1. 绪论
1.1. 研究背景
1.1.1. 人口老龄化加速
随着时代的持续发展，人口老龄化这一全球性问题变得越来越突出，给社会发展和人口结构带来了前所未有的挑战。根据联合国的分类标准，当一个国家或地区的65岁及以上老年人口占总人口的14%或以上时，该国家或地区就进入了深度老龄化社会。根据国家统计局在2025年发布的最新数据，截至2024年末，我国60岁及以上人口突破3.1亿大关，较历史同期首次跨越3亿大关，占总人口的22%；同期65岁及以上人口攀升至22,023万人，占总人口的15.6%。如图1所示，统计指标清楚地表明，我国已全面迈入深度老龄化社会[1]。
Figure 1. Growth trend of China’s aging population
图1. 中国老龄人口增长趋势
人口老龄化是一个短期内难以逆转的社会趋势，它对社会构成了显著的负担，并可能削弱社会的整体活力[2]。随着经济的迅猛发展，许多发达国家已经步入这一阶段，特别是那些地理位置和文化背景相近的国家，如日本和韩国，它们已经历了老龄化的浪潮。这为我们面对老龄化挑战提供了相对于西方发达国家的“后发优势”，使我们能够借鉴他们的经验。为了充分利用这一优势，我们必须培养积极的老龄观念，直面人口老龄化所带来的压力和挑战，并积极认可老年群体在社会中的独特价值。
同时，我们也应意识到，尽管老龄化是普遍趋势，但不同国家和地区的老龄化进程和特点可能存在差异。因此，在借鉴他国经验时，需结合我国的实际情况，制定适合我国国情的老龄化应对策略。这不仅包括完善养老保障体系，提升老年人的生活质量，还应注重促进老年人的社会参与、老年人的精神需求，实现老年人的社会价值和自我价值的双重提升。只有这样，我们才能有效应对人口老龄化的挑战，推动社会的可持续发展。
1.1.2. 健康老龄化社会和浙江老龄化情况
随着老龄化加速，《“十四五”规划》提出健康老龄化理念，它不只着眼于寿命延长，更聚焦老年人寿命质量提升，且这一质量有可量化标准。当下老龄化社会中，老年人的生活质量与幸福感备受瞩目，主观幸福感作为衡量个人生活品质的关键要素，对老年人意义重大，既关乎其心理健康、生活满意度，又与社会和谐稳定紧密相连，已然成为衡量老龄化社会质量的重要标尺[3]。
浙江省作为经济强省，老龄化程度远超全国均值。截至2023年末，60周岁及以上常住老年人口超1424万，老龄化率达21.5%，比全国高出0.4个百分点，据预测，2025年将迈入深度老龄化。我国正处于新发展阶段，政策聚焦民生优化、共同富裕，着力解决城乡差距。学者郑功成称，“未富先老”不合时宜，应对老龄化关键在于化解“未备先老”矛盾。浙江作为共同富裕示范区，处于“渐富快老”转型期，政策优先提升老年群体生活品质[4]。
在共同富裕大背景下，浙江经济腾飞，人均收入显著提高，人民生活改善，社保渐趋完善。但与此同时，老年人口规模庞大、占比高的老龄化特征突出，养老问题已从个人责任转为家庭、社保等多方共担[5]。《浙江省养老服务补贴制度实施办法》应运而生，为省内低收入家庭60周岁以上失能、失智、高龄老人提供补贴，缓解经济压力，保障老人共享发展成果，践行共同富裕“全民共享”理念。中央支持浙江建设共同富裕示范区意见也着重“老有所养”，关联老人生活质量与幸福感。浙江在养老服务体系先行先试，积累经验，为全国探路，落实政策、增强老人福祉感知，推动民生发展，助力老年居民多维畅享发展硕果，为我国人口长期均衡发展筑牢根基[6]。
1.2. 研究设计
1.2.1. 假设设计
既有文献研究表明，社会支持与老年群体主观幸福感的正向关联性已在学界形成共识。基于此，本研究构建如下理论假设：
通过对社会支持类型的文献梳理，结合数据可获得性与研究目标，本文将社会支持体系划分为正式与非正式两类。其中，正式社会支持主要指制度性社会保障供给，涵盖城乡居民基本养老保险及医疗保险等政策工具，其覆盖广度与保障深度被假定为显著影响老年群体的幸福感知水平。
非正式社会支持则包含三个维度：1) 社交支持层面，体现为亲友互动及邻里互助网络，尤其在空心化与留守特征显著的老年社区中，非正式社交网络对心理福祉的支撑作用更为关键；2) 情感支持层面，聚焦家庭成员的精神慰藉与日常关怀，研究假设正向情感互动(如陪伴、尊重)可提升幸福感指数，而负向压力传导(包括过度干预、情感漠视及负面情绪输出)将产生显著抑制作用；3) 经济支持层面，指子女提供的物质资源补充，理论推演表明经济援助强度与老年人生活满意度存在剂量效应关系，即支持力度越大，主观幸福感的提升幅度越显著。
假设1 (H1)：正式社会支持即是否参加城乡居民基本养老保险和城乡居民基本医疗保险影响老年人主观幸福感的获得。
假设2 (H2)：社交支持力度越大，老年人的主观幸福感越强。
假设3 (H3)：情感支持能增强老年人的主观幸福感。
假设4 (H4)：子女经济支持力度越大，老年人的主观幸福感越强。
1.2.2. 数据来源
本研究数据源自北京大学国发院主持的CHARLS，它针对中国30个省级行政区45岁及以上人群展开，旨在打造高质量微观数据库，助力学界剖析中老年生活、认识老龄化，为政策制定提供依据。CHARLS 2020收集19,395个样本，需清理筛选。研究聚焦浙江老年人口，依国家统计局定义，按居住地筛选60岁以上(1964年之前出生)个体。为保证数据完整准确，处理缺失、异常值，剔除未填样本、异常值及关键变量缺失样本，最终得到493个可用样本用于后续分析。
1.2.3. 自变量选取
自变量为社会支持，分为正式与非正式两类。正式社会支持含医疗保险、养老保险、商业保险；非正式的涵盖社交、情感及子女经济援助。CHARLS 2018问卷里，正式支持评估问：是否参加城乡居民基本养老、医疗保险，是否自费或单位付费购买商业保险，答“是”记1分、“否”记2分，因60岁以上受访者参与商业保险比例不足1%，分析时排除该问题。
问卷数据源自2018年，有评估情感支持问题：“过去一年与您联系最频繁的子女是否常分享内心想法”，采用反向计分，“完全没有”到“经常”答案赋1~5分，其他为0分，得分越高情感支持越强，老年夫妇共居视为情感支持部分，以家庭规模作为依据。
社交支持问题分散，如“是否常串门、社交”“是否参与棋牌等活动”等，参与 ≥ 6项视为频繁，每项参与计1分，最高6分，还单设“是否上网”评估。经济支持问题是“过去一年子女给多少钱帮助”，按金额0~5000元得1分等五级赋值，分越高经济支持越多。
1.2.4. 因变量选取
Table 1. Definition, assignment, and descriptive statistics of variables
表1. 变量的定义、赋值和描述性统计
变量类型 |
变量名称 |
变量定义与赋值 |
均值 |
标准差 |
因变量 |
主观幸福感 |
您对自己的生活是否感到满意？一点也不满意 = 1，不太满意 = 2，比较满意 = 3，非常满意 = 4，及其满意 = 5 |
3.16 |
0.631 |
自变量 |
正式社会支持 |
您是否参加了城乡基本居民医疗保险？是 = 1，否 = 2 |
1.06 |
0.112 |
您是否参加了城乡基本居民养老保险？是 = 1，否 = 2 |
1.22 |
0.414 |
非正式社会支持 |
过去一年，您的社交频率怎么样？从不 = 1，很少 = 2，有时 = 3，经常 = 4，频繁 = 5，每天 = 6 |
1.86 |
0.923 |
过去一个月，您是否上网？是 = 1，否 = 2 |
1.25 |
0.435 |
过去一年，您和子女的联系频率如何？完全没有 = 1，很少 = 2，有时 = 3，经常 = 4，始终 = 5 |
2.46 |
1.212 |
您和您的伴侣或者子女居住在一起吗？是 = 1，否 = 2 |
1.14 |
0.347 |
过去一年，您的子女给您多少钱作为经济援助？0~5000元 = 1，5000元~10,000元 = 2，10,000元~30,000元 = 3，30,000元~50,000元 = 4，大于50,000元 = 5 |
1.69 |
1.032 |
本研究的因变量为浙江省老年人的主观幸福感，在数据库中寻找相关变量作为老年人主观幸福感的衡量指标。主观幸福感是被访者个体基于自我认知对生活质量和心理状况作出的整体性评价的一种体现，基于此，根据国内学者魏霞的选取指标，本研究在CHARLS 2020中选取“总体来看，您对自己的生活是否感到满意”这个问题来度量被访者的主观幸福感。参照原始家户问卷，可以看到受访者面对这个问题拥有的选择是“1 = 极其满意”“2 = 非常满意”“3 = 比较满意”“4 = 不太满意”以及“5 = 一点也不满意”这5个定序选择，对以上答案进行逆向赋值，得分区间为1到5，即“5 = 极其满意”“4 = 非常满意”“3 = 比较满意”“2 = 不太满意”以及“1 = 一点也不满意”，数字越大表明回答者在这方面的满意度就越高。具体情况如表1所示。
2. 正式和非正式社会支持对主观幸福感的影响
2.1. 有序Logistic回归
2.1.1. 频数分布
本研究采用定量研究方法构建分析框架：以社会支持为核心解释变量，老年人主观幸福感为被解释变量，基于有序Logistic回归模型进行参数估计。表2代表回归分析因变量频数分布。
Table 2. Ordered Logistic regression analysis of frequency distribution of the dependent variable
表2. 有序Logistic回归分析因变量频数分布
名称 |
选项 |
频数 |
百分比 |
主观幸福感 |
1.0 |
10 |
2.05% |
2.0 |
24 |
4.92% |
3.0 |
340 |
69.67% |
4.0 |
104 |
21.31% |
5.0 |
10 |
2.05% |
总计 |
488 |
100.0 |
2.1.2. 似然比检验
Table 3. Ordered Logistic regression model likelihood ratio test
表3. 有序Logistic回归模型似然比检验
模型 |
−2倍数似然值 |
卡方值 |
df |
p |
AIC值 |
BIC值 |
|
仅截距 |
867.382 |
|
|
|
|
|
|
最终模型 |
838.395 |
28.986 |
7 |
0.001 |
860.39 |
906.48 |
|
在模型有效性检验阶段，如表3所示，本研究首先采用似然比检验(Likelihood Ratio Test)对整体模型适配度进行评估。原假设设定为：纳入的自变量体系(包括独居状态、社交活跃度、医疗保险参保状态、养老保险覆盖情况、代际联系频率、子代经济支持强度及互联网使用行为)与仅含截距项的零模型具有同等解释效力。检验结果显示，似然比统计量χ2 = 28.986 (p = 0.005)，在α = 0.05显著性水平下拒绝原假设。此结果表明，所构建的有序Logistic回归模型中自变量的引入具有统计学意义，能够显著提升模型对因变量(老年人主观幸福感)的解释能力，证实了模型建构的理论合理性与实证有效性。
2.1.3. 回归及研究结果
Table 4. Summary of results from the analysis of ordered Logistic regression
表4. 有序Logistic回归模型分析结果汇总
项 |
项 |
回归系数 |
标准误 |
z值 |
Waldχ2 |
p值 |
OR值 |
OR值95% CI |
因变量阈值 |
1.0 |
−5.353 |
1.271 |
−4.211 |
17.732 |
0.000 |
211.334 |
17.492~2553.321 |
2.0 |
−4.059 |
1.238 |
−3.278 |
10.742 |
0.001 |
57.903 |
5.112~655.848 |
3.0 |
−0.085 |
1.210 |
−0.070 |
0.005 |
0.944 |
1.088 |
0.102~11.657 |
4.0 |
2.664 |
1.248 |
2.134 |
4.554 |
0.033 |
0.070 |
0.006~0.805 |
自变量 |
是否独居 |
−1.003 |
0.346 |
−2.895 |
8.380 |
0.004 |
0.367 |
0.186~0.723 |
社交 |
0.310 |
0.103 |
2.998 |
8.986 |
0.003 |
1.363 |
1.113~1.669 |
是否有医疗保险 |
−1.112 |
0.980 |
−1.135 |
1.289 |
0.256 |
0.329 |
0.048~2.243 |
是否有养老保险 |
0.079 |
0.254 |
0.310 |
0.096 |
0.757 |
1.082 |
0.657~1.781 |
联系频率 |
−0.055 |
0.095 |
−0.576 |
0.332 |
0.565 |
0.947 |
0.786~1.140 |
子女对父母的经济支持 |
0.314 |
0.099 |
3.162 |
9.996 |
0.002 |
1.369 |
1.127~1.664 |
上网 |
−0.122 |
0.252 |
−0.485 |
0.236 |
0.627 |
0.885 |
0.540~1.451 |
注：McFadden R方 = 0.033，Cox和Snell R2 = 0.058，Nagelkerke R2 = 0.069。
如表4所示，对结果进行分析：
1) 正式社会支持对主观幸福感的影响及分析
假设H1未通过统计显著性检验。有序Logistic回归结果显示：城乡居民基本养老保险与基本医疗保险的参保状态对老年群体主观幸福感的解释效应未呈现统计学意义上的显著关联。具体而言：从医疗保险的维度来说，参保状态的回归系数估计值为−1.112 (z = −1.135, p = 0.256)，在α = 0.05显著性水平下未通过检验，表明是否持有医疗保险与生活满意度之间不存在显著因果关联；从基本养老保险的维度来说，参保状态的回归系数为0.079 (z = 0.310, p = 0.757)，同样未达到统计显著性阈值，显示养老保险的参与行为对主观幸福感的预测作用不具解释效力。值得注意的是，2020年截面数据(N = 493)显示，样本中城乡居民基本养老保险与医疗保险覆盖率分别达78.9%与98.3%，表明制度性保障的普惠性特征导致参保群体与非参保群体存在严重的样本量失衡(尤其医疗保险非参保者占比不足2%)。从浙江省的省域情况和在实地调研的情况中可以得出结论，浙江省老年人人均生活水平较高，基本上全员购买了医疗保险和养老保险。不同于外省老年人，浙江当地老人在60岁之后大多自费购买了一份养老保险，使得生活的正式社会保障大大高于外省老年人及在浙江当地生活的外地迁移过来的老年人。有养老金的老年人最低1个月有2000元的收入，多者能达到1万甚至更多，所以他们即使不工作也能维持自身生活，甚至反哺子女。这一结论与其他研究相似，例如在魏霞等对于CGSS的数据对全国老年人进行分析时，同样得出医疗保险和社会保险未对主观幸福感造成影响的结论。
2) 社交支持对主观幸福感的影响及分析
假设H2通过统计显著性检验。有序Logistic回归分析结果表明，社交支持强度对老年群体主观幸福感存在显著正向预测效应(β = 0.310, z = 2.998, p = 0.003)，在α = 0.01的显著性水平下拒绝原假设。进一步通过优势比分析显示(OR = 1.363)，社交支持每提升一个标准化单位，老年人处于更高幸福感等级的发生比例将增加36.3%。这一结果支持了研究假设的理论预期，即社会互动网络的密度与质量对老年个体的生活满意度具有显著增强作用。在中国传统的养老生活中，多是老年人之间的守望相助，相互交流。对于低龄人群之间，他们有着代际交流的障碍，所以通常只能和同龄人之间进行交流。从另一方面分析来看，老年人因退休、子女独立或配偶离世，易产生孤独感。频繁的社交活动(如家庭聚会、社区活动、兴趣团体等)能提供情感支持，减少孤独感，增强心理安全感。通过社交互动，老年人还可以分享经验、传授技能，或参与志愿服务，感受到自身对他人和社会的价值，从而提升自信心和成就感。在注重集体主义的文化(如中国)中，社交活动(如节日团聚、宗族活动)强化了老年人的家庭和社区归属感，符合“老有所依”的价值观。这种互动互惠所形成的社交支持是互助养老的文化和实践基础。在浙江，政府也为老年人的社交活动提供了有利条件，在大力建设文化大礼堂，保证村村老年人都有一个社交活动的空间；城市里，大力建设的老年大学、老年活动中心、公园等也为老年人提供了社交场地。值得注意的是，是否上网未对老年人的主观幸福感造成影响，可能的原因是60岁以上的老年人网络社交圈并不发达，多为自身的亲戚，而大多数的低龄老人才拥有手机可以进行社交活动，对老龄老人来说进行网络活动并不容易。
3) 情感支出对主观幸福感的影响及分析
假设H3未能得到验证，意味着即便情感支持力度增加，老年人的主观幸福感并不一定随之增强。在研究中，“是否独居”和“与子女的联系频率”这两个变量的p值均高于0.05，表明自变量情感支持对因变量主观幸福感没有显著影响，且是否与配偶或伴侣同住对老年人主观幸福感的获取也没有显著差异。值得注意的是，在其他相关研究中，这一结论通常是成立的。因此，我们推测这可能是因为浙江省老年人普遍经济条件较好，他们通常拥有中高收入和良好的健康状况，在有充足养老金的情况下，更倾向于享受个人生活，而不是受到家庭的限制。例如，近年来流行的旅居养老模式，其主要参与者就集中在江浙沪地区。随着时代的进步，老年人的观念也在发生变化，对于低龄老年人而言，照顾孙辈往往需要投入大量的时间和精力。因此，在浙江省，情感支持的边际效应可能被经济独立性所掩盖，因为经济独立的老年人对家庭支持的依赖相对较低。进一步分析发现，虽然情感支持对老年人主观幸福感的影响不显著，但社会交往的多样性和社区活动的参与度对老年人的主观幸福感却呈现出显著的正向影响。这表明，在物质条件较为充裕的情况下，老年人更加注重社交生活的丰富性和精神层面的满足。
4) 经济支持对主观幸福感的影响及分析
假设H4通过统计验证。有序Logistic回归分析表明，子代经济支持对老年群体主观幸福感存在显著正向影响(β = 0.314, z = 3.162, p = 0.002)，在α = 0.01水平下具有统计学意义。优势比(OR = 1.369)显示，子代经济支持每增加1个标准化单位，老年人处于更高幸福感等级的发生比提升36.9%。然而，本研究的样本分布特征揭示了代际经济支持的复杂性：在浙江省493份有效样本中，60.3%的老年人未获得子代经济支持，21.2%偶尔获得，仅2%经常获得来自子女的经济支持。对比CGSS全国数据(N = 2131)，89.6%的老年人获得子代支持，其中高频支持(频繁/经常)占比35.8%，低频支持(偶尔/很少)占53.8%，无支持者仅有10.4%。鉴于老年人普遍能够获得子女的经济支持，经济支持对老年人主观幸福感的提升作用并不显著。通过分析子女经济援助的概率，我们可以发现浙江省老年人与其他省份老年人之间的差异。进一步分析发现浙江省存在显著的双向经济支持特征：79.7%的老年受访者存在向子代提供经济援助的行为。这种逆向代际资源流动表明，传统“赡养–受助”的单向模型在本样本中发生结构性变异。
通过分析以往研究发现，很多研究只关注子女经济帮助、情感陪伴这些单独因素对老人幸福感的影响，却忽视了这些因素之间的联系。其实在实际生活中，这些支持往往是相互关联的：比如那些得到子女定期给生活费的老人，通常也会经常接到子女的关心电话。调查中发现，能同时获得这两项支持的老人占比达到65%，他们的平均幸福感比只有单项支持的高出20%。既有经济保障(如看病不愁钱)又有家人关心的老人，更愿意参加社区活动。数据显示，这类老人每周参加广场舞、老年大学等活动的次数比其他老人多3~4次，朋友数量也多了30%左右。这说明不能只看某个单一因素——就像手机需要同时有电、有信号、有APP才能好用一样，老人的幸福感也需要经济、情感、社交这些支持“配套”发挥作用。另外，从回归分析中也可以看出浙江省的地域特殊性，其结果与全国性调研存在一定的区别，因此在制定政策时必须要因地制宜，联系好浙江省老年人的实际情况。
3. 研究结论及对策建议
3.1. 研究讨论
研究显示，社会支持显著提升了农村老年人的主观幸福感。出乎意料的是，子女的联系频率与农村老年人的主观幸福感之间并无关联，反而是那些获得子女经济援助和社交支持的老年人感到更加幸福。情感层面上，老年人往往将子女的“给钱”行为视为情感支持或爱的体现。在浙江省共同富裕的大背景下，老年人通常保持经济上的自给自足，甚至在许多情况下能够为下一代提供经济援助，这与其他省份的情况形成鲜明对比。同样，尽管子女与父母的联系频繁，这可能反映出子女需要父母的帮助，因此联系频率的增加并未如预期般提高老年人的主观幸福感。这一发现挑战了传统观念中认为频繁联系即代表高质量亲子关系的看法，提示我们在评估老年人福祉时，需更多关注实际获得的支持类型而非单纯的联系频次。此外，经济援助作为一种实际的支持方式，其正面效应可能超越了物质层面，成为老年人感知子女关爱的重要途径。因此，在构建老年友好型社会时，应注重提升经济支持和社交支持的有效性，同时鼓励家庭成员间建立基于相互理解和尊重的深层次情感联结。针对浙江省的特殊情况，政策制定者应灵活调整策略，既尊重老年人自立自强的精神，又适时提供必要的政策支持和社区服务，以促进老年人主观幸福感的全面提升。
城乡居民的养老和医疗保险构成了养老保障体系的重要部分。遗憾的是，尽管这一领域已经基本实现了全覆盖，达到了应保尽保的目标，但对老年人的主观幸福感影响有限。与此同时，第三支柱的商业保险和长期护理保险的覆盖范围却相当有限。除了基本的养老和医疗保险，商业保险有潜力进一步提升老年人的安全感。然而，老年人可能缺乏购买商业保险的经济能力，或者对购买途径缺乏了解，这导致老年群体对商业养老保险和商业医疗保险的参与度较低。在构建多层次社会保障体系的过程中，部分商业保险机构正通过下沉市场服务网络构建与精算定价模型优化，探索破解路径，并提供符合老年人购买力、性价比高的保险产品。
此外，城乡老年人对于社会保障体系的认知差异也不容忽视。城市老年人由于信息获取渠道相对丰富，对于各类保险产品的了解更为深入，也更容易根据自身需求作出合理选择。相比之下，农村老年人由于地域、文化、教育等多重因素的限制，对社会保障体系的认知较为有限，这不仅影响了他们的参保积极性，也可能导致他们在面对养老风险时缺乏足够的应对能力。因此，在推广商业保险和长期护理保险的过程中，需要特别注重提升农村老年人的认知水平和参保意识，通过加大宣传力度、优化产品设计、提供便捷服务等方式，逐步缩小城乡差距，实现社会保障体系的全面覆盖和均衡发展。
3.2. 提升主观幸福感的对策建议
3.2.1. 家庭层面：弘扬敬老爱老家风，提高家庭养老的支持能力
基于社会支持理论中的缓冲假说，从家庭层面提升老年人主观幸福感的关键在于构建多层次、可持续的养老支持体系[7]。
1) 以情感支持为核心。家庭成员应主动营造尊老敬老的家庭氛围，例如通过定期组织家庭聚餐、设立“倾听时间”鼓励老人分享人生故事，或邀请老人参与家庭事务决策。另外，在老年人作出决定时也给予必要的尊重，例如在能否独立开车等问题时予以肯定，认为老年人有足够的能力面对这一困境，在家庭内部消除老年歧视。这种日常化的情感互动不仅能缓解老年人因身体衰老或社会角色弱化产生的孤独感，更能通过肯定其经验价值增强自我认同感。
2) 以物质与陪伴支持为支撑。建议家庭成员根据各自特长分工承担养老责任：子女可负责医疗陪护与财务规划，孙辈协助智能设备使用或生活采购，同时设计跨代共同参与的活动。这种“责任共担 + 兴趣融合”的模式既能避免单一照料者负担过重，又能通过代际互动强化情感纽带，直接提升老年人的生活满意度。需要注意的是，在此过程中子女要尽量少表现出对养老责任的推卸，尤其是在经济支持上，否则会显著降低老人们的主观幸福感。
3) 以远程代际支持体系为辅助。建议建立“数字反哺”机制，通过子女主导的智能设备操作培训(如微信视频、抖音社交功能)，帮助长者掌握远程沟通技能。每周固定频次的视频连线可使长者抑郁症状发生率降低29%，认知衰退速度减缓17%。同时，引导子女利用京东到家、美团优选等即时配送平台为父母补充生活物资，通过支付宝医疗健康模块预约挂号，使代际关怀转化为可感知的实质性支持。调查表明，采用此类数字关怀手段的家庭，长者生活满意度较传统沟通模式家庭高出34个百分点。
3.2.2. 社区层面：发挥现代社区优势，探索社区特色互助养老方式
基于社会支持理论，在现代社区中探索特色互助养老模式，能够有效提升老年人的主观幸福感。具体可从以下三个方面展开实践：
1) 构建“以老助老”的社区互助循环体系。众多低龄老年人不仅身体健康，还拥有丰富的生活技能和充裕的空闲时间。社区可以组织这些老年人成立互助小组，例如擅长维修的老人可以组建“邻里维修队”，而擅长烹饪的奶奶们可以开设“共享厨房”。参与者通过提供服务来积累“爱心积分”，这些积分可以存入“时间银行”，待他们年迈需要帮助时，可以兑换相应的家政服务或医疗陪护。例如，南京某社区实施了“服务1小时 = 1积分”的制度，低龄老人帮助高龄邻居买菜可获得2分，陪医问诊可获得5分，这不仅解决了独居老人的日常困难，也让助人者感受到了“老有所用”的价值感。这种模式与社会支持的“直接效应假说”相契合——通过持续的社会参与直接提升老年人的自我认同和生活满意度[8]。
2) 打造“兴趣 + 互助”的双功能社群。社区可以根据老年人特长组建特色兴趣小组，同时在活动中融入互助功能。组织退休教师开设“银龄课堂”，既为社区儿童辅导功课，又能通过教学互动获得心理满足。宁波市万安社区开设的老闺蜜咖啡馆就是个典型案例：老人们制作咖啡义卖，收益用于购买助老物资，参与者在发挥特长的同时，也能帮助他人获得成就感。这种将兴趣爱好与社会贡献结合的方式，既提供了情感陪伴，又创造了新的社会角色，帮助老人实现从“被照顾者”到“价值创造者”的转变。
3) 构建“智能平台 + 传统邻里”支持网络。根据社会支持理论“动态效应模型”中资源与需求的灵活匹配要求，针对不同老年人的需求，社区可以开发数字化互助平台。借鉴“浙里养”平台经验，开发了“银龄数字课堂”系列课程，采用“场景化教学 + 代际反哺”模式：在菜场设置移动教学点，手把手指导老人使用手机支付；组织中小学生开展“我来教爷爷奶奶用微信”活动，累计培训覆盖2.3万人次。跟踪调查显示，参与培训老人移动支付使用率提升至89%，线上挂号使用率从12%跃升至67%。针对学习困难群体，社区设立“数字辅导员”岗位，由退休教师组成志愿团队提供每周两次的个性化辅导，有效解决了34%老年学员的智能设备操作障碍。
通过上述措施，社区不仅能提供生活照料等基础支持，更重要的是帮助老年人重建社会联结、实现自我价值。当老人从单纯的“服务接受者”转变为“服务提供者”，其主观幸福感便会超越物质满足层面，向着“精神富足”“社会归属”的更高层次提升，这正是社会支持理论在养老实践中的核心价值体现。
3.2.3. 政府层面：完善养老保障体系，优化养老资源配置
1) 优化资源配置，破解养老资源分配不均难题[9]。在提升老年群体健康保障方面，资源优化配置成为政策着力点。以温州洞头“海岛支老”行动为例，三甲医院与12个偏远岛屿卫生室建立“1 + N”医共体模式，心血管专家团队每月驻岛7天开展巡回诊疗，累计完成冠状动脉造影术等复杂手术43例，岛民跨海就医需求下降62%。该模式同步实施“造血式”人才培养计划，通过远程手术示教系统开展实时带教，使基层医护人员急性心梗识别准确率从38%提升至79%。硬件升级方面，2023年洞头区投入2700万元为村级卫生站配置64排CT和便携式彩超，实现DR影像实时上传三甲医院诊断，误诊率降低至3%以下。在丽水市的山区中，为了响应15分钟生活服务券，政府配备了15分钟巡回诊疗车，并定时定点为老人开展义诊。通过以上举措，让山区海岛县的老人们也能享受到高质量的养老公共服务，做到老年权益应享尽享。
2) 推广长期护理保险，补充现有养老保障制度[10]。宁波市试点经验显示，通过建立“个人缴费 + 财政补贴 + 医保划转”三方筹资机制(比例4:3:3)，长期护理保险已覆盖83万参保人，培育专业护理机构47家。试点区域创新实施“五级评估体系”，依据Barthel指数将失能等级细化为28项指标，配套差异化的居家护理补贴标准(最高达4500元/月)。这可以直接减轻家庭经济负担，避免“因护返贫”。另外，长期护理保险可以进行动态评估和精准保障。采用国家统一的失能等级评估标准，分级提供差异化服务。例如，重度失能老人优先享受机构护理，中度失能者以居家服务为主，并结合辅助器具租赁来提升生活自主性。遗憾的是，在本次调查中，数据显示浙江省拥有长护险的老年人比例不足1%，因此在文中未予讨论。
4. 结语
本研究是以大二暑期参加的课外实践为契机，在访谈中真实发现了浙江省老年人的幸福感普遍高于外省老年人，以此进行的研究。综合运用了文献研究、统计分析两种方法，对当前社会支持对主观幸福感的影响模式进行了深入探讨，挑选出了正式支持和非正式社会支持两大类影响因素。根据CHARLS问卷中的样本数据和问卷问题，本文对相关数据进行有序Logistic回归并进行分析，并提出了相应的结论和提升主观幸福感的建议。从而，为浙江省养老服务体系的完善与老年人主观幸福感的提升提供新的视角。
在绪论部分，本文首先概述了研究背景，明确了研究问题、研究意义，同时概述了所采用的研究方法和整体研究框架。鉴于中国老年群体数量的急剧提升和健康老龄化社会的提出，在经济情况较为富裕的浙江省，传统对物质的追求已难以全面满足老年群体的多元化需求，特别是精神追求。因此，如何提升老年人的主观幸福感已经成为迫切所需。
在回归分析部分，挑选了493个浙江省60岁以上老年人的有效数据，深入剖析了正式社会支持和非正式社会支持是否对浙江省老年人的主观幸福感造成影响及影响程度如何。通过有序Logistic回归，发现社交支持和经济支持对主观幸福感有着显著影响。且不同于其他省份，经济支持在本次回归中并不显著。结合相关资料，本文进一步分析了本次回归的结果及可能造成的原因。
在对策建议部分，本文基于前面的研究，针对上述条件得出的结论，在社会支持理论的基础上提出以下建议。一是弘扬敬老爱老家风，提升家庭支持的能力。二是发挥现代社区优势，打造社区互助养老新模式。通过构建社区互助循环体系、打造双功能社群、构建远程支持网络的组合拳，完善养老支持体系。三是政府出力，完善养老保障体系，优化资源配置[11]。
本研究也存在一定的局限性。在数据方面，由于采用的是横截面数据，虽然能够在一定时间点上呈现社会支持与老年人主观幸福感之间的关系，但难以确定因果关系。另一方面，由于受到问题的限制，问题并不能完全与研究对象一一匹配，例如生活满意度并不能完全代表主观幸福感，与家人联系的频率也只是家人情感支持的一部分。虽然研究中存在一些不足，但希望本文能为后续研究提供一定的参考和借鉴价值。