1. 提出问题
2021年5月第七次全国人口普查数据结果公布之初便引发了全国的广泛注，根据普查数据统计，2020年我国人口总量将近14.2亿，其中65岁及以上人口数达1.91亿，占总人口的13.5%。依据国际上认定老龄化的标准，我国的老龄化程度严重超标。新时期应对人口老龄化只局限在给予老年人物质帮助还远远不够，更要关注老年人的精神世界。在《关于老龄化与健康的全报告》中，世界卫生组织认为实现积极老龄化存在三大途径，其中一条便是社会参与，其目的是让老年人通过持续参与政治、经济、社会等活动，拓宽社会接触面，改善生活态度。老年人凭借自己的兴趣爱好或能力尽可能地参与到社会政治、经济、文化生活当中来，使其在精神上获得相应的成就感、满足感，从而保持积极乐观的精神状态。
近年来，我国学者关于老年人社会参与的研究还只是局限于其概念与类型的理论，目前针对社会参与对老年人精神健康的实证分析还停留在初始阶段。因此，本文将立足于“积极老龄化”理念，将老年人社会参与作为老年人发挥主观能动性的一项权利，基于2018年CHARLS数据的实证分析，以社会参与对老年人精神健康的影响作为主要的研究内容，关注老年人实际社会参与情况，探讨现阶段我国老年人精神健康状态，并提出有针对性的对策建议，为应对人口老龄化提供一定的经验借鉴。
2. 文献回顾
(一) 老年人社会参与的相关研究
美国社会学家伯吉斯最早将社会参与引入老年研究领域，自此开启了老年人社会参与的研究潮流。2002年召开的联合国老龄大会提出的“积极老龄化”理念，要让老年人成为社会发展的参与者，引发了各领域对老年人社会参与的激烈讨论。我国学者尝试从不同角度对社会参与进行界定，但目前尚未有统一的定义。彭定萍和丁峰 [1] 认为社会参与是老年人安度晚年的需要，并上升到个人发展的高度，认为老年人在从事日常休闲社交活动、社会活动的过程中，发挥了老年人余热，从而实现其个人价值。王慧英 [2] 用数据展示了当前老年人的社会参与现状，参与率较低，同时还发现户籍的流动会影响老年人的参与意愿。陈涛 [3] 认为鼓励社会参与，能够保障高质量的老年生活，实现精神和身体的全面健康统一，是克服社会对老年人疏离的有效方法。
(二) 老年人精神健康的相关研究
2005世界卫生组织给出了明确的“精神健康”定义，即“精神健康是个人幸福和有效运作的基础，这不仅仅是指没有精神障碍，它还代表拥有思考、学习和理解自己的情绪和他人反应的能力”。老年人精神状态受到很多因素的影响，个人、家庭、社区等因素都有干扰作用，使老人的精神健康出现变化。张霞 [4] 认为年龄、户口、婚姻状态、住宅类型、失能程度等因素是影响中老年人精神健康的主要因素。王军 [5] 探讨了家庭养老和社会养老两种不同养老模式对老年人精神健康的影响，结果显示家庭养老模式下老年人的精神健康状况较社会养老模式更好。我国学者在对老年人精神健康的评价指标较为一致，通常使用抑郁量表(CES-D)来衡量。支润楠 [6] 从代际支持的角度阐述了其对老年心理健康的重要影响。使用2014年CLHLS数据分年龄层研究差异并得出结论，对老人来说孩子的久伴能抚慰心灵，缓解不良的情绪，并且经济支持的行为也能大大提升老人的幸福度。肖颖 [7] 在运用了潜类别分析模型(LCM)后表示，基本生活能力良好、睡眠稳定、认知清晰的老年人更可能具有积极的心理。
(三) 社会参与对老年人精神健康的相关研究
社会参与对老年人精神健康的影响是很多学科的热点研究问题。我国大部分学者认为虽然中国有“家本位”传统特征，但社会参与依旧对老年人精神健康有影响。张丹研究发现，老人日常社会参与越丰富时，其活动能力表现力越好，抑郁情绪也出现的越少。杨红燕 [8] 运用面板数据，通过固定效应模型发现，不论是参与有酬劳的劳动还是公益性的无偿劳动，都显著影响老年人的精神状态，并且参与的越多，正面作用越大。另外部分学者也开始将社会参与的类型进行划分，不同类型社会参与对老年人精神健康影响效果差异较大。这些研究表明，老年人通过社会参与与他人互动形成共享关系，促进了老年人精神健康。
3. 研究假设与研究设计
(一) 研究假设
社会参与是实现个体与社会良性互动的、有益于老年人身心愉悦的活动 [9] 。老年人积极参与社会活动会减少低落情绪，幸福感也会更高，基于前文对国内外学者文献和相关理论的梳理和分析，考虑到本文所重点探究的是社会参与和老年人精神状态两者之间的关系，故提出以下假设：
假设一：社会参与对老年人精神健康有正向的显著影响。
假设二：正式参与比非正式参与对老年人精神健康的影响更显著。
假设三：社会参与对老年人精神健康的影响存在性别差异。
(二) 研究设计
1) 数据来源与样本选择
① 数据来源
本文选用的数据为2018年的中国健康与养老追踪调查，是由北京大学牵头组织主攻研究解决老龄化问题的一个数据集。本文选择2018 CHARLS追踪调查数据作为数据来源，主要原因是该项目在关于老年人社会参与上问题详细，且样本覆盖范围广泛，对老年人社会参与以及不同社会参与方式提供了更为详尽的数据，所以采用此数据库可以使论文更具说服力。
② 样本选择
本文研究的主要内容是社会参与对老年人精神健康的影响，在参考现有文献基础上，将研究对象确定为年龄在60岁及以上的老年人，并将社会参与划分为正式参与、非正式参与两种类别。在数据处理上，首先将涉及个人基本情况、家庭信息、健康状况、抑郁情况的数据合并起来，然后进行数据清理，重新定义变量并删除残缺值，最后得到8193个样本纳入研究当中。
2) 变量选择
① 因变量
精神健康也称为心理健康，学界一般认为抑郁、孤独、主观幸福感或生活满意度是测量老年人精神健康的敏感指标，在通常情况下，抑郁越强烈，精神健康越差，因此，抑郁是衡量精神健康状况的重要指标 [10] 。本文借鉴学者们的观点选用的是最为常见的抑郁量表(CES-D)作为衡量老年人精神健康的标准，即抑郁自评量表，该量表共包含10个问题，对每个问题的选项进行赋值，最后加总求和。分数越高表示抑郁水平越高，精神状况越差。CHARLS使用的中文版CES-D10，包含8个消极性问题以及2个积极性问题。
② 自变量
本文的自变量为社会参与，CHARLS调查虽然不是针对社会活动参与设计的调查问卷，但却是目前我国关于老年人社会参与情况较为详细的数据 [11] 。本文选取CHARLS问卷中9项老年人社会参与活动。
③ 控制变量
通过参考相关文献以及问卷的设计，本文选取了三组的控制变量。第一组包含人口学特征，即性别、年龄、婚姻状况、城乡分布、现居住地类型。第二组主要是社会特征，即受教育程度、政治面貌。第三组是关于老年人的身体健康状况，即自评健康状态。根据以往的研究数据，这些变量很大程度上会影响本次研究的结果，所以数据分析时应该设置为控制变量。
3) 各变量定义及具体赋值情况总结
本文通过借学者们的相关研究，对数据进行分析处理，各变量定义及赋值情况见表1。
Table 1. The definition of each variable and the summary of the specific assignment
表1. 各变量定义及具体赋值情况总结
4. 描述性统计分析
(一) 老年人基础情况
通过Stata14.0软件对2018 CHARLS数据进行了详细的分析，老年人基础情况见表2。
8193名老年人当中，共有3970名男性，4223名女性，分别占比48.46%和51.54%，女性人数略微高于男性，该变量比例相对均衡，也符合当前我国老年人性别比例分布。
年龄方面，样本中年龄最低值为60岁，最高值为118岁。依据国际年龄分段标准，年龄在60~69岁为低龄老年人，样本中共有5337名，占比65.14%，年龄在70~79岁为中龄老年人，共有2364人，占比为28.85%，80岁及以上属于高龄老年人，共有492位，占比最低，为6.01%。
在城乡分布来看，78.63%老年人分布于农村，21.37%的老年人处于城市，整体来看农村老人偏多。
在现居住类型方面，数据分析结果显示8037名老年人居住在家，占比为98.10%，绝大多数老年人能实现居家养老。居住在养老院或其他养老机构当中的老人并不多，占比0.32%，这也与我国孝文化有关，大部分子女们更愿意自己照顾老人 [12] 。
在受教育程度上，数据分析结果显示老年人受教育程度偏低。其中，未受过教育的老年人占比25.27%，23.17%的老年人未读完小学，22.84%的老年人为小学毕业，初中毕业的人数占比17.67%，共1448人，受教育程度在高中以上的老年人只在10%左右。
在婚姻状况方面，6410名老年人是已婚且与伴偶同住的状态，占78.24%。1345老年人处于丧偶状态，占比16.42%。整体来看大多数老年人在晚年生活中有配偶的陪伴与支持 [13] 。
在政治面貌上，党员的人数为1044人，占12.74%。
在自评健康状态上，即4031名的老年人对自己的身体情况评价一般，占比49.22%，选择“很好、很不好”的老年人都只在样本的10%左右。说明现在的绝大多数老年人没有太大的身体健康困扰。
Table 2. Summary of the basic situation of the elderly
表2. 老年人基础情况汇总表
(二) 老年人精神健康基本情况
本文根据得分情况，将老年人的精神健康情况分为四个等级 [14] ：不抑郁(0~10分)、轻度抑郁(11~20分)、中度抑郁(21~30分)、重度抑郁(31~40分)。老年人精神健康基本情况见表3。数据结果显示得分在0~10分的老年人有668人，占比为8.15%，4733的老年人，有轻微的抑郁症状，这也反映出大部分老年人的精神状况处于比较健康的状态。其中得分为21~30的老年人有2220位，这部分的老年人存在中度抑郁的状况。有526位老年人抑郁得分在31~40分之间，表明老人在精神健康上出现了严重的问题，必须重视与持续关注。
Table 3. Summary of basic information on mental health of older persons
表3. 老年人精神健康基本情况汇总表
(三) 老年人社会活动参与基本情况
通过分析发现，样中的老年人社会参与率达到了50.04%，有4100老年人在生活中至少参与了一种社会活动，且参与非正式活动比例较高，具体情况见表4、表5。
Table 4. Summary of basic information on the participation of the elderly in social activities
表4. 老年人社会活动参与基本情况汇总表
Table 5. Summary of the participation of older persons in specific social activities
表5. 老年人各项具体社会活动参与汇总表
从老年人具体社会活动参与情况上看，参与人数较多的是“串门、跟朋友交往”，占到样本总人数当中的31.37%，可见与他人保持联系与来往是老年人最为看重的。“打麻将、下棋、打牌、去社区活动室”占比次之，有18.19%的老年人。937名老年人会向亲人、朋友或者邻居提供帮助，说明老年人还是具备一定的生活照料能力。609名老年人选择了“上网”这项活动，说明老年人还是乐意学习新的事务。除此之外“跳舞、健身、练气功”、“参加社团组织活动”也是老年人进行社会参与的主要活动。
基于前文分析社会参与会影响老年人的精神健康，这也是本文探究的主要问题，为此，在前文分别对老年人的精神健康、社会参与情况进行分析后，进一步观察二者之间存在的联系，具体情况见表6。老年人社会参与和精神健康基本情况分析结果汇总如图，通过分析可以发现，首先，从整体上进行参与的老人中抑郁得分高的人数比得分低的人数明显要少；其次，在“重度抑郁”这一项中，不参与社会活动的老年人比例更高，而在“不抑郁”和“轻度抑郁”这两个选项中，参与社会活动的老年人比例远高于不参与社会活动的老年人比例，这为我们下一步的回归分析提供了依据。
Table 6. Summary of social participation and mental health of older persons
表6. 老年人社会参与和精神健康情况汇总表
5. 实证分析
(一) 模型构建
本文因变量精神健康是由得分为0~40分之间的连续型变量，因此选择用多元线性回归分析进行数据的回归。
回归模型整理如下：
。
其中因变量为精神健康(M)，自变量为社会参与(S)，控制变量为Xi所代表老年人的人口学特征、社会特征、老年人的健康状况。εi代表随机扰动项。
(二) 共线性分析
为了避免引起错误的统计报告，防止出现线性回归模型中多变量之间发挥作用致使数据结果失真 [15] ，本文对所有纳入的变量进行共线性分析，观察变量之间是否会有严重共线性而导致回归结果不准确。在Stata14.0软件中进行共线性分析后结果汇总见表7。可方差膨胀因子值在1~1.37之间波动，MeanVIF为1.13，符合多元线性回归模型的使用条件。
Table 7. Collinear analysis table of each variable
表7. 各变量共线性分析表
(三) 相关分析
通过整理相关文献发现，我国很多学者在回归分析之前，会进行各变量与因变量之间的相关程度检验 [16] ，本研究相关系数检验结果汇总见表8。
Table 8. Table of correlation analysis results of each variable
表8. 各变量相关性分析结果表
注：显著性水平***代表P < 0.01，**代表P < 0.05，*代表P < 0.1。
结果显示，老年人的精神健康与社会参与、性别、城乡分布、受教育程度、婚姻状况、政治面貌、自评健康在P < 0.01的水平下有着显著的相关性；除此之外，结果也显示出年龄、现居住地类型与精神健康并未表现出显著的相关关系，尽管如此，这些变量仍是在理论模型的基础上选取得出的，分别构成了影响老年人精神健康的各层面，具有一定代表性，并不能仅因为相关性不显著而直接删去。
(四) 回归分析
本节由两个部分，共六个模型组成。
首先第一部分有两个模型。基准模型一只纳入因变量精神健康和核心自变量社会参与进行回归，观察老年人社会参与对其精神健康的影响情况；模型二则是在模型一的基础上纳入其他层面控制变量，观察在控制了老年人年龄、性别、受教育程度等变量的基础上，社会参与对其精神健康的影响。两个模型的分析结果汇总见表9。
模型一中，社会参与对老年人精神健康在P < 0.01水平下有显著影响，系数为负值，说明进行社会参与的老年人抑郁得分要比不参与的老年人低，即参与社会活动的老年人精神健康状况比不进行社会参与的老年人更好。故假设1成立。
模型二在模型一的基础上加了控制变量，数据结果显示，纳入控制变量后老年人社会参与对其抑郁程度仍有显著的负向影响，即仍对老年人精神健康有积极的正向作用，但作用程度有所降低。
从性别看，该变量P < 0.01，这说明性别对老年人的精神健康有显著影响，表现出对抑郁水平的负向影响。在以往的研究中，也有学者注意到了性别对老年人精神健康情况确实有影响 [17] ，猜测主要原因可能在于随着年龄的增长生活阅历也在不断积累与丰富，老年人的心态发生了改变。
城乡分布上，该变量P < 0.01水平下对老年人精神有显著影响，系数为负值，故城乡分布对抑郁程度有负向影响，对老年人的精神健康有显著的正向影响。
老年人的受教育程度对其抑郁得分有显著负向影响，即对其精神健康有显著正向影响，受教育程度越高精神健康水平越好，受过教育尤其是更高层次教育的老年人更有能力控制负面情绪或者给自己积极的心理暗示，或者更擅长利用自己的所学去搜集信息建立素养，从而对自己有明确的认知。但未受过教育的老年人或者教育水平很低的老年人他们没有能力主动去搜集信息，搭建起自身与外界之间良好的桥梁，从而精神上比较紧张。
此外，结果也发现婚姻状况、自评健康对老人精神健康分别有着负向和正向作用，均显著。分析结果中未发现年龄、现居住地类型和政治面貌对老年人精神健康有显著影响作用。
Table 9. Summary of the results of regression analysis of the effects of social participation on mental health in the elderly
表9. 社会参与对老年人精神健康影响的回归分析结果汇总表
注：显著性水平***代表P < 0.01，**代表P < 0.05，*代表P < 0.1。
第二部分则着重探讨不同社会参与方式对老年人精神健康的影响，由四个模型构成。模型三探讨的是老年人非正式参与对其精神健康的影响，模型四是将老年人非正式参与作为自变量同其他控制变量一起纳入模型当中。汇总结果见表10。
通过分析发现，老年人非正式与对其精神健康同样有着显著的正向作用，但作用力度相比于整体的社会参与水平有所降低。从人口学控制变量来看，性别、城乡分布、受教育程度、自评健康均为正向影响，婚姻状况为负向影响，政治面貌、现居住地类型同前文模型二结果一样，对老年人精神健康无显著影响。
Table 10. Summary of results of regression analysis of the effects of informal social participation on mental health in older adults
表10. 非正式社会参与对老年人精神健康影响的回归分析结果汇总表
注：显著性水平***代表P < 0.01，**代表P < 0.05，*代表P < 0.1。
Table 11. Summary of results of regression analysis of the effects of formal social participation on mental health in older adults
表11. 正式社会参与对老年人精神健康影响的回归分析结果汇总表
注：显著性水平***代表P < 0.01，**代表P < 0.05，*代表P < 0.1。
模型五探讨的是老年人正式参与对其精神健康的影响，模型六是将老年人正式参与作为自变量同其他控制变量一起纳入模型当中进行回归分析。回归结果汇总见表11。
通过分析发现，老年人正式参与对其精神健康同样有着显著的正向作用，但作用力度高于整体的社会参与水平。故假设2成立。从人口学控制变量来看，性别、城乡分布、受教育程度、自评健康均为正向影响，婚姻状况为负向影响，政治面貌、现居住地类型同前文模型二结果一样，对老年人精神健康无显著影响。
(五) 稳健性检验
稳健性检验可以检验数据结果的稳定性 [18] ，本文为了保证数据的严谨性，对研究结果进行稳健性检验。
通过前文分析发现，本研究性别比例较为均衡，因此可以按照不同性别将样本分成较为均衡的两部分，分别进行回归分析，观察社会参与是否依然对其精神健康有显著的作用。检验结果见表12。社会参与的显著性无论在男性老人组还是女性老人组都未发生明显变化，依旧在P < 0.01水平上显著，且系数均为负，说明对抑郁得分作用为负向，即对精神健康为正向作用。仔细研究可发现，女性老人组的社会参与系数大于男性老人组，即社会参与对女性老人精神健康的影响要大于男性老人。综合检验的结果可得，该研究的回归结果是稳健可靠的，尚无异常值出现影响回归结果。故假设3成立。
Table 12. Subsample regression analysis results table
表12. 分样本回归分析结果表
注：显著性水平***代表P < 0.01，**代表P < 0.05，*代表P < 0.1。
6. 结论与建议
(一) 结论
本文对CHARLS 2018年数据进行了比较详细的分析，为社会参与对老年人精神健康的影响提供了数据支持。然后又从性别这个角度验证了数据结果的稳健性，证明本研究具有较强的信服度，以下为主要结论：
第一：社会参与对老年人精神健康有显著正向影响。通过模型一和模型二可以发现，社会参与对老年人的精神健康具有正向的积极影响，进行社会参与的老年人，其抑郁得分要比不参与的老年人低，即精神健康水平高；在对个人、社会以及自评健康状态特征进行控制后发现，社会参与对老年人精神健康效果依然明显。从人口学控制变量来看，性别、城乡分布、受教育程度、自评健康均为正向影响，婚姻状况为负向影响，政治面貌、现居住地类型对老年人精神健康没有显著影响。
第二，不同社会参与方式均对老年人精神健康有显著的正向影响，正式参与作用更强。通过模型三、四、五、六结果可知，无论是正式参与还是非正式参与，均对老年人精神健康有显著的正向影响，正式参与的系数大于非正式参与的系数，故正式参与的显著效果更强。
第三，社会参与对老年人精神健康的影响具有性别差异。相同情况下的社会参与对女性老人精神健康的正向影响作用要大于对男性老年人精神健康的正向影响作用。这是因为女性老年人和男性老年人相比，有更大的进行社会参与意愿，她们情绪丰富，更容易敞开心扉和周围的人形成亲密的朋友关系，在进行社会参与的过程中也更加积极。
(二) 建议
老年人社会参与为改善老龄化问题提供了一个全新的思路 [19] 。本文的分析发现，老年人社会参与关系着其心理健康，通过持续的社会参与，可以减少抑郁的风险。因此我们需要建立一套针对老年人心理健康的服务体系，强化老人的心理素质。
第一：保障老年人社会参与权利，提供多样化服务。
社会保障是关系到民生的大事，政府对老年人的养老服务的推进要快速跟上。实证研究发现老年人社会参与对其精神健康息息相关，这就提醒政府重点关注老年人社会参与，建设老年人全方位保障体系。首先政府可以健全老年人社会参与的保障、激励机制，保障老年人的社会参与安全，鼓励老年人参与各类社会活动；其次评估老年人现实的需求，提供精准化服务 [20] 。同时政府作为社会福利的主要承担者，同时拥有权力与资源，但在政策执行能力的过程中，应尽量避免城乡之间、性别之间差距过大，防止出现不公平现象的发生。
第二：强化社区建设，大力支持老年人社会参与 [21] 。
首先社区应根据老年人对活动的类型偏好，有针对性地开展活动，设计多元化的养老服务，，同时在服务过程中，工作人员还可以通过交谈拉近与老人的距离，老年人也会因为日常小事感受到关心照料，心理上就会产生认同感与获得感，精神上得到满足。除此之外，社区可以通过广播、宣传页等方式宣传近期举办的社区活动，最大程度的使活跃的老人带动其他人参与社区集体活动。其次社区要强化基础设施建设，为老年人社会参与营造一个良好的场所。比如申请公共娱乐空间，促进老年人交流互动，还可以配备一些电子设备供老年人学习使用，拓展线上参与渠道。
第三：重视老人参与意愿，鼓励个人爱好发展。
作为家庭成员要尊重老年人的参与意愿，恰当地鼓励老年人为社会做奉献实现自己的价值。当然也要发自内心的尊重老年人的思维方式，引导老年人树立积极乐观的生活态度，对老人的愿意参与的活动给予理解和支持、帮助，对于没有强烈参与意愿的老人，我们可以在保证老年人身体健康的同时，在日常生活中不经意的传播社会参与的乐趣，适当引导与鼓励老年人对社会参与的兴趣。首先我们应主动接近老人，了解老人诉求，在聊天的同时调查老人对于社会活动的参与意愿以及喜好的类型。其次要鼓励老年人从自身出发，建造属于自己精神生活。