赠人玫瑰，手有余香——志愿服务的幸福效应

小编推荐

实践灵感：

1.政府要通过媒体宣传和政策支持，鼓励老年人参与志愿服务；

2.社会组织应丰富老年人志愿服务项目与内容；

3.依托时间银行模式，提升老年人参与志愿服务的幸福感。

赠人玫瑰，手有余香

——志愿服务的幸福效应

杨华磊  吴远洋  张文超 姚怡丹

摘 要：对老年心理疾病的高发风险，如何提高老年人幸福感，社会支持理论认为让老年人参与社会活动，能够提升其社会参与水平和互动水平，进而提升其幸福感。那么老年人参与志愿服务能否增加其幸福感呢？本文基于2013年的CHARLS数据，以60岁及以上老年人为研究对象，考察了老年人参与志愿服务对其幸福感的影响作用和影响机制。实证研究发现，中国老年人参与志愿服务能显著提升幸福感水平，尤其对于女性、非党员以及经济状况良好的老年人，参与志愿服务增进幸福感主要通过提升积极情绪加以实现。本文的研究结论也可为保障老年人福利、构建互助的老年人社会参与体系提供经验证据。

关键词：老年人 社会支持 互助 福利

引言

近些年，中国的老年人口数量不断攀升，根据第七次全国人口普查数据，老年人口（60周岁及以上）攀升至2.6亿，占比达到18.7%。在中国发展研究基金会有关我国老年人口的预测中，到2050年中国60岁及以上老年人口可达5亿，占比将达到总人口的三分之一。在此背景下，社会政策的变迁、城镇化迅速发展等，将使我国独居、失独、空巢等特殊老年群体人数不断增加。据统计，2015年我国空巢老年人占老年人口的比例高达一半，而独居老年人约占老年人口的10%。逐渐缩小的社交网络和单一的社会关系使空巢、失独或独居老年人面临心理“困境”，如抑郁（石金群、王延中，2013）和孤独（杜鹏等，2016）等不良心理。对老年人心理“困境”的干预关乎其幸福感知，老年人幸福是社会健康发展的重要特征，也是了解老龄群体情绪波动和状态变化的窗口（王妮，2011）。在老龄化日趋严峻的背景下，老年人幸福不仅是实现“国家富强、民族振兴、人民幸福”中国梦的重要一环，亦是向实现两个百年奋斗目标的奋勇前行。

基于此，如何保障老年人生活进而提升老年人福利，尤其是自我感知的主观幸福感呢？社会支持理论认为，个体通过社会互动所获得的支持与帮助，能够使老年人心理应激反应有所减轻，缓解老年人精神紧张的状态，使其社会适应能力得到提升（赵琛徽、于珊珊，2013），同时社会支持可以通过减轻社会压力、促进社会融合提升幸福感（方黎明，2016）。从这一角度来看，老年人心理“困境”形成的重要原因就是缺乏社会支持和家庭支持。相比劳动人口，老年人退出劳动市场后，参与社会活动频率降低，社会关系数量减少，进而社会支持弱化，导致老年人幸福水平下降。故让老年人重新参与到社会活动，通过建立社会关系和社会网络获得社会支持，提升老年人的福利以及主观幸福感。基于此，通过参与志愿服务让老年人融入社会活动，重新建立老年人社会网络则是干预老年人心理“困境”、实现老年幸福的重要举措。我国政府在有关国家老龄化事业发展的相关报告中明确提出，至2020年，我国老年人参与志愿服务的人数将达到我国老年人口总数的12%。

本文要讨论的主要问题，是老年志愿者幸福感是否高于非志愿者群体？在不同群体中是否存在差异，其作用机制又是如何？有关这些议题的讨论，不仅有助于开发老年人资源，实现老年人价值，更重要的是在快速老龄化背景下，构建一个互助的老年社会。通过建立老年人的社会支持网络，丰富老年人的社会生活，保障老年人福利，对于促进老年人幸福和实现两个百年奋斗目标实现具有重要的战略意义。

一

文献评述

国内外学者就老年人进行志愿行为与其幸福感之间的关系开展了不同程度的讨论，具体而言本文对于志愿服务与幸福感的关系的梳理包括以下三个方面：影响结果、影响程度以及影响机制。

（一）影响结果

1.志愿服务对幸福感的促进作用

已有调查研究发现老年人参与志愿服务能够提高其主观幸福感。威利根发现，美国老年人参与志愿服务越多幸福程度越高，且相较于年轻群体，这种影响对于老年人而言要更大（Willigen，2000）。其他几项相似研究也证明，老年人参与志愿服务能够帮助其提高幸福感（Haski-Leventhal,2005;Schwingel et al.,2009;Sarid et al.,2010;Ho,2015）。此外，李芹（2010）对山东济南市参与志愿服务的老年人进行了问卷调查分析，结果显示老年志愿者的生活满意度相较于老年非志愿者更高；吴金晶等（2012）、曹杨和王记文（2015）、张文超等（2021）的研究也持相同的观点。

2.志愿服务并不影响幸福感

然而，也有一些学者认为老年人参与志愿服务和其主观幸福并无联系。例如，有研究采用加拿大有关老年人的数据进行研究，通过使用OLS模型进行分析后发现，快乐与生活满意度和老年人是否参与志愿服务之间的联系并不显著（Menec,2003）。与之类似，一项基于以色列年龄较高的老年人群体的研究发现，虽然老年志愿者的自评健康、社会关系与非老年志愿者有明显的差异，但目前对于生活的评价不存在明显的影响（Shmotkin et al.，2003）。

（二）影响程度：参与频率、状态和个体特征对幸福感的不同影响

从影响的程度来看，老年人参与志愿服务与幸福感之间的积极影响受不同因素的干扰。第一，参与频率不同，影响程度不同。莫罗等人利用三期美国生活变化调查数据，采用广义估计方程研究发现是否经常参与志愿服务与幸福感的关系呈现为非线性，这意味着存在最优的参与程度（Morrow et al.，2003）。相似研究发现，低龄老年人参与志愿服务时，其参与行为和主观幸福感之间存在倒U型的相关关系，较为适宜的志愿服务参与时数是100-800小时（Windsor et al.，2008）。王记文（2015）的研究也得出参与频率与生活满意度呈现倒U型关系这一结论。不过，也有研究认为两者是线性关系。参与志愿服务水平较低或中等水平的老年人，其主观幸福感与从未参与过志愿服务的老年人相比较，幸福感提升作用微弱，而较高频率参与志愿服务的老年人主观幸福感得到明显的提高（Matz et al.，2012）。第二，参与志愿服务状态的变化同样会导致影响效果的变化。一项基于台湾地区老年人的研究显示，随着老年人志愿服务参与程度的加深，其生活满意度越来越高（Li et al.，2013）。第三，参与志愿服务的个体特征不同，影响程度不同。对于年龄更大、受教育程度较低以及退休群体而言，志愿服务影响程度更大（Connolly&Shea，2015）。而苗青等人（2017）基于中国综合社会调查数据（CGSS），通过处理效应模型进行数据分析发现对于老年人尤其是处于较低社会地位的老年人而言，经常参与志愿服务拥有一定的社会补偿效应，即处于较低社会地位的老年人参与志愿服务主观幸福感更容易得到提升。社会支持和社会网络对老年人参与志愿服务的幸福感也会起到不同影响，对于社会支持网络较少的老年群体而言，参与志愿服务提升幸福感的程度更为明显（Jiang et al.，2018）。此外，年龄、受教育年限及文化资本等因素也对个体幸福感水平产生重要影响，如高龄老年人更好的心态和生活条件（郭志刚、刘鹏，2007），较高的文化程度所带来的高收入和生活期望对幸福感的影响（陈钊等，2012）及党员身份所带来的文化资本等（丁志宏，2012；谢立黎，2017）。

（三）影响机制：情绪价值和社会支持的中介作用

从影响主观幸福感的机制来看，国内外学者有诸多讨论。格林菲尔德和马尔克斯运用生活满意度、积极情绪和消极情绪来表征主观幸福感，并在研究中将生活满意度与积极情绪设定为中介变量，通过研究发现经常参与志愿服务的老年人的生活满意度以及积极情绪更容易得到提高。但老年人消极情绪与志愿服务之间没有显著的相关关系（Greenfield&Marks，2004）。相似的研究也发现，老年人亲社会取向行为会提升幸福感，印证了同样的结果（Kahana et al.，2013）。然而，刘西国（2016）基于CHARLS数据，发现社会交往能够降低老年人的抑郁程度，从而促使其积极就医、提升生活满意度，即志愿活动的增多能够帮助老年人融入社会、缓解消极情绪。此外，派勒文和西格尔利用威斯康星州的一项追踪调查数据进行数据分析后发现，参与志愿服务的老年人能够通过社会整合与被看重感对心理健康产生影响，前者表明拥有较少社会支持网络的老年人比拥有较多社会支持网络的老年人更容易通过志愿服务对心理健康产生积极影响，而后者则表明老年人参加志愿服务产生自我价值感，进一步对心理健康造成影响（Piliavin&Siegl，2007）。皮尔金顿等人从社会支持的角度作出假设，老年人拥有社会支持的类型与质量能够对志愿服务与主观幸福感的关系起到一定的作用，而通过最后的结果得出结论，能够对其起到中介作用的变量为朋友、家人的社会支持以及正向的社会交换作用（Pilkington et al.，2012）。

（四）评述

根据上述的文献回顾能够发现国外学者针对这一议题已经作出了较为深用于我国现实情况还有很大的讨论空间。对此，综合上述研究情况来看，对于我国老年人参与志愿服务是否能提升幸福感，未来的研究可以进一步从研究内容和研究方法进行扩展。

在研究内容方面，能够进一步从影响差异进行讨论。首先，可以针对我国老年人志愿服务参与程度、参与状况变化进行讨论。已有研究中，虽然国内有学者注意到了志愿服务的影响存在最优值，但具体而言，志愿服务参与的幸福感促进作用是否存在门槛值，即是否只有超过某一服务时长才会提升幸福感？不同志愿服务类型的影响是否存在差异？参与程度高是否反而会对幸福感有消极影响？这需要进一步研究。另外，志愿服务状态变化对幸福感的影响是否会发生变化也是一个值得讨论的话题。其次，关于异质性分析和中介效应检验的研究工作还有很大的改进空间，虽然此前学者们也对这一方面进行了探索（曹杨、王记文，2015；高翔、温兴祥，2019），但对于社会更加关注的经济状况和心理健康等变量进行的研究还不够深入，比如政治面貌、经济状况、社会支持情况等个体差异的讨论。同时，探讨我国老年人参与志愿服务如何影响幸福感的作用机制，能够帮助厘清志愿服务和幸福感的关系。

从研究方法这一角度，以模型选择的视角进行观察。在目前的研究中，大部分学者主要运用基准回归模型，而对于数据分析中的样本自选择性问题缺乏关注，研究结果可能会因为遗漏变量、自选择问题出现偏误。对于这一问题，已有研究主要通过工具变量、处理效应模型和倾向得分匹配等方法解决潜在的内生性问题。在本文中，考虑到存在样本自选择性的可能，即幸福的人更可能愿意参与志愿者服务，而倾向得分匹配可以很好地克服这种自选择性。但是已有研究中，采用倾向值匹配这种方法对志愿服务幸福效应进行研究的文献较少。另外，对使用的数据进行整理分析，目前国内学者对于这一主题的探讨大多采用的是部分地区的调查数据，对于面向全国的数据进行研究的文献较少，特别是本文使用专门研究老年群体的CHARLS数据，此调查数据主要面向的群体为45岁及以上的中老年人，涵盖了全国28个省，能够较好处理样本选择偏误对于研究结论的影响。

综上所述，本研究采用2013年的CHARLS数据研究志愿参与与老年人幸福感之间的关系，为了消除自选择性，进行稳健性检验。在这一基础上，利用倾向得分匹配方法（PSM）分别对性别、政治面貌和经济状况进一步采用异质性检验，以讨论个体特征差异所导致的影响差异。最后，检验了志愿行为对幸福感影响的渠道或者机制。

二

数据、变量与模型设定

（一）数据来源

本文使用中国健康与养老追踪调查数据（CHARLS）作为分析的基础。中国健康与养老追踪调查数据（CHARLS）是以中国45岁及以上群体或家庭为主要研究对象的高质量微观数据，包含社会经济、个体家庭和人口健康等重要信息。本文采用的2013年追踪调查数据于2013年7-8月收集，共收集到10803个家户信息，包含18605个个体信息，其中有15770个为回访样本，2834个属于新增个体样本。为保证研究结果的针对性，本文选取60岁及以上的样本为研究对象，并在进行变量筛选和数据清理后，一共保留了4403个样本数据。

（二）变量说明

1. 被解释变量

选取主观幸福感作为本文的因变量，幸福感既包括情感状态，也包括认知水平（Diener，2000）。考虑到现有研究成果和问卷数据的可用性，具体以问卷中生活满意度作为主观幸福感的衡量。一方面，马汴京（2019）指出生活满意度是个体对生活状态或情感满足与否的多维评估，是表征幸福感高低的重要指标；另一方面，2013年CHARLS问卷中详细询问了受访者的生活满意度。CHARLS问卷中直接询问受访者是否满意自己的生活，并将受访者的回答划分为五个等级，从一点不满意到极其满意，为因变量选择提供了直接的变量设置。

2. 主要解释变量

是否参与志愿服务为本文的自变量。2017年，《志愿服务条例》明确将志愿服务定义为志愿者、志愿服务组织和其他组织无偿向他人提供的服务。同时，基于我国语境之下，我国当前所开展的志愿服务具有无偿性和助人为乐的特点（江汛清，2002）。基于以上特性，选取CHARLS数据中曾发生过“无偿向他人提供帮助”行为和曾参与过“志愿活动或慈善活动”的受访者视为“参与过志愿服务”，而没有发生上述行为的受访者则认为“未参与志愿服务”。

3. 控制变量

已有研究证实，个人特征、家庭因素和社会背景等同样会影响个体的幸福感状态。在此我们把健康、性别、配偶状况、年龄、家户人数、子女同住、子女经济支持、政治面貌、教育年限、养老保险、工作状况、城乡情况和经济状况作为控制变量纳入模型中。具体变量设定如表1所示。

4. 中介变量

已有研究认为积极情绪和消极情绪的存在，可能直接或间接地影响到参与志愿服务和幸福感的影响（刘西国，2016；Greenfield & Marks,2004）。参与志愿服务的个体可能在服务过程中产生更多的积极情绪或消极情绪从而影响个体的幸福感状况。问卷中，询问受访者是否烦恼、低落、害怕、孤独或无法继续生活的情绪状况，这些情绪都属于负面情绪，将此五个问题的回答生成消极情绪，通过回答程度依次赋值为0-3，并加总五个问题的回答；同理，将充满希望和很愉快归为积极情绪，根据回答问题的程度依次赋值为0-3，并加总得到积极情绪水平。

（三）模型设定

1. 基准模型

构建志愿服务对幸福感影响的计量模型，结合被解释变量为定序变量的特点，因此，首先采用有序Probit模型进行估计，具体模型设定如下：

happiness*i为happinessi背后不可观测的连续变量，以潜变量的形式存在，两者间的关系如式（2）所示，其中r1<r2<r3<r4分别为未知参数，称为切点；volunteeri则为是否参与志愿服务；xi为人口特征、家庭特征、社会经济特征等变量；εi为误差项。离散变量幸福感也可作为序数变量处理，采用ols回归模型，进行进一步检验，提高稳健性。

2.倾向得分匹配

史薇（2017）、苗青和张玉（2017）的研究表明，老年人参与志愿服务是一种内生行为，不可避免存在选择性问题。在这种情况下，老年人参与志愿服务可能遵循某些选择机制，如果不进行有效处理，那么基本回归结果可能存在内部效度问题。PSM可以很好地消除由自选择带来的内生性威胁，故在此将用PSM方法处理基本回归结果的选择性偏误。

PSM的基本思想是将可观测的多个个体特征信息，通过Probit或者Logit方法压缩为一个倾向得分，进而特征得分将处理组和控制组个体根据得分相似性匹配起来，计算得出参与者平均处理效应（Average Treat meant Effect on the Treated，ATT）。

结合本文研究，PSM的步骤具体如下：首先，依据处理变量volunteeri将样本分为处理组与实验组，其中参与志愿服务样本为处理组，未参与志愿服务样本为控制组。其次，尽可能多地寻找同时影响主要解释变量volunteeri和被解释变量happinessi的协变量，这里本文的协变量包括个体人口特征、家庭特征和社会经济特征等变量。再次，计算倾向得分，即在控制协变量下，计算个体被处理的概率；再次，依据倾向得分采用不同的匹配方法进行匹配，分别采用K近邻匹配、半径匹配和核匹配。最后，比较匹配后处理组与控制组的差异，得出ATT，具体用公式表达如下：

其中happiness1i为处理组的幸福感，happiness0i为控制组的幸福感；Di为处理变量，是指参与志愿服务volunteeri，Di=1时表示参与志愿服务，Di=0表示老年人并未参与志愿服务；p（Xi）为倾向得分，表示老年人选择参与志愿服务的概率，这里采用Probit模型估计。

需要注意的是，倾向得分匹配需要遵循两个前提假设。第一，可忽略性假设，即在给定协变量的情况下，处理变量Di与被解释变量happinessi相互独立，这意味着老年人是否参与志愿服务并不考虑幸福感影响，而由可观测的协变量所决定。第二，共同支撑区域条件或重叠假设，即对于给定的协变量Xi都有0<p<（Xi）<1，这意味着对于处理组和控制组而言，存在重叠的范围，这是匹配能够进行的前提。

1. 中介效应检验

为了检验老年人参与志愿服务对幸福感影响的作用机制，这里检验是否积极情绪水平、消极情绪水平可以作为影响主观幸福感的中介变量。根据温忠麟和叶宝娟（2014）的工作，我们检验志愿行为对老年人幸福的影响渠道，因此在式（1）的基础上，增设式（4）和（5）：

三

实证结果与讨论

（一）变量统计性描述

表2为各变量描述性分析。分别探讨了总样本、参与志愿服务样本与未参与志愿服务样本的分布情况。从表2中可以看出，总样本中，老年人的主要幸福感水平为3.151，比较满意；分样本来看，参与志愿服务老年人主观幸福感水平高于无参与志愿服务老年人的幸福感水平，且两者之间存在显著差异。在志愿服务参与上，样本中参与志愿服务的老年人约有10.2%，志愿服务参与处于较低水平，大部分老年人并未发生或参与过志愿服务行为。

为更直观观察老年人参与志愿服务与幸福感的分布情况，本文用分组统计直方图加以呈现。从图1可以看出，在较高的幸福感水平基准上，即在“非常满意”和“极其满意”水平，参与志愿服务老年人的比例要显著更高，表明参与志愿服务的老年人幸福感水平往往更高。

（二）基准回归结果

表3为有序Probit和OLS回归结果，其中模型（1）、（2）为有序Probit回归结果，模型（3）、（4）为OLS回归结果。从表中结果来看，有序Probit和OLS回归结果在符号方向与显著性方面相同。具体地，老年人参与志愿服务对幸福感呈正向影响，且在0.1%统计水平上是显著的。这同多数学者的研究是一致的。一方面，社会参与程度越高，其生活满意度越高。原因在于社会参与程度越高其社会角色越丰富，而多元的社会角色能为人们带来清晰的自我认知和较高的生活满意度。因此，进行志愿行为能够帮助老年人逐渐形成新的角色，进而使老年人自我认识更为清晰，提升了幸福感。另一方面，从生命历程角度来看，个体所扮演的角色在人生不同阶段有不同的意义（Willigen,2000）。志愿者角色对于青年群体而言可能是已有角色的延伸，例如成为好的父母、员工等，但对于老年人而言，志愿服务却是代替性的选择，例如通过参与志愿服务替代在家看电视，因而对于后者而言志愿者角色有更重要的意义。从社会支持角度来看，相较于非志愿者而言，参与志愿服务能够加强社会网络的构建，从社会网络成员中可以获得更多的社会支持，提升幸福感（Pilkington et al.,2012）。老年人通过参与志愿服务不仅可以建立和发展新的社会联系，从而建构和巩固自身的社会支持体系，而且诸如家人、亲戚等已有社会联系也通过提供情感性和工具性的社会支持使老年人能够持续参与志愿服务过程，进一步提升幸福感水平。

在控制变量方面，从个人特征来看，随着年龄的增大，幸福感会有所提升。这可能有两方面的原因，一方面存在选择效应，即高龄的老年人一般都是对生活比较满意的，这可能是由于他们生活条件、心态所致（郭志刚、刘鹏，2007）；另一方面，结合我国发展历史来看，高龄老年人经历的苦难多，更珍惜当前生活，因而生活满意度更高。从健康因素来看，可以发现，日常生活行为能力受限程度越高、具有很多慢性病的个体，其幸福水平通常更低。这可能是由于健康水平的受限，降低了生活质量，进而影响了个体幸福感。

从家庭因素来看，配偶状况、与子女同住以及子女经济支持对个体幸福感有明显促进作用。方黎明（2016）指出社会关系的质量对个体影响要大于社会关系数量的影响。从这一角度来看，家庭因素对个体的影响关键在于是否能够为老年人提供物质与心理上的支持，因而有配偶且与子女同住的老年人更能从中获得生活照料、情感支持，而子女经济支持也为老年人提供了物质上的保障，进而使其能够拥有更高水平的幸福感。

从社会经济因素来看，拥有社会养老保险、经济状况越好的老年人，其幸福感水平越高。这可能是由于社会养老保险与良好的经济状况能够为老年人建构起风险防范机制，进而对生活有安全感，提升其幸福感水平。不过令人意外的是，教育水平同主观幸福间存在显著的消极关系，即教育水平越高，其幸福感水平越低。陈钊等（2012）认为受教育年限能通过提高个体收入和生活期望进而提升居民幸福感，并认为收入水平的提升虽然能在一定程度上增加物质幸福，但受教育水平的提高也会在无形中增大生活期望与现实生活之间的落差，使得个体幸福感降低。从本文结果来看，后者影响作用程度更大。在城乡方面，城市社区老年人幸福感水平更高，这可能由于城市基础设施建设、生活服务等方面更为发达、便利，进而提升了老年人的幸福感。

（三）稳健性检验

为了消除可能由自选择而导致的选择偏差等问题，本文利用PSM进行稳健性检验。首先，本文使用个体特征、家庭特征、社会经济特征计算个体参与志愿服务的倾向得分。为了保障匹配效果，本文进行了平衡性检验，结果如表4所示。一般而言，匹配后标准化偏差需要保持在10%以内。从表4结果来看，匹配后所有变量的偏差率均降低到2.5%以内，说明匹配效果较好。从图2可以看出，处理组与控制组之间差异明显降低，重合度较高，同样表明匹配效果良好。

其次，为使结果更为稳健，本文分别使用K近邻匹配、半径匹配和核匹配方法将处理组与控制组匹配起来，进而计算参与志愿服务行为对主观幸福感的平均处理效应，结果如表5所示。从结果来看，基于三种方法匹配后，发现相对于未参与志愿服务的老年人，发生志愿服务行为老年人幸福感分别提升了0.145、0.133、0.136，且在0.1%统计水平上显著。这同基准回归结果是一致的。

四

进一步分析

（一）异质性检验

考虑到不同群体间存在显著的异质性差异，本文采用PSM方法，分别对性别、政治面貌以及经济状况进行检验，结果如表6所示。从性别角度来看，无论男性还是女性老年人，参与志愿服务对其幸福感均有显著的提升作用。不过，相较于男性而言，参与志愿服务对提升女性老年人的幸福感贡献更大。这同曹杨和王记文（2015）的结果相反。一种可能的解释是女性退休后由职场上的工具性角色转为纯粹的情感性角色，以家庭为中心，人际交往的重心由同事转为亲属，因而活动空间容易被压缩，局限于家庭领域，更易出现负面情感（夏辛萍，2018）。因此，女性参与志愿服务有利于其适应角色转变、扩展社会交往渠道。

从政治面貌来看，老年党员参与志愿服务并不会显著提升其幸福感，而非党员老年人通过参与志愿服务其幸福感能够得到显著的提升。对于党员而言，丁志宏（2012）指出，《党章》对党员的义务做了明确的规定，党员必须主动投入服务工作之中，而这种“利他”要求已潜移默化地被党员视作自己的分内之事。谢立黎（2017）研究认为政治面貌隶属于文化资本的一种，对于许多老党员而言，仍以先人后己、为人民服务等要求自己。从这一角度而言，对于党员而言，参与志愿服务可能被视作履行党员职责的过程，而并非作为提升幸福感的手段。然而，对于非党员而言，其社会参与渠道可能相对较少，促使非党员老年人在志愿服务参与过程中形成新的角色，加深自我认识，从而有效地提升其幸福感。

在经济状况方面，本文以中位数为界，将经济状况取值高于且等于中位数的老年人归为经济状况良好，反之则归为经济状况一般。从结果来看，相较经济状况一般的老年人而言，经济状况良好的老年人参与志愿服务对主观幸福感的提升作用更为显著。根据马斯洛需求理论，志愿服务可以视作自我实现的一种渠道，能够满足高层次的需要，因而对于经济状况良好的个体而言，在生理、安全等需要获得满足的情况下，志愿服务参与作为一种获得社会联系和认同、实现自我价值的途径，显然对其幸福感提升作用更为明显。相反，对于经济状况一般的群体而言，当前更为迫切的需要可能是生理需要和安全需要，因而对于较高层次需要的追求并不高，进而志愿服务参与对其幸福感促进作用相对较小。

（二）中介机制讨论

为了进一步检验中介作用机制的存在，本文检验通过提升积极情绪、抑制消极情绪这两种方式，是否在“志愿服务对幸福感的影响”中发挥了中介作用。结果如表7所示，分别对积极情绪和消极情绪结果进行了中介检验。模型（5）、（6）结果表明参与志愿服务对自身积极情绪水平具有促进作用，进而促进幸福感水平的提升。同时，由于在模型（6）中，其系数大小与显著性水平下降，可以认为积极情绪起中介作用，老年人参与志愿服务通过提升其自身的积极情绪水平影响幸福感。从模型（7）、（8）结果来看，虽然在控制志愿服务参与情况下，消极情绪与幸福感之间存在显著联系，但由于志愿服务参与和消极情绪之间并不存在显著联系，这意味着志愿服务可能并不会通过消极情绪水平变化影响幸福感。为了确保结论的准确性，采用Bootstrap方法检验间接效应。结果显示，间接效应系数为-0.004（p=0.688>0.05）并不显著，因而可以认为老年人参与志愿服务并不会通过影响消极情绪使幸福感发生变化。对此，Kahana等（2013）认为这可能是由于消极情绪更多与负面的生活事件和环境有关，与社会参与联系不大。

结论

面对老年人心理“困境”，社会支持理论表明，通过社会活动参与，老年人能够提升其社会参与水平和互动水平，从而提升其幸福感。在我国语境之下，老年人参与志愿服务能够提升其幸福感吗，这一关系的具体表现又是什么？本文基于2013年中国健康与养老追踪调查数据，采用有序Probit和OLS模型进行实证研究后发现：（1）志愿参与与老年人幸福感存在正向关系，即志愿行为参与会提高老年人的幸福水平，并且在采用PSM消除自选择影响后，这一结论仍然成立，这与当前主流研究发现是一致的；（2）考虑到个体特征差异可能产生不同的影响结果，本文依据性别、政治面貌和经济状况进行异质性检验发现，女性、非党员和经济状况良好的老年人志愿服务的幸福效应要高于男性、党员和经济状况一般的老年人；（3）在进一步探究中介机制时发现，积极情绪的提升在两者之间发挥了重要的中介作用。

本文研究的理论意义在于，一方面，系统整理了国内外关于志愿服务幸福效应的相关理论，形成了科学的理论基础，丰富了社会支持理论关于幸福感的阐述。另一方面，文章提供了一个检验社会支持理论的中国经验证据，即更多的社会支持和社会参与，有助于提升民众的幸福感，中国老年人参与志愿服务能够提高其主观幸福感，并为两者之间的作用机制进行了检验，志愿服务能够有效提升老年人的积极情绪以增强幸福程度。

本研究的政策启示在于，首先，针对老年人参与志愿服务有助于提升幸福感的结论，政府应该发挥倡导和扶持作用。当前，虽然我国政府已经意识到老年人参与志愿服务的重要性，但由于缺乏相应配套衔接的政策和明晰的制度规范指导，使得老年志愿服务方面的服务管理政策难以推进（钱宁，2015）。因而，为推进老年人参与志愿服务，一方面需要政府通过媒体宣传予以引导，使老年人能够转变传统受照顾者的角色，倡导老年人积极发挥自身优势，参与到志愿服务当中；另一方面，政府也需要提供政策支持以扶持社区志愿服务组织的发展，为老年人提供参与志愿服务的平台。其次，考虑到不同特征老年人参与志愿服务对幸福感影响存在差异，因而，社会组织在组织老年人参与志愿服务时，应注意丰富志愿服务项目与内容，使老年人可以依据自身情况进行选择志愿服务项目参与。例如，针对党员群体，虽然志愿服务参与并不会显著提升其幸福感，但考虑到其将“利他”作为自身责任的特性，可以为党员群体设计社区领导骨干培育项目以发挥榜样作用，进而带动社区其他成员参与。

最后，虽然参与志愿者服务可以很好地提升老年人幸福感，但是这种幸福感的提升只有在参与之后才能感受到，而现实中老年人参与志愿服务比例仍然较低，故无法体会到老年人参与志愿服务后所带来的主观福利的提升。为使更多的老年人参与到志愿者服务中收获幸福，这意味着政府需要建立机制和制度，引导和激励民众参与到志愿服务中去，比如在社区嵌入时间银行模式，通过时间积分的引入，使个体在为他人提供服务过程中，积累等时长的时间积分，以使其日后能够兑换商品或服务，进而突出老年人参与志愿服务的回报性，使得老年人能够更积极主动地参与到志愿者服务中去。在参与志愿者服务收到时间积分的同时，更重要的是获得社会支持，收获了幸福，客观上也促成了互助社会网络和支持体系的形成，提高了老年群体的社会福利，保障老年人福利和促成了两个百年奋斗目标保质保量的实现。

参考文献：略

文章来源：《中国志愿服务研究》2021年第4期