影响血压控制的社区管理论文

[摘要]现有研究表明工作时间是影响员工幸福感的重要因素，然而许多学者认为工作时间过长会以消耗劳动者的个人资源为代价对劳动者自身及家庭带来巨大伤害，也给我国经济埋下巨大隐患。要对以上观点提出质疑，就要从工作时间异质性的视角出发，采用CLDS2016年数据构建工作时间对幸福感的影响模型，并假设工作时间过短会有损于居民幸福感。以下是小编精心整理的《影响血压控制的社区管理论文(精选3篇)》的文章，希望能够很好的帮助到大家，谢谢大家对小编的支持和鼓励。

影响血压控制的社区管理论文 篇1：

社区随访管理对高血压控制率的影响

【摘要】目的分析讨论社区随访管理对高血压控制率的影响，以更好地控制社区高血压患者的病情。方法随机选取社区168例高血压患者，将其分为实验组和对照组，对照组给予常规治疗和护理，实验组在常规治疗和护理的基础上社区对其进行随访，比较分析两组的治疗依存性及其高血压的控制效果。结果实验组患者的治疗依存性以及高血压的控制率都得到了提高，和对照组性比较具有显著性差异。结论社区随访管理对高血压患者的控制率均得到了提高，可以有效的控制高血压，提高高血压患者的生活质量，从而也减少并发症的发生。

【关键词】社区随访；高血压；控制率

当今危害人类健康的主要疾病之一有高血压病，严重威胁着人们的健康[1]，是最常见的心血管疾病之一。由于社区群众以及高血压患者对该病的预防、治疗以及护理等方面没有足够的认识，导致一些高血压患者没有及早的得到治疗和控制，社区医师是最早了解和接触高血压患者的医生，所以在社区防治工作中，积极开展社区的护理干预，对高血压患者进行随访管理，可以大大提高高血压的防治水平[2]，现就社区随访管理对高血压控制率的影响做以下讨论分析：

1资料与方法

1.1一般资料随机选取社区168例被确诊为高血压的患者，符合WHO的高血压的诊断和分期标准[3-4]，高血压定义为收缩压≥140mmHg和（或）舒张压≥90mmHg。男95例，女73例，年龄31-72岁，将其分为实验组和对照组，各组84例，两组的性别、年龄等无统计学意义，具有可比性。

1.2方法对照组给予常规治疗和护理，实验组在常规治疗和护理的基础上社区对其进行随访，比较分析两组的治疗依存性及其高血压的控制效果。

1.3评价指标治疗依从性包括对高血压相關知识的了解程度是否达标、生活方式及遵医情况是否良好。

3讨论

高血压不仅患病率高，而且常引起心、脑、肾等并发症，是脑卒中、冠心病的诱因。有资料表明高血压患病率呈上升趋势，推算我国高血压患者已超过一亿人[5]。与人群的饮食习惯、生活方式及行为密切相关。高血压病人的服药依从性的好坏直接影响病情的发展和治疗效果[6]。中国高血压具有“三高”（患病率高、致死率高、死亡率高）、“三低”（知晓率低、服药率低、控制率低）和“三不”（不规律服药、不难受不吃药、不爱吃药的特点。就这些现实情况，要让高血压得到较好控制，社区的随访管理显得很重要。

随访管理的主要目的是为了有效控制血压，减少或延缓并发症的发生；及时评估治疗效果，调整治疗方案；及时监测血压，使高血压患者得到合理的及时的有效的治疗。通过随访管理，让高血压患者对高血压的知识有了进一步的了解，改善生活方式等等，都有助于控制血压。本组讨论结果显示，实验组即随访管理组患者的治疗依存性较好，患者的对高血压知识的了解程度比较满意，有良好的生活方式及其习惯，遵医嘱情况良好，实验组的血压控制率也比对照组的控制率高。

综上所述，随访管理可以监测血压动态变化情况，了解患者的健康行为情况，药物治疗情况，指导患者正确的生活方式等等，通过随访管理可以有效控制高血压，值得推广应用。

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作者：刘丽娟

影响血压控制的社区管理论文 篇2：

工作时间对于居民幸福感的影响

[摘    要] 现有研究表明工作时间是影响员工幸福感的重要因素，然而许多学者认为工作时间过长会以消耗劳动者的个人资源为代价对劳动者自身及家庭带来巨大伤害，也给我国经济埋下巨大隐患。要对以上观点提出质疑，就要从工作时间异质性的视角出发，采用CLDS2016年数据构建工作时间对幸福感的影响模型，并假设工作时间过短会有损于居民幸福感。如果工作时间过长并超过一定的水平，将会严重损害幸福感。只有当工作时间处于一个适度的水平才能对幸福感有一个持续、有利的影响。

[关键词] 工作时间;幸福感;健康;社会资本

一、前言

当前我国社会过度劳动的问题逐渐凸显，超时、超强度工作的现象也越来越普遍，对劳动者产生了较大的影响。随着我国近几年的高速发展，经济正逐步迈向中高收入国家行列，但是人均工作时间以及平均工资与发达国家相比仍然差距较大。据《2014年中国劳动力市场报告》显示，劳动者的年工作时间是2000～2200小时左右，这个数字相当于英美德法等国家20世纪20～50年代的水平[1]。研究发现，我国九成行业的周工时超过40小时，过半数行业每周要加班4小时以上。研究发现，自二战以后，英美日等国家经济水平和居民收入快速提升，但是居民的幸福感却并没有随之提高[2] 212-223，这一现象被称为 “伊斯特林悖论” （Easterlin， 1974） 。改革开放以来，中国居民收入水平显著提高，但是居民幸福感是否随收入增长而提高一直争议颇多[3] 89-125。在1990-2017年的20多年里，中国居民消费支出增长了14倍，但是幸福感却并没有显著提升，而是随时间呈现“正U型”变化趋势[4] 57-71。可见居民收入与消费水平的提升并不一定能够提升幸福感，幸福感还受到其他很多因素的影响，如劳动强度、社会保障、健康状况、相对收入、医疗卫生、政府政策等等。

本文主要从工作时间的角度考察对幸福感的影响，并充分考虑工作时间对于不同的收入水平劳动者幸福感的作用，考察工作时间、收入和职业类型之间的交互效应，进一步深化劳动经济学的时间配置理论以及职业心理学的压力理论[5] 130-145。因此，本文首先对工作时间影响幸福感的现有研究进行回顾，在梳理相关理论、作用机制与影响效应的基础上，总结过往研究的核心假设并指出其不足。然后构建相关模型，研究不同收入水平下工作时间对于幸福感的影响，分析劳动者如何有效地配置工作和闲暇时间来实现效用最大化，提升幸福感。

二、相关研究评述

工作时间对居民幸福感的影响往往受到主观与客观多种因素的影响。从主观来看工作时间过长会对劳动者的身体与心理健康，甚至是家庭和谐都造成一定的影响，从而降低居民幸福感。从客观来看工作时间长意味着加班时间较长，从而能够获得更高的收入和更好的物质生活，在一定程度上也能有效提升居民幸福感。

（一）消极相关论

持有消极相关论的研究者认为工作时间对于劳动者心理、生理和工作家庭协调方面具有消极影响。首先，工作时间的增加会损耗劳动者的个人资源，如闲暇时间、娱乐等等，从而对其心理健康产生消极影响（Haines III etal.2012）[6]。日本学者Hino（2015）通过对一千多名制造业员工的问卷调查，研究发现每周工作时间大于80小时的员工心理压力显著高于每周工作时间低于44小时的员工。Virtance（2012）研究发现工作时间与员工负面情绪如焦虑、抑郁、消极怠工等正相关[7]。工作时间的增加会对劳动者的心理状态产生不利影响，进而导致疲劳和怠工情况，降低工作满意度。工作时间不但会影响劳动者的主观心理健康，还会客观地影响劳动者的生理健康。较长的工作时间会使身体更加疲惫，从而滋生出许多不健康的生活方式如熬夜、抽烟等等，导致许多病症发生[8] 921-929 （Johnson 2006）。同时，工作时间过长带来的生活作息不规律也会提高劳动者患有高血压、心血管疾病等健康问题的概率[9] 521-527（Artazcoz 2009）。

此外，较长的工作时间也会对劳动者的家庭关系产生不利影响。现有研究认为工作时间过长会减少闲暇时间，导致无暇在家庭中投入充足的精力，容易引起家庭之间的内部矛盾与不和谐[10] 455-474。Golden （2006）研究发现， 工作时间的增加与员工的工作-家庭冲突正相关， 延长工作时间虽然会赚取更多的收入， 但同样会导致劳动者在工作中过度疲劳， 难以在家庭中投入足够的时间和精力以满足家庭需要[11] 382-397。Adkins 和 Pr-

emeaux （2012）在对美国公司雇员的研究中指出， 个体拥有的时间和精力是有限的， 同时兼顾家庭和工作会不可避免地产生角色冲突。工作时间增长的情况下， 工作和家庭角色相互竞争干扰， 导致个体进入角色负载状态， 从而增加个体体验到的工作-家庭冲突[12] 380-389。

从以上研究可以发现，工作时间的长短对劳动者的心理状况、身体健康和家庭幸福和谐都有消极的影响。但是是否工作时间真的和幸福感是负向的影响关系呢？有一些学者提出了不同的观点。

（二）無关论

虽然部分学者发现工作时间对于心理、身体和家庭都有消极的影响[13] 12-30，但是也有部分学者认为工作时间与幸福感之间并没有实质性的关系。Rudolf（2014）在韩国工作制改革背景下，研究了每周六天工作制改为每周五天工作制后，员工的幸福感是否达到预期的提升。结果显示每周工作时间的缩短虽然增加了员工的可支配时间，但是却同样增加了单位时间内的工作强度，员工的生活满意度和工作满意度并未因此提高[14] 1139-1163。同时Valente（2015）以拉丁美洲和美国人群为样本进行的研究同样发现，工作时间对幸福感实际上并没有显著影响[15] 1173-1204。

同时一部分学者通过研究发现，只有在一定的条件下工作时间才会对幸福感产生消极作用。许多研究者发现女性劳动者工作时间的增加导致家庭矛盾发生的概率远低于男性工作者。同样，Pouwels和Siegers（2008）的研究指出，女性员工的工作时间不会影响其生活满意度，而男性的工作时间越长，其生活满意度越低[16] 72-74。Haines III等（2012）研究发现，员工会在工作过程中构建自己必须履行的义务和期待得到的回报，当回报与义务能够匹配时，员工会感受到组织的重视并印证自我价值，产生积极效应[6]。还有学者认为，个体工作时间与幸福感之间存在倒U形曲线作用。即工作时间在一定的水平下对幸福感产生有利的影响，当超过一定的水平后才会对幸福感产生消极的作用。

通过以上的研究可以发现目前的研究结果有一定的偏差。之所以会出现此类的偏差，主要原因是不同的研究者都从某一片面的方向出发，要么从工作时间对于健康、家庭的角度分析，要么从工作强度、性别的角度分析，才得到了完全不同的结果。也充分说明现有的研究理论基础和焦点还存在一些偏差，很多研究都过于强调实际工作时间对劳动者身心的负面影响，但是却忽视了部分劳动者主观偏好的影响，比如经济不发达的国家，许多的劳动者更愿意通过更长的工作时间来获得更高的劳动收入。实际上，由于个体不同的经济状况、人力资本状况、成就动机等水平的不同，对工作时间都会有不同的偏好和期望程度。

因此本文在研究工作時间对幸福感的影响作用同时，充分考虑工作时间对于不同的收入水平劳动者幸福感的作用，考察工作时间、收入和职业类型之间的交互效应。只有在客观收入、工作时间影响的基础上，加入主观偏好的影响才会更加有实际意义，更加符合劳动者的实际情况。

三、数据来源与变量描述

（一）数据来源

本文使用中山大学最新公布的中国劳动力动态调查数据（CLDS 2016）对不同收入以及不同类型劳动者幸福感进行分析。该数据库涉及劳动力、家庭和社区三个层面， 涵盖居民人口学特征、经济社会活动等信息，从而能够较为典型地体现微观个体的行为特征。该数据采取四级分层抽样方案，涵盖个人、家庭、社区与社会多个层次，是国内公认的较为权威的微观调查数据。本文选取有工作的居民为研究对象，同时剔除数据无效的部分。

（二）变量选取与描述性统计

被解释变量为居民主观生活幸福感、生活满意度和经济满意度，是有序离散变量。其测量方法是由受访个体对自己的生活状况做出总体性评价。具体通过回答问题来测量：“考虑到生活的各个方面，您觉得幸福吗？”其选项包括“很不幸福”“不太幸福”“一般”“比较幸福”“非常幸福”，依次赋值为1-5。此外还有健康状况的测量，通过向被调查者询问与同龄人相比，目前的健康状况来衡量，其中“非常不好”“不好” “ 一般” “好” “非常好”依次赋值1-5。

核心解释变量为每周工作时间：CLDS问卷中关于工作时间的数据只有一般一周工作几个小时和一般每个月工作几天。本文用一般每月工作天数除以4得到每周工作天数，然后再用每周工作小时数除以每周工作天数得出每天工作时间。同时剔除结果中小于0和大于16小时的样本。同时，为了考察工作时间—幸福感之间是否存在非线性关系，本文将工作时间平方项加入。

考虑到幸福感受到诸多方面的影响，本文选取了性别、年龄、受教育程度、婚姻、政治面貌、户口、单位类型、劳动合同、工会、是否自愿加班、医疗保险、养老保险、子女数量等作为控制变量。对于性别变量，本文用0代表男性，1代表女性。对于婚姻状况，用0代表未婚，1代表已婚。对于党员，0代表非党员，1代表党员。对于户口，0代表城镇户口，1代表农业户口。对于劳动合约，0代表未签订劳动合同，1代表签订了劳动合同。对于工会，0代表没有加入工会，1代表加入了工会。对于医保，0代表没有医保，1代表有医保。对于养老保险，0代表没有养老保险。1代表有养老保险。对于自愿加班，0代表不是自愿加班，1代表是自愿加班。工作类型变量表示是否在体制内单位工作。1代表在体制内单位，0表示不在体制内单位工作，其中体制内单位指党政机关、国有或集体企事业单位、社会团体以及居委会或村委会。对于社会公平感知，0表示不公平，1表示公平。情绪状态，0表示情绪状态较差，1表示情绪状态较好。

由表1可知，工作的居民自评的生活幸福感均值为3.87，生活满意度为3.76，经济满意度为3.25，普遍在一般水平以上。自评的健康状况为2.13，总体健康状况较差。本文将收入分为3个层级，分别是0-5w，5w-10w，10w以上。通过不同收入比较，发现收入较低的群体生活幸福感、生活满意度和经济满意度都要低于收入较高的群体。收入越高，其幸福感就越高，同时工作时间也越低，但是健康状态却越来越低。此外收入较低的群体，性别均值为0.46，而中高收入群体分别为0.30，0.29，可见低收入群体中女性较多，随着收入的不断增多，男性的比例也越来越高。对于政治面貌可以发现，收入低的群体党员比例非常低，农业户口比例较高，受教育年限较少。而随着收入的增多，党员比例、非农业户口比例、受教育程度都有明显的提升。对于社会公平感知可以发现收入越高，感知到的社会公平程度就越高。不同收入状况情绪情况大体相差不大，

由表2可知各个变量之间都显著相关，但是相关系数都并不高，说明不存在多重共线性。其中，工作时间与生活幸福感、生活满意度、经济满意度显著负相关，说明工作时间过长会降低幸福感。同时，工作时间与健康状况之间关系并不显著。

四、实证分析

（一）模型设定

本文的解释变量为居民自评幸福感，取值范围为1-5，为有序离散变量，因此采用有序probit模型来分析工作时间对居民幸福感的影响。本文采用模型假定存在一个能够代表被解释变量居民自评幸福感，为了探讨工作时间与居民幸福感之间是否存在非线性关系，本文加入了工作时间的平方项，因此回归模型如下：

其中，worktime为工作时间，                     为工作时间的平方。  、    是其对应的回归系数，     表示影响居民幸福感的控制变量（比如性别、年龄、受教育年限等等），     是控制变量矩阵对应的回归系数矩阵，     表示随机误差项。

（二）工作时间和居民幸福感的主效应分析

表3显示了对所有有效样本进行估计的结果。第2列到第5列为用有序probit模型拟合得到的回归结果。其中，第2列、第3列、第4列、第5列依次考察了人力资本水平、工作时间与就业、主观感知水平对居民幸福感的影响。最后一列是使用OLS模型得到的结果作为参考。从结果来看有序probit模型中加入不同变量考察控制变量对幸福感影响结果和显著性状况都较为一致，同时作为参考的OLS回归系数和显著性情况大体相差不大，说明估计结果稳健性较强。

1. 人力资本的影响。从人力资本有关变量的影响来看，无论是否加上其他控制变量，人力资本水平对幸福感影响的显著性变化不大。其中性别、受教育程度、婚姻状况、政治面貌与幸福感显著正相关。女性相比于男性幸福感水平顯著提升，主要和中国目前的现状有关，男性作为家庭经济支柱，需要承担更多的责任、更多的工作以满足日常生活，而女性普遍以家庭为主，压力相对男性也小一点，因此幸福感水平也就更高。婚姻状况也是一样，已婚群体生活普遍更加稳定，年龄也比未婚群体要大，不管是工作还是生活比未婚居民更好，因此也更有利于居民幸福感的提升。受教育程度也与幸福感显著正相关，受教育水平越高的居民，人力资本水平要高于教育水平较低的群体，就业状况与工作收入也普遍更好，因此能有效提升居民的幸福感，这也从另一个方面反驳了“上学无用论”观点的赞同者。此外，党员的幸福感也明显比非党员更高。

同时可以发现年龄、健康状况与幸福感不管是否加入其他控制变量都显著负相关。年龄较大的人，来自社会和家庭的压力要比年轻人更大，不仅老人需要赡养，子女也会产生一部分的花费，导致这部分人经济状况不甚乐观，因此需要更多的工作投入获取足够的经济收入，因此幸福感也较年轻群体偏低。健康状况较差一方面会降低居民幸福感，此外健康状况较差一部分因素也可能是由于较差的工作环境和较长的工作时间导致的，这样也会导致幸福感较低。

2. 工作时间与就业质量的影响。从表中结果可以看到，工作时间与幸福观有显著正向影响，而工作时间的平方与幸福感显著负相关。据CLDS2016数据显示，2016年居民平均每周工作时间超过45小时，超过23%的居民每周工作时间超过60小时。而表中工作时间与幸福感正相关，而工作时间的平方确实显著负相关也说明过长的工作时间会降低居民的幸福感，反而适度的工作时间却有利于幸福感的提升。过长的工作时间意味着居民闲暇时间和休息时间会受到较大挤压，由此会降低他们的幸福感。

从工作收入来看，工作收入对居民幸福感有显著正影响，而且随着收入的增高并没有降低居民的幸福感，也就是说并未表现出“伊斯特林悖论”，即居民幸福感并未随着劳动报酬的增加而下降。究其原因，可能在于收入对幸福感存在非线性影响。张学志、才国伟（2011）通过研究中国居民幸福感发现，收入对居民幸福感的影响存在一个“拐点”，大约是 11.3 万元/年，当收入水平较低时，收入的增加会正向作用于居民幸福感，而当收入水平超过这个“拐点”后，收入水平对居民幸福感呈现负向影响[17] 63-73。然而根据本文所使用的CLDS2016数据显示，2016年平均工资收入仅为4.2万元，远低于上述拐点水平，难以达到降低幸福感的水平。因此可以看到在提高居民幸福感的过程中，收入的积极作用不容忽视。此外工作类型对居民幸福感也有显著正影响，机关单位、国有企业、集体企业等相对稳定的工作类型员工幸福感明显高于私营企业。医疗保险对幸福感的影响并不是很显著，这与医疗保险使用率相对较低也有一定的关系。养老保险与幸福感有显著正向影响，感受到自己退休后能够得到稳定的经济保障也能够有力提升居民幸福感。

3. 主观感知水平对幸福感的影响。社会公平感知对居民幸福感有显著正影响。根据社会比较理论，人们在社会生活中会时常将自己与周围人群在收入分配、机会公平等方面进行比较，而比较的结果也会影响幸福感。此外感知到的经济状况和情绪状况也对幸福感有显著正向影响。由于我国人均收入还比较低，因此经济状况对幸福感的影响还比较显著。而情绪状况较好的群体更少焦虑、不满，因此幸福感水平也明显更好。

（三）不同收入水平工作时间和居民幸福感的影响分析

本文接着针对不同的收入群体分别做了工作时间对幸福感的回归分析。首先是对总体样本进行回归，回归结果显示工作时间对幸福感有显著正影响，但是工作时间对幸福感的影响显著为负，说明适当的工作时间有助于提升居民幸福感，过长的工作时间会降低居民的幸福感。接着本文针对不同收入水平的人群分别做了回归（如表4）。回归结果可以看到，对于年收入5w以下的群体，结果与总体样本回归结果大致相同，适量的工作时间有利于幸福感的提升，而过长的工作时间会明显降低幸福感。对于收入在5w-10w的群体而言工作时间显著性比5w以下的群体显著性还要强一些。但是对于不同收入水平回归可以发现收入对于幸福感的影响并不显著。对于收入水平在10w以上的群体，发现虽然工作时间和工作时间平方对幸福感的影响分别是正相关和负相关，符合总体样本的基本情况，但是并不显著。可能一方面由于收入比较高的群体，整体生活水平也比较好，工作时间与幸福感的关系并不明显，还一方面可能是数据样本量的问题，高收入群体样本有限，导致了这种结果。

五、結论与政策建议

本文基于2016年中国劳动力动态调查数据（CLDS），采用有序probit方法定量分析了工作时间对总体以及不同收入群体工作者自评生活幸福感的影响，并按照不同收入水平进行分类，进一步研究工作时间对居民幸福感是否存在收入群体异质性。研究发现工作时间是居民幸福感的重要影响因素，其中工作时间对幸福感有显著正影响，而工作时间的平方对幸福感有显著负影响，说明适量的工作时间有助于提升幸福感 ，而过长的工作时间将会降低居民幸福感。分不同收入水平来看，工作时间对收入在10w以下的群体影响比较显著，而对于收入在10w以上的群体影响并不显著。同时工作收入对总体样本的幸福感也有比较显著的影响，由于样本总体年收入水平普遍较低，难以达到收入负影响幸福感的转折点，因此总体而言，因此工作收入较高的群体，幸福感也普遍较高。同时，女性群体的幸福感水平显著比男性高。工作单位相对稳定的机关单位和国有集体企业幸福感比私营企业幸福感状况要更加显著。研究还发现年龄、健康状态对幸福感的影响显著为负，受教育年限、医疗保险、养老保险、劳动合同等都对幸福感的提升有积极作用。

因此，为了提升居民自评生活幸福感和健康状况，减少过长的工作时间降低居民的幸福感并导致健康问题的出现，应重点考虑以下几个方面。首先，相关劳动和社会保障部门应该进一步加大落实劳动合同和职工法定工作时间的相关规定力度，限制甚至避免非法超长工作时间，积极主动促进劳动力市场工作时间正规化，任何企业单位和个人不得任意延长员工的工作时间。其次，相关企业在要求员工加班、超过规定劳动时间的同时也必须要严格按照法律规定标准支付超时工作工资并征求员工意见，切实保障员工的休息权，减少长时间工作对于员工身体和心理的伤害。用人单位要对女性职工给予足够的关怀和照顾，切实保证女性员工能够享受到诸如带薪产假和生育补贴等福利，不得以任何理由克扣员工应得的福利。另外，努力提升低收入者群体的工作收入并降低他们的工作时间，完善劳动者工资机制，缩小贫富差距，才能够提升整体幸福感。

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[责任编辑：杨一帆]

作者：李军 袁国敏

影响血压控制的社区管理论文 篇3：

多孙会多福吗？

作者简介：聂建亮（1985-），男，河北石家庄人，西北大学公共管理学院副教授，主要从事农村社会保障研究;

曹健雪（1994-），女，甘肃平凉人，西北大学公共管理学院硕士研究生，主要从事行政管理研究。

摘 要：现有研究多探讨子女对老年人主观幸福感的影响，以回应“多子多福”在当前中国的现实性，但较少有研究探讨孙子女对老年人，尤其是对农村老人主观幸福感的影响。基于对湖北和陕西农村老人的问卷调查，探讨了孙子女对农村老人主观幸福感的影响。研究发现，有孙子女的农村老人，无论是孙子女均有、只有孙子还是只有孙女，都比无孙子女农村老人更幸福，但只有孙子、只有孙女以及孙子女均有的农村老人之间的主观幸福感不存在显著差异。“多孙多福”具有一定的现实性，但更多表现为“多孙女多福”，孙女数量越多的农村老人越幸福，而孙子数量对农村老人主观幸福感的影响则不显著。进一步研究发现，农村老人的主观幸福感很大程度上受到祖孙隔代互动的影响，与孙子女直接的和潜在的接触互动均能显著提高农村老人的主观幸福感。

关键词：人口老龄化;农村老人;孙子女;隔代互动;主观幸福感

一、问题的提出

幸福是人类长久的追求，也是一个具有持久生命力的话题，在近些年更是成为政府施政的重要目标[1]。因此对幸福，特别是对幸福感的研究，有助于政府制定与国情民生相适应的社会政策，进而优化资源配置，提高人民幸福感。党的十九大报告提出，要“使人民获得感、幸福感、安全感更加充实，更有保障，更加可持续。”在这一政策信号引导下，学界对居民的幸福感更加关注。而伴随日益严峻的老龄化形势，老年人群体逐渐成为幸福感研究的重要对象。国家统计局数据显示，截至2018年年底，中国大陆60周岁及以上人口有24 949万人，占总人口比重为17.9%;65周岁及以上人口有16 658万人，占总人口比重为11.9%。这一数据表明，中国人口老龄化已达到较为严重的程度。同时，中国人口的老龄化又表现出了一定的城乡差异，农村人口老龄化的程度更甚，且这种趋势仍在持续发展[2]，因此农村老人群体的生活质量以及幸福感更应受到我们的关注。

当前学界对幸福感的研究主要集中在主观幸福感方面。主观幸福感是对人们的生活境况所处的状态的描述[3]，或者是人们对生活质量的自我评价[4]。已有研究从多个方面研究了老年人主观幸福感的影响因素，其中子女数量及性别结构是其中重要的影响因素[5]。这些研究通过探讨子女对老年人主观幸福感的影响，回应“多子多福”在当前中国的现实性，但是较少有研究关注孙子女对老年人，尤其是对农村老人主观幸福感的影响。基于此，本文尝试聚焦孙子女对农村老人主观幸福感的影响。

二、理论分析与研究假设

（一）理论分析

1.从子女到孙子女。与国家机关企事业单位工作人员不同，农民没有制度性退休约束，表现出“无休”的特征[6]。但伴随身体机能的衰退，农村老人劳动能力降低，在缺乏强有力制度性养老保障的情况下，其对子女的依赖逐渐增强，“养儿防老”的特征逐渐显现。正因为农村老人与子女的高度关联性，所以学界对子女影响农村老年人主观幸福感的研究较多，但关注孙子女对农村老人主观幸福感影响的研究较少。一般来说，子女主要通过为父母提供经济支持、生活照料和精神慰藉等资源来提升农村老人的主观幸福感，且经济支持又起到关键性作用。一些实证研究就证明子女提供的经济支持能够增强老年人的积极情绪[7]，对老年人的主观幸福感产生显著的正向影响[8]。孙子女对农村老人主观幸福感的影响与成年子女对农村老人主观幸福感影响的机制有相似之处，但也有不同点。基于费孝通提出的代际之间“抚育—赡养”的“反馈模式”，并结合农村实践，隔代赡养的可能性较少[9]。所以与子女不同，孙子女基本不需承担对祖辈的赡养责任，其本质上并非农村老人的“养老产品”[10]。孙子女为农村老人提供的更多是情感支持，这种情感支持将有助于提升农村老人的主观幸福感。

从根本上说，孙子女通过缓解农村老人生命周期向后推移产生的生命损耗来提高其主观幸福感。生命周期强调生命随时间推移而出现的成熟和老化[11]，年龄是其核心变量。随着年龄增加很多老年人患有疾病，尤其是慢性病，需要人照料与陪伴[12-13]。另外，进入生命周期后期的农村老人劳动能力急剧下降，在缺少劳动安排的情况下，容易出现孤独感。一些研究就发现，农村老人容易出现心理健康问题，如抑郁焦虑[14]。但不论是身体机能衰退，还是身体疾病，亦或是心理疾病，都可能带来不同程度的痛苦和烦闷，这时候孙子女可以起到缓解老年人不良情绪，或者减少老年人孤独感，降低焦虑的作用。

2.从家族传承到男孩偏好。孝文化是中国传统文化尤其是儒家文化的核心思想[15]，“不孝有三，无后为大”正是孝文化的核心体現。“孝”体现了对生育后代的期待，子孙代表着家族的传承、延续[16-17]。费孝通在《江村经济》中描述了生育后代的意义，即传宗接代和向祖宗表示孝敬[18]。可见家族传承在我国的重要性、深远性，这种观念深刻影响着老年人。有了孙子就代表着家族后继有人、家族昌盛;而没有孙子的老年人将会面临一种不安全感，并承受社会舆论的压力。所以，基于家族传承，孙子应该可以提高农村老人的主观幸福感。

家族传承功能主要体现在孙子身上，这是典型的男孩偏好[19]。众多经验研究证实我国是个具有强烈男孩偏好的社会[20-21]。生育男孩可以“传宗接代”，也是乡村生活环境下的一种压力[22]，被视为延续香火的关键[23-24]。另外，男孩偏好的文化意义还隐藏在村落人际交往的实践中[25]，内化为一种制度化的价值取向[26]。虽然计划生育政策导致孙子女数量减少，但老年人仍然青睐男性孙辈[27]。有研究发现，生育男孩作为生命繁衍和家族延续的方式，被普遍认为会提高父母的幸福感[28]。在很多情况下，男性偏好是由上一辈传导而下的[29]，所以从男孩之于父母的重要作用进一步推论可以发现，孙子对老年人，尤其是对农村老人的主观幸福感有更明显的影响。

3.从隔代互动到居住安排。代际互动可以提高老年人的精神状态以及生存几率。有研究表明，代际精神互动和物质互动显著减少了老年人死亡风险的发生[30]。当然不仅是与子女互动，隔代互动更能提高老年人的心理健康水平。隔代互动对农村老人主观幸福感的影响主要表现在两个方面：一是受传统观念以及现实条件的影响，农村老人一般会承担照料孙子女的责任，并且乐在其中。二是农村老人普遍存在孤独抑郁，通过照顾孙子女能够排解不良健康情绪。有证据表明，与没有照顾孙子女的老年人相比，照顾孙子女的祖父母报告的生活满意度更高，抑郁症状更少，高血压症状更少[31]。老年人经常与孙子女做游戏，还可以从祖父母角色获得更多的满足感[32]。

有研究发现，影响隔代互动频率最主要的因素是空间距离[33]，居住安排便体现了不同的空间距离。在居住安排中，多代同堂模式能有效缓解老年人的抑郁倾向，改善老年人的生活满意度[34]，尤其是三代共居的老年人抑郁水平最低，而独居老年人的抑郁水平最高[35]，空巢老人具有更强烈的孤独感和更糟糕的生理、心理健康状况[36-37]。农村老人与孙子女居住在一定的空间范围内，能明显增加其与孙子女的互动，排解老年时期的孤独和焦虑，他们的不良情绪可以得到消减，生活过得也更充实。在我国农村居住环境中，孙子女一般会与祖父母生活在一个村庄，且多数情况是在同一村民小组，孙子女与农村老人互动机会较多。此外，在当下大量农村青壮年外出务工经商的背景下，还需要注意留守儿童与留守老人的组合，这种组合使得孙子女与农村老人的依存度提高，互动增加。

（二）研究假设

基于上文分析，这里认为孙子女结构、孙子女数量以及隔代互动是影响农村老人主观幸福感的重要因素。研究提出以下研究假设：

1.孙子女结构与农村老人主观幸福感假设。孙子女可以起到缓解老年人不良情绪，减少老年人孤独感，降低焦虑的作用，所以有孙子女的农村老人应该比无孙子女农村老人的主观幸福感更高。根据孙子女的构成情况，可以将农村老人群体分为只有孙子、只有孙女、孙子女均有、孙子女均无四类，其中孙子女均无即无孙子女，只有孙子、只有孙女、孙子女均有归属于有孙子女。从家族传承到男孩偏好的分析可以发现，有孙子的农村老人应该比只有孙女的农村老人的主观幸福感更高，有孙子包括只有孙子、孙子女均有两种情况。

假设1.相对于没有孙子女的农村老人，有孙子女农村老人的主观幸福感更高。

假设2.相对于孙子女均无的农村老人，只有孙子、只有孙女、孙子女均有农村老人的主观幸福感更高。

假设3.相对于只有孙女的农村老人，有孙子的农村老人的主观幸福感更高。

假设3a.相对于只有孙女的农村老人，只有孙子的农村老人的主观幸福感更高。

假设3b.相对于只有孙女的农村老人，孙子女均有的農村老人的主观幸福感更高。

2.孙子女数量与农村老人主观幸福感假设。理论分析指出，有孙子女可以提高农村老人的主观幸福感，如果孙子女数量越多，那么对农村老人主观幸福感的影响应该越明显。而从家族传承到男孩偏好的分析可以发现，孙子数量的增加对农村老人主观幸福感的提升效应应该更明显。但孙女虽然不承担家族传承的责任，但是孙女却同样可以缓解农村老人不良情绪，或者减少老人孤独感，降低焦虑。

假设4.孙子女数量越多，农村老人的主观幸福感越高。

假设5.孙子越多，农村老人的主观幸福感越高。

假设6.孙女越多，农村老人的主观幸福感越高。

3.隔代互动与农村老人主观幸福感假设。通过理论分析发现，隔代互动能够提高农村老人的心理健康水平。隔代互动可以分为直接隔代互动和潜在的隔代互动，农村老人照看孙子女可以看做直接的隔代互动，是祖辈与孙子女的直接互动;而居住安排可以说是潜在的隔代互动，农村老人如果跟子女或孙子女一起居住，那么相应地与孙子女接触互动的概率就大。在隔代互动中，农村老人可以通过照看孙子女减轻自身的孤独感、焦虑感;还可以通过抚育孙子女来完成家族传承的责任，这种成就感也会提高其主观幸福感。

假设7.相对于近期没有照看孙子女行为的农村老人，近期有照看孙子女行为农村老人的主观幸福感更高。

假设8.相对于没有跟子女或孙子女一起居住的农村老人，跟子女或孙子女一起居住农村老人的主观幸福感更高。

三、数据来源与变量选择

（一）数据来源

为检验孙子女对农村老人主观幸福感的影响，本文使用了农村老人养老保障与养老服务研究课题组对湖北和陕西农村老人的抽样调查数据。2014—2017年课题组先后组织调查员对湖北省和陕西省进行了问卷调查，其中湖北省选取了黄冈市的浠水县、孝感市的安陆市、荆州市的洪湖市，陕西省选取了西安市的阎良区、安康市的紫阳县、商洛市的洛南县、渭南市的富平县和白水县、韩城市，在以上县（市）共选取了60个村进行调查。调查时，每村随机抽取25名左右年满60周岁的农村老人作为样本，采用入户面访的形式进行问卷调查。调查共发放问卷约1580份，收回有效问卷1516份，有效收回率约为96%。

（二）变量选择

主观幸福感是本文的因变量。借鉴已有研究成果，本文通过直接询问农村老人的主观幸福感来进行测量。虽然有研究认为这种方法过于简单和模糊，并尝试采用多个问题生成主观幸福感变量，但使用一个自陈量表（定序变量）来测量主观幸福感是国际上较流行的做法，其可靠性也经过了检验[38]，国内很多研究也认为主观幸福感具有心理测量学的充分性[39]。本文的主观幸福感变量通过以下题目获得：“总体而言，您对自己所过的生活的感觉是怎样的呢？”选项分别为“非常幸福”“比较幸福”“一般”“不太幸福”“很不幸福”。因选择“不太幸福”“很不幸福”人数较少，所以在统计分析中将两者合并形成“不幸福”。

本文重点考察孙子女的有无、结构、数量以及隔代互动对农村老人主观幸福感的影响。这里首先选择有无孙子女、孙子女结构、孙子女总数、孙子数量、孙女数量等作为自变量，其中孙子女结构包括只有孙女、只有孙子、孙子女均有、孙子女均无。这里还进一步探讨了隔代互动对农村老人主观幸福感的影响，其中照看孙子女测量的是直接的接触互动，居住安排测量的是潜在的隔代互动。照看孙子女变量主要询问近6个月来农村老人是否有照看孙子女的行为，居住安排变量主要询问农村老人现在是否与子女或孙子女一起居住。

参考已有对主观幸福感的研究，这里将性别、年龄、是否有慢性病、受教育水平、是否有配偶、收入水平对数、所在村到县城距离等设置为控制变量。另外，因为孙子女数量与儿子数量有相关性，所以这里也将儿子数量设置为控制变量。变量的描述性统计分析结果见表1。

四、实证结果分析

（一）农村老人主观幸福感及其孙子女特征

总体来看，农村老人的主观幸福感较高。统计结果显示，认为自己非常幸福和比较幸福的样本有277人和834人，占样本总数的比例分别为18.3%和55.0%，两者合计超过七成，达到73.3%，认为一般幸福的样本有319人，比例为21.0%，而认为自己不幸福的样本有86人，比例仅为5.7%（见图1）。

农村老人基本都有孙子女，样本中有孙子女的比例达到91.4%，无孙子女的比例仅8.6%。仅有孙子的占21.6%，只有孙女的占9.0%，孙子女均有的占60.8%。样本孙子女总数均值为2.989，标准差为2.154，孙子女总数集中在1～4人，合计比例达到了71.3%，5～6人的比例为13.8%，孙子女总数超过6人的比例极低（6.3%）。近六成（58.6%）的样本孙子数量为1～2人，19.9%的孙子数量为1～2人，仅4.0%的孙子数量在5人及以上;55.9%的样本孙女数量为1～2人，12.1%的孙女数量为3～4人，仅1.8%的孙女数量在5人及以上。

（二）孙子女与农村老人的主观幸福感

本文的被解释变量主观幸福感为有序多分类变量，因此这里设计了5个有序Logistic回归模型分析孙子女对农村老人主观幸福感的影响。模型Ⅰ显示，有无孙子女变量在p<0.01的水平上显著正向影响农村老人的主观幸福感，即相对于没有孙子女的农村老人，有孙子女农村老人的主观幸福感更高，假设1得到验证。在模型Ⅱ中，只有孙女、只有孙子、孙子女均有变量均显著正向影响了农村老人的主观幸福感，显著性水平分别为p<0.1、p<0.05、p<0.01，说明相对于没有孙子女的农村老人，只有孙女、只有孙子或者孙子女均有的农村老人的主观幸福感更高，因此假设2得到验证。模型Ⅲ则显示，只有孙子、孙子女均有与只有孙女的农村老人主观幸福感的差异不显著。所以从孙子女结构来看，有孙子与只有孙女对农村老人主观幸福感的影响不存在显著差异，假设3中的假设3a和假设3b均未得到验证。

有无孙子女可以对农村老人的主观幸福感产生显著的影响，那么孙子女数量的变化是否会对其主观幸福感产生不同的影响呢？模型Ⅳ显示，孙子女总数变量显著正向影响了农村老人的主观幸福感，显著性水平为p<0.05，即孙子女总数越多，农村老人的主观幸福感越高，假设4得到验证。将孙子女总数分解为孙子数量和孙女数量后，孙子数量变量不显著，而孙女数量变量则在p<0.05的水平上显著，且方向为正，也即孙子数量并不能影响农村老人的主观幸福感，而孙女越多则农村老人的主观幸福感越高。因此，假设5未得到验证，而假设6得到了验证。

模型Ⅰ～Ⅴ还展示了隔代互动对农村老人主观幸福感的影响。在模型Ⅰ～Ⅴ中，照看孙子女变量均在p<0.1的水平上显著，且方向均为正，即相对于近期没有照看孙子女行为的农村老人，有照看孙子女农村老人的主观幸福感更高，假设7得到验证。在模型Ⅰ～Ⅴ中，居住安排变量均在p<0.05的水平上显著，且方向也为正，即与没有跟子女或孙子女一起居住的农村老人相比，跟子女或孙子女一起居住农村老人的主观幸福感更高，假设8也得到验证。因此，与孙子女直接的和潜在的接触互动是影响农村老人主观幸福感的重要因素。

控制变量中年龄、是否有慢性病、收入水平对数、所在村到县城距离等变量均显著影响了农村老人的主观幸福感，其中年龄、收入水平对数、所在村到县城距离的影响方向为正，是否有慢性病的影响方向为负，即年龄越大农村老人的主观幸福感越高，收入水平越高农村老人的主观幸福感越高，所在村到县城距离越远农村老人的主观幸福感越高，无慢性病农村老人的主观幸福感比有慢性病农村老人的主观幸福感更高，这些结果基本验证了已有研究的结果。

五、結论与讨论

（一）研究结论

已有研究多关注子女对老年人主观幸福感的影响，而较少关注孙子女对老年人，尤其是对农村老人主观幸福感的影响。本文基于湖北省和陕西省农村地区60周岁及以上老人的抽样调查数据，分析了孙子女的有无、结构、数量以及与隔代互动对农村老人主观幸福感的影响。主要的研究结论可以归纳为以下三点：第一，总体来看，孙子女是影响农村老人主观幸福感的重要因素，“有孙”比“无孙”更幸福。对于农村老人而言，有孙子女比无孙子女更幸福，且只要有孙子女即可提高其主观幸福感，而不论是孙子女均有还是只有孙子或者只有孙女;不过，只有孙子、只有孙女以及孙子女均有农村老人之间的主观幸福感不存在显著差异，即在孙子女结构对农村老人主观幸福感影响方面不存在显著的性别差异。第二，对于农村老人而言，“多孙多福”具有一定的现实性，但更多表现为“多孙女多福”。孙子女总数越多，农村老人的主观幸福感越高，且主要表现在孙女越多农村老人越幸福，而并非孙子越多农村老人越幸福，即在孙子女数量对农村老人主观幸福感的影响方面性别分异表现明显。第三，农村老人的主观幸福感很大程度上受到隔代互动的影响，与孙子女直接的和潜在的接触互动均可以显著提升农村老人的主观幸福感。

（二）进一步讨论

根据本文的研究结论，孙子女与农村老人的主观幸福感确实有一定的关系。但本文中的部分实证结果却有悖于相应的研究假设，因此有必要对其原因进行深入的探讨。一是从孙子女结构来看，只有孙子、只有孙女以及孙子女均有农村老人之间的主观幸福感不存在显著差异，即与只有孙女的农村老人相比，有孙子的农村老人的主观幸福感并不一定高;二是从孙子女数量来看，并非孙子越多农村老人越幸福，而是孙女越多农村老人越幸福。对此，可以从以下几个方面得到解释：一是随着经济的发展和养老保障制度的逐渐健全，“重男轻女”的传统思想受到了冲击，农村老人可能对孙子女的性别不像过去那么刻意追求，对于孙子孙女更能平等对待。二是相对于男孩而言，女孩的亲和性更强，感情更加细腻，且淘气程度不及男孩，因此女孩带给农村老人的情感支持更加强烈。三是从成本而言，抚育男性晚辈的成本要比抚育女性晚辈的成本高很多，尤其在有一个孙子的情况下，作为家族传承的象征意义已经达成，孙子数量越多可能负担费用就越大。陈屹立认为，就目前的社会现实而言，将来当男性晚辈到适婚年龄时，家庭会承担起其寻找配偶的成本，而养育女性晚辈负担的成家成本会较少[40]。所以，在当前我国居民平均寿命提升的情况下，农村老人很有可能也要承担成年孙子的成家费用的假设是非常现实的，孙子数量越多负担越重，从而影响农村老人的幸福感。

研究也进一步证明了隔代互动与农村老人主观幸福感的关系，发现近期有照看孙子女行为的农村老人比近期没有照看孙子女行为农村老人的主观幸福感更高，与子女或孙子女一起居住的农村老人的主观幸福感比没有跟子女或孙子女居住的农村老人的主观幸福感更高。与孙子女有无、结构、数量不同，隔代互动提升农村老人主观幸福感更加直接，且隔代互动频率和时间也更容易调节，甚至孙子女对农村老人主观幸福感的影响很大程度上也是通过隔代互动实现的，在很大程度上说，与孙子女直接的和潜在的接触互动才是影响农村老人主观幸福感的关键因素。

当然，本研究也存在一些不足，一是虽然孙子女有无、结构与儿子数量关系不大，但孙子女数量却与儿子数量有一定关系，即使本文控制了儿子数量的影响，但这种处理方式仍显不足;二是受限于数据，本文对隔代互动的测量还有一定的不足，今后研究还应关注隔代之间的多样化互动以及互动的频率和时长，同时也应重点关注孙子女与老人同住的居住安排。

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（责任编辑 王婷婷）

作者：聂建亮 曹健雪