~44岁青年群体进行对照测量，见表4。

Table 4. The Ologit regression results of 23~44 year old youth group

表4. 23~44岁青年群体Ologit回归结果

^*表示变量在10%的水平上显著，^**表示变量在5%的水平上显著，^***表示变量1%在的水平上显著。

和中老年群体相同，媒体使用情况、线下交往密度、年龄、工作、党员身份、对生活满意度有负向影响，性别、年家庭总收入对中老年人生活满意度影响并不大，说明以上变量在不同年龄阶段具有普遍影响。但是研究发现，在青年群体中社会交往密度对生活满意度的影响要明显大于中老年群体，青年人喜欢社交和轻松愉快的交往方式，这一点与中老年群体是存在差异的。

4. 结论与建议

社会交往是人与社会之间沟通互动的渠道，对中老年群体的社会交往值得关注。本文通过对CGSS 2017年的数据进行分析，探究了社会交往及其它变量对中老年人生活满意度的影响，给出以下结论和建议：

1) 社会交往确实对中老年人的生活满意度具有非常显著的影响，但不同维度的情况不同。媒体使用情况同样对中老年人的生活满意度具有显著的影响，且媒体使用越多，中老年人的生活满意度越低。线下交往越多，生活满意度越低，但影响并没有媒体使用显著。可能的解释为媒体使用包括互联网、手机等内容，中老年人可能会使用但是无法灵活熟练使用一些时能设备，在高度智能化的现在，给中老年人的生活带来的可能不是便利，而是新的困扰。因此，各部门要结合中老年人需求，多推出一些老年人也能便于学习操作的设备软件。针对与线下交往，由于中老年人往往有自己的事业、家庭，甚至很多中老年人一直围着自己的子女和孙子转，在此之余，无暇与邻居朋友进行社交娱乐活动，甚至可能会成为一种负担。因此社会组织、社区等可以多开展一些亲子互动、专业性活动，老人也可适当给自己放放假。

2) 年龄对于中老年人的生活满意度具有显著影响，年龄越大，生活满意度越低。可能的解释为年纪越大的中老年人伴随着身体机能下降、子女在外、配偶离世等问题，从而对生活感觉到不满意，相关组织可以多开展一些慰问活动、义诊活动等，弥补中老年人的心灵空虚。

3) 有工作的比没有工作的中老年人生活满意度更低；党员比非党员的中老年人生活满意度更低。可能的解释为有工作的中老年人要面临工作压力、通勤加班等问题，工作压力是当代社会普遍存在的问题，要及时自我疏导或寻求他人帮助，多参加娱乐活动。党员有许多党务工作和活动要参与，特殊时期更是忙碌无比，需要倾注精力，但成为党员是光荣的事，调整心态，继续为人民服务。

4) 性别、年家庭平均收入对于中老年人的生活满意度影响并不大。男性和女性在45岁后家庭结构、社会结构已经稳定，面临的问题也是相同的，因此性别对其影响不大。和预想的不同，高收入并不能给中老年人带来更高的生活满意度，说明在这个阶段，物质已经不是中老年人的追求，可能更多的是精神需要，因此子女、配偶等不能只给予中老年人物质上的满足，要多关注他们的情感需要。