社会信任感与老年人社会参与——基于CGSS实证研究

Social Trust and Social Participation of the Elderly—An Empirical Study Based on CGSS

摘要: 老年人社会参与作为老年生活的重要一环必然受到一定社会因素的影响，基于此，在CGSS (2017)数据库的基础上，探究社会信任感对于老年人社会参与的影响，此次将社会参与界定在经济活动范围内并通过二元logistic进行回归分析得出以下结论：老年人的主观信任即人际信任对老年人参与社会经济活动并不显著，其社会信任以及社会发展支持度对社会参与产生了显著影响。文章通过实证检验，对老年人社会参与的提高以及增进社会信任感具有一定的启发意义。

Abstract: Social participation of the elderly as an important part of senior life is inevitably influenced by cer-tain social factors, based on this, on the basis of CGSS (2017) database, to explore the impact of so-cial trust on social participation with the elderly, this time defining social participation in the con-text of economic activities and regression analysis by binary logistic to conclude that the subjective trust of the elderly that interpersonal trust does not have a significant effect on older adults’ par-ticipation in socio-economic activities, while social trust and social development support have a sig-nificant effect on social participation. The empirical test of this article has some implications for the improvement of social participation and the enhancement of social trust among older adults.

1. 引言

伴随着经济的发展以及时代的变迁，我国老年人口数量连续呈上升趋势。我国目前所面临的新矛盾即人民日益对美好生活需要的追求同当前发展不平衡不充分之间在老年群体中尤其突出。老年群体需要更多年轻群体的关心和支持，老年人也应共享社会发展的成果。世卫组织于2022年提出将健康老龄化的宗旨改为积极老龄化后，“积极”两字被赋予了更多的内涵。从以往的老有所养到老有所为，老年群体成为我们国家所关注的重点对象。自最新颁布的全国第七次全国人口调查后发现，60岁以上的人口达1.9亿人，占比达13.5%，已接近深度老龄化水平的14%，而80岁以上的老人每年正以5%的速度上升。并据世界银行推断，预计到2025年，我国60岁以上人口将达到4亿，占人口总数的28%。自医疗和科学技术的不断发展，人口寿命的延长成为必然，根据我国社会主义的本质，实现共同富裕即不仅在物质上一起脱贫其精神上也要脱贫。在老年人健康的基础上，如何推进老年人社会参与共享社会发展的成果成为目前学者研究的热点。

本文从微观的角度，研究社会信任对老年人社会参与的影响因素，并通过统计软件stata.16进行相关的描述性统计和回归分析。探析社会信任感对老年人社会参与的影响，并在此基础上相应地提出提高老年人社会参与的相关措施和建议。

2. 文献回顾与问题提出

近几年来，学者对老年人社会参与的影响因素分析方面研究成果非常丰富，本文则主要从“老年人社会参与”与“社会信任感”两方面进行文献梳理。

首先是在老年人社会参与方面。社会参与的概念目前在学术范围内还没有共同明确的界定。有相关学者则指出老年人社会参与在公民权力的范畴，其照顾子女行为也属于社会参与(刘燕，纪晓岚，2014) [1]；也有其他学者将老年人社会参与界定为只要在闲暇时间从事的各种正式或者非正式活动，并在此活动中实现自身的人生价值(彭定萍，丁峰，2020) [2]；还有其他学者以更为广泛的角度所界定社会参与的概念，即不论是生产性的活动还是非生产性的活动，有报酬还是无报酬性的活动，其只要与其他社会成员产生联系，在与其他社会成员的互动过程中能够实现其自身的价值(杨华，项莹，2014) [3]；在社会参与的类型上也有学者在早期做了分类，如(杨宗传，2000) [4] 将社会参与的类型分为经济活动，休闲活动，文化活动，人际交往活动以及娱乐活动等。目前在许多学者所做的社会参与的影响因素也是主要以杨教授所提出的分类法进行。除了对社会参与这一概念进行涵义界定之外，也可以通过相关的量表进行测量。在以上社会参与的界定外，很多学者在社会参与的意义上也做出了贡献。其中(陈红艳，2022) [5] 得出研究结果表示老年人社会参与对晚年生活质量和意义具有非常显著的效果，并能够促进老年心理健康的作用。此外，在社会参与以及社会信任对老年人健康水平研究中发现，社会参与和社会信任能够加强老年人的健康水平(石桦，石静，2022) [6]，但并没有在社会信任对老年人社会参与的两者之间进行分析。

其次是关于社会信任方面，目前大量关于社会信任的研究主要是在此基础上对另一对象影响其行为选择因素的分析。有关学者并将信任作出了分类，如(石桦，石静，2022) [6] 在社会信任对老年人的健康状态中将其分为普通信任以及政府信任。并在此基础上进一步划分了弱信任和强信任的概念。根据其社会资本理论，社会资本能够在社会认同机制的基础上，从社会信任的合作机制出发协调社会网络之间的关系从而影响着社会政策的实施效果 [7]。

因此，本文研究老年人在社会信任感的驱动下，如何影响其社会参与的行为选择。此次社会参与由于各个学者所界定的概念不一，基于本文主要探析社会信任感对老年人社会参与的影响，其选择的社会参与界定更偏向于社会性接触和交往。基于上述学者的概述，其经济活动，报酬活动和自主活动等发挥社会价值较为明显的分类更能研究其社会信任感的影响。在此，本文的社会参与界定为老年人从事报酬性的经济活动为标准，研究社会信任对其影响程度。由于社会信任感为主观变量，自主调研会产生覆盖面窄以及样本不具有代表性的问题，故选择CGSS (2017)数据为基础数据进行分析，并用stata.16为主要统计分析软件进行操作。

3. 数据与变量

3.1. 数据来源

本文采用的数据来源为2020年所发布的2017年CGSS数据库，能够较好的反应最新所需对象群体之间的关系。2017年数据库共12,370个样本，将年龄限制到60以上，以及删除各项所需变量的缺失值外，共得到1437个样本。

3.2. 模型选择

此篇论文已将因变量经济活动设置为二元结果。以“您是否上周至少从事一小时以上的劳动报酬活动”为标准，将其界定为参与或不参与。在此选择二元logistic模型

$Ln\left(\frac{p}{1-p}\right)={\beta }_0+{\beta }_1{X}_1+{\beta }_2{X}_2+\cdots +{\beta }_i{X}_i$

其中，二元logistic回归中的回归系数以 ${\beta }_i$ 表示，表示在某一个自变量改变一单位时，其事件所发生和不发生之间概率之比的变化值。 ${\beta }_0$ 为常数，p值为所发生的概率。在本文，将其控制变量带入模型一，剩余的三个核心自变量分别逐步带入模型二、三、四中。

3.3. 变量选择

在CGSS数据库中，被解释变量以“您是否上周从事一小时以上的报酬性活动”划分为两类，参与和不参与。对于核心解释变量社会信任感主要由以下三个方面来反应：主观信任、社会信任、社会发展支持度。样本解释与统计特征详见表1和表2：

Table 1. Variable names and explanations

表1. 变量名称及解释

通过对样本的描述性统计，得到以下结果：

Table 2. Statistical characteristics of the sample

表2. 样本统计特征

3.4. VIF检验

在进行回归分析之前，为判断各个变量之间存是否在共线性的缺陷，则可以直接通过统计软件stata进行VIF检验，见表3。VIF检验其原理如下：VIF又称方差膨胀系数，是在具有多个自变量的回归模型中对多重共线严重程度的一种衡量。它表示其回归系数估计量的方差与假设自变量间不线性相关时方差的比值。具体公式如下所示：

$VIF=\frac{1}{1-R_i^2}$

其中 $R_i$ 为自变量 $X_i$ 对其余自变量作回归分析时的负相关系数。当方差膨胀系数VIF越大，说明其自变量之间存在共线性的可能性也较大。当方差膨胀系数超过10，则表明模型存在严重多重共线性。当小于10时则表明在可接受范围之内。而VIF越接近于1时，代表其模型多重共线性越低其效果则越好。通过观察图表可知，各主要解释变量的VIF值均未大于4且在1附近，相对稳定并且没有较大的离散值，因此可得知，各个主要解释变量之间不存在明显的共线性。

Table 3. VIF test

表3. VIF检验

4. 实证分析

基于很多学者在老年人社会参与的影响因素研究，发现其年龄、性别、城乡居住、教育程度等都产生了较为明显的影响效果。本文在此基础上加入了其健康状态，将其纳入控制变量的过程中。通过四个模型进行观察，模型一观察控制变量对社会参与行为的显示影响，模型二加入核心解释变量主观信任进一步分析，模型三加入核心解释变量社会信任，模型四加入核心解释变量社会发展支持度。见表4所示：

Table 4. Overall regression model results

表4. 总体回归模型结果

Standard errors in parentheses, ^*p < 0.1, ^**p < 0.05, ^***p < 0.01.

建立模型一：

$Ln\left(\frac{P}{1-\text{P}}\right)={\beta }_0+{\beta }_1{X}_1+{\beta }_2{X}_2+{\beta }_3{X}_3+{\beta }_4{X}_4+{\beta }_5{X}_5$

其中 $X_1,X_2,X_3,X_4,X_5$ 分别为控制变量年龄、性别、户口、教育程度和健康状态。首先研究其控制变量对因变量的影响，其中年龄、性别、户口、教育程度以及健康状态都对老年人社会参与产生了非常显著的影响，证明其先前学者研究影响因素的一致性。在新加入的健康状态这一自变量与老年人社会参与的影响呈正相关，符合我们日常主观思维，即健康状态越好老年人社会参与度越高。其他控制变量则都呈负相关状态。尤其是教育程度以及户口中，可以反映出教育程度越高以及居民户口的对象更不愿意参加其经济活动。由此可以推断出教育程度越高经济积累越多，居民户口比城乡户口的经济发展更高从而影响老年人参与经济活动。

建立模型二：

$Ln\left(\frac{P}{1-\text{P}}\right)={\beta }_0+{\beta }_1{X}_1+{\beta }_2{X}_2+{\beta }_3{X}_3+{\beta }_4{X}_4+{\beta }_5{X}_5+{\beta }_6{X}_6$

在模型一的五个控制变量的基础上加入核心自变量即主观信任感变量X₆，发现其先前的控制变量并没有很大的变动程度，依然呈显著状态。但加入其主观信任时并没有对因变量产生显著影响。因此老年人参与经济活动和是否相信他人之间的这种主观信任并没有很大联系。其p值在0.462，不成显著影响。不显著不代表没显著，表明两者之间呈弱相关状态，中间还有其更为直接的影响因素。

建立模型三：

$Ln\left(\frac{P}{1-\text{P}}\right)={\beta }_0+{\beta }_1{X}_1+{\beta }_2{X}_2+{\beta }_3{X}_3+{\beta }_4{X}_4+{\beta }_5{X}_5+{\beta }_6{X}_6+{\beta }_7{X}_7$

在控制先前的五个基础控制变量和主观信任自变量后加入第二个核心自变量即社会信任变量X₇，即是否对社会的发展充满信心，对因变量产生了极其显著的影响，且先前的控制变量已然没有较大的变化。表明老年人对社会的发展越信任其自身更愿意参与其经济活动中，但主观信任仍然不显著。在人际信任和社会信任之间，社会信任的影响力远大于人际信任。表明微观上的信任程度对老年人实现自身发展发挥余热并不会有很大效果，反而在宏观的社会信任层面，老年人更愿意参与其中，由此推断我们目前的信任层次的激励性不同。

建立模型四：

$Ln\left(\frac{P}{1-\text{P}}\right)={\beta }_0+{\beta }_1{X}_1+{\beta }_2{X}_2+{\beta }_3{X}_3+{\beta }_4{X}_4+{\beta }_5{X}_5+{\beta }_6{X}_6+{\beta }_7{X}_7+{\beta }_8{X}_8$

同理，在先前所有的控制变量和核心变量的基础上加入第三个核心自变量X₈即加入了社会发展支持度这一变量，发现对因变量也成显著影响，成正相关方向。即老年人越赞同社会发展出路的意见其更愿意参与经济活动，而之前的控制变量在加入三个核心自变量后，依然呈显著影响。在加入社会发展支持度后其社会信任显著性程度有所降低，可以看出老年人参与经济活动跳出了其社会信任的框架，即对社会发展支持的赞成度越高可以相应的替代社会信任对老年人参与经济活动的影响效果。但主观信任这一核心自变量在四个模型中始终成不显著状态，当加入社会信任以及社会发展支持度两个核心自变量后，其显著效果越来越弱，从原来的弱相关到不相关。说明老年人参与经济活动与老年人在人际信任感之间并没有明显联系。

5. 对策与建议

从社会信任感的角度出发，以及通过相应的实践检验，可以看出，社会信任感对老年人社会参与有着较为显著的影响，即老人对社会发展的信心越高，对社会发展支持的赞成度越高，其愿意参与经济活动型社会参与的意愿也就更强烈。为此，提出以下几项建议和措施。

5.1. 提高经济发展水平，打造老年友好社会

不论在任何阶段，经济水平的高低直接影响着人们的幸福指数，对社会信任感和老年友好型社会的打造具有很强的现实意义。目前我国正大力倡导推进共同富裕，共同富裕的本质就是将所有的群体不仅在物质上还要在精神上确保一起脱贫。老年人作为人力资源中的重要一环，在其未来严重的老龄化时代，发挥老年人自身的智慧和余热参与到社会经济活动中，为社会的持续发展继续供能，形成老友所为的价值观。在打造老年友好型社会的同时可以反哺社会信任感的提升，促进老年群体的社会参与。

5.2. 确保相关政策执行，提高政策满意度

近年来为应对人口老龄化的压力，我国出台了一系列文件，其中在《关于加强新时代老龄工作意见》中就着重要求促进老年人的社会参与，开发老年资源等，并为老年人社会参与提供了很多优惠性的公共服务设施和平台。但在政策具体的落实的过程中，还存在着很多问题，如监管不力造成资源的不合理分配，供需矛盾造成资源浪费等。需要政府进行实地调研，根据当地老年人以及城市特点打造因地制宜的政策规划，切实根据老年人生活状况有针对的实施相关性的政策支持，并在执行过程中加强队伍管理，保持其自身的廉洁性。只有老年群体越认可政府的政策并有效落实，就越利于人们相信政府从而配合政府的工作。

5.3. 加强社会支持，增加老年社会信任感

通过先前的实证研究数据显示，社会信任感对老年人参与社会经济活动有着积极的影响，基于此，要积极维护社会在老年人心中的信任感。在其要素中，人们对整个社会发展的态度也是一个关键的要素，当老年人对社会发展的态度呈乐观积极的态度，其也就更愿意参与到社会发展的进程中去。即又随着老人对社会发展支持度的增加其反过来会更进一步促进其参与社会的发展中来。因此，需要整合各方资源，在促进社会发展的同时增进老年人的社会信任感。

6. 总结

通过对CGSS数据库老年群体的观察，发现社会信任以及社会发展支持度更有利于老年人参与其社会经济活动中来，目前，本文对社会参与的概念界定范围较小，立足于其学者共同分类范围内的经济活动中，并没有对其他类型的活动如休闲活动、娱乐互动等进行详细分析，通过二元logistic模型的实证分析得出了社会信任感中的社会信任以及社会发展支持度对老年人经济活动的参与产生了积极的影响。基于此，为倡导老有所为的积极理念，并为应对老龄人口的压力和促进老年身心健康的发展，其社会参与的重要性不言而喻。因此，需要构建包容性的老年友好型社会，加强社会支持度以及政策满意度为老年人参与社会提供外在支持。

致谢

感谢我在完成这篇论文时朋友对我的支持以及导师对相关模型原理的解答。