引用本文： 李珍, 金紫陽, 蒲漪然, 李浩, 蔣祎. 老年人對環保工作的評價在居住地區自然環境狀況和主觀幸福感之間的中介作用. 中國循證醫學雜志, 2023, 23(1): 14-20. doi: 10.7507/1672-2531.202208063 復制
主觀幸福感是指依據人群主觀設置的標準，對自身生活質量進行評價所產生結果[1]。老年人主觀幸福感反映了老年人的整體精神生活狀況[2]，是衡量老年人身心健康和生活質量的重要指標之一。《“十四五”國家老齡事業發展和養老服務體系規劃》指出：十四五期間全社會積極應對人口老齡化格局要初步形成，老年人獲得感、幸福感、安全感要顯著提升。而當前中國環境污染問題仍困擾居民健康生活，對居民生理和心理造成的損害不可忽視[3]，世界衛生組織報告顯示，2016年中國環境污染死亡人數排名全球第二[4]。因此關注老年人居住地區自然環境狀況、明確其對老年人主觀幸福感的影響、探索基于居住地區自然環境狀況提升老年人主觀幸福感的路徑，不僅是積極應對老齡化的重要舉措，亦是對《“健康中國2030”規劃綱要》中“加強影響健康的環境問題治理”的重要實踐，更是對滿足人民對美好生活向往的不斷追求。
目前學術界對老年人主觀幸福感的探討集中于老年人主觀幸福感的定義與特性[5]、現狀及影響因素[6-8]、實證研究工具[9-10]等，其中影響因素分為人格特質、認知模式等主觀因素和人口學因素、經濟狀況、健康狀況、家庭生活等客觀因素[9]。而老年人隨著年齡增長，身體各項機能下降，免疫力和抵抗力也隨之下降，更易受到外界環境污染影響從而誘發各種疾病[11]，居住地區自然環境狀況關系到老年人身體健康，與老年人主觀幸福感密切相關。但探討居住地區自然環境狀況與老年人主觀幸福感兩者關系的研究較少，且大部分是基于客觀檢測數據衡量居住地區自然環境質量，較少從老年人對居住地區自然環境的主觀認知角度進行研究。鑒于此，本研究基于2019年中國社會狀況綜合調查數據庫（China social survey database，CSS）探討以上問題，旨在為提高老年人主觀幸福感提供依據。
1 理論闡釋與研究假設
1.1 居住地區自然環境狀況與老年人主觀幸福感
“人類聚居學理論”是20世紀80年代由我國著名學者吳良鏞翻譯并發展為一種以人與自然的協調為中心、以居住環境為研究對象的新的學科體系—人居環境科學[12]。其中人居環境建設的五大原則表明要正視生態環境問題，提高生態意識；關懷廣大人民群眾，重視社會發展整體利益。雖然近年來我國積極致力治理環境污染，但環境污染問題仍然是建設美好人居環境的重大威脅，已經成為中國人民福祉惡化的重要原因[13]。
居住地區自然環境包括空氣、水體等多種要素，且研究發現公眾關注意識最強的是圍繞水污染、空氣污染和生活垃圾污染這3大環境污染問題[14]。眾多學者探討較多的是空氣污染對主觀幸福感的影響。2005—2018年蓋洛普世界151個國家民意調查顯示，主觀空氣質量越好，個人幸福感越高。主觀空氣污染比客觀空氣污染對幸福感影響更為嚴重[15]。空氣污染對于非健康人群和老年人的幸福感的負面影響大于健康人群和年輕人[16]。與空氣相同，水體質量與老年人主觀幸福感密切相關。研究顯示在中國、日本和韓國，居民的心理健康與感知到的水污染具有相關性[17]。噪音污染也是影響老年人主觀幸福感的重要自然環境要素之一。因受機場噪音影響，生活在距荷蘭阿姆斯特丹機場50公里之內的居民幸福感明顯低于50公里外的居民[18]。此外，其他環境污染（如土地污染、電磁電離輻射污染等）同樣與老年人主觀幸福感有著強有力的關聯。世界衛生組織相關報告指出，電磁波輻射污染已經成為繼空氣污染、水污染、噪聲污染之后的第四大環境污染。暴露于土壤污染的居民的社會心理健康狀況要比未暴露的居民社會心理健康狀況要差，焦慮和抑郁水平偏高[19]。據此提出假設1：1a：居住地區空氣污染對老年人主觀幸福感有負面影響；1b：居住地區水污染對老年人主觀幸福感有負面影響；1c：居住地區噪音污染對老年人主觀幸福感有負面影響；1d：居住地區其他環境污染（如土地污染、電磁電離輻射污染等）對老年人主觀幸福感有負面影響。
1.2 老年人對政府環保工作評價的中介作用
一方面，客觀環境質量與居民主觀感知的環境質量都會對政府環保工作評價產生影響。研究表明客觀環境質量改善不一定提升居民對政府環保工作評價的提升，反而可能減少相關正向評價，而公眾對環境污染的主觀感知對政府環保工作的評價具有顯著的直接效應，主觀感知到的污染越嚴重，對政府環保工作評價越低[20]。另一方面，暴露于慢性和看不見的污染物對健康影響的不確定性會引起受害者對政策制定者的不信任及社區內部的沖突[21]。在環境風險感知中，政府環境行為對居民生活質量風險和心理健康風險的感知產生了積極影響。例如宋德勇等[22]使用CFPS2012、2014、2016年微觀數據所構成的面板數據展開實證研究發現，居民主觀幸福感隨著環境規制的增強而不斷提升，且增強環境規制還可通過改善居民健康狀況的健康效應和提升區域綠色技術創新效率的創新效應兩種方式間接地增進居民主觀幸福感。據此提出假設2：老年人對政府環保工作評價在居住地區自然環境污染影響老年人主觀幸福感中具有中介作用。
2 資料與方法
2.1 數據來源
本研究使用的數據來自CSS。CSS是雙年度縱貫調查，采用概率抽樣的入戶訪問方式，調查區域覆蓋了全國31個省（自治區、直轄市），包括了151個區（市、縣），604個村（居委會），每次調查訪問10 000余個城鄉家庭，其研究結果可推論全國年滿18～69周歲的住戶人口。本研究采用最新的2019年CSS數據，通過限定條件篩選出年齡特征為60歲及以上的樣本1 907個，再通過多重插補法補齊缺失值，比較插補前后數據的標準誤（standard error，SE）、95%可信區間（confidence interval，CI）寬度，結果顯示SE變小，擬合準確性較好；95%CI寬度變小，擬合精確度較高[23]（表1）。
表1
研究樣本多重插補前后的比較
2.2 變量選取
本研究的被解釋變量為研究樣本的主觀幸福感。本研究選用CSS2019問卷中對應的問題“總的來說，我是一個幸福的人”來表示研究樣本的主觀幸福感。有研究表明，雖然這種測量方法簡單，但也具備較高的信效度[24]。剔除“不好說”選項，將回答“很同意、比較同意、不太同意、很不同意”依次賦值為1、2、3、4。
解釋變量為居住地的環境狀況，具體包括空氣污染、水質污染、噪音污染、其他環境污染（土地、電磁電離輻射）。選用CSS2019問卷中對應的問題“在您目前居住的地區，下列4種現象嚴重嗎？1.空氣污染；2.水質污染；3.噪音污染；4.其他環境污染（土地、電磁電離輻射）”剔除“不好說”選項，每項問題都用“很嚴重、比較嚴重、不太嚴重、沒有此現象”來表示，分別賦值為：1、2、3、4。
將研究樣本對政府環境保護工作的評價作為中介變量。在CSS2019居民問卷中具體問題是“政府保護環境、治理污染方面的工作做得好不好？”剔除“不清楚”選項，備選答案“很好、比較好、不太好、很不好”分別賦值為1、2、3、4。
除居住地環境狀況影響主觀幸福感外，個人特征與主觀幸福感也極具相關性。根據以往研究將性別、教育程度、婚姻狀況、工作狀況、政治面貌、戶籍性質、個人年收入等個體人口學因素作為控制變量[25]。
2.3 方法
研究樣本的主觀幸福感、對政府環保工作評價、居住地區環境污染狀況資料均不符合正態分布，因此采用中位數描述，采用Spearman相關分析、多分類Logistic回歸分析檢驗各主要變量的相關性及相互作用，以P<0.05為差異有統計學意義。采用溫忠麟[26]的中介效應檢驗模型檢驗研究樣本對政府環保工作評價的中介效應，如圖1所示，系數c表示總效應，通過自變量X和因變量Y的回歸分析得到；系數a、b表示中間效應過程值，a通過自變量X和中介變量M的回歸分析得到，b是在控制了自變量X的影響后，通過中介變量M和因變量Y回歸分析得到；系數c’表示直接效應值，在控制中介變量M的影響后，通過自變量X對因變量Y回歸分析得到，e1、e2、e3表示回歸殘差。
圖1
中介效應檢驗回歸方程及路徑
3 結果
3.1 描述性統計分析結果
如表2所示，2019年研究樣本人群的主觀幸福感平均值為1.76（1～4分制），很同意和比較同意“我是一個幸福的人”占比86.05%，這一結果高于CSS2015數據79.7%和CSS2012數據72.8%，可見我國老年人主觀幸福感在不斷提升。四類污染的均值和中位數都在3左右，表明研究樣本中有一半以上認為上述污染不太嚴重，但認為四類污染仍嚴重的分別占比23.7%、27.48%、22.44%、35.4%。老年人群對政府環境保護工作的評價均值為1.95，中位數為2，認為政府環保工作很好的占比30.26%，比較好占比50.34%，說明大部分老年人對政府保護環境、治理污染工作比較滿意，但仍有19.4%老年人對政府環保工作表示不太認可。
表2
研究樣本基本變量的賦值及描述性統計分析結果
3.2 相關性分析及結果
Spearman相關分析發現（表3），四類污染與研究樣本主觀幸福感之間相關系數值分別為?0.05（P=0.033）、?0.06（P=0.016）、?0.06（P=0.017）、?0.05（P=0.019），并且呈負相關，有統計學意義，這和黃永明、何凌云等[27]研究結論一致；與研究樣本對政府環保工作評價之間相關系數值也均為負數（P<0.05），有統計學意義；研究樣本對政府環保工作評價與其主觀幸福感之間相關系數為0.15（P<0.05），呈正相關，有統計學意義。
表3
研究樣本主要變量的Spearman相關性分析結果
3.3 回歸分析和結果
為進一步分析居住地區自然環境狀況在控制了控制變量外對研究樣本主觀幸福感的影響及政府環保工作評價對研究樣本主觀幸福感的影響，本研究采用多分類Logistic回歸進行分析，包括3個模型（表4）。在模型1中未將控制變量與中介變量添加入模型1，發現本次模型構建沒有意義（P>0.05），且四類污染對研究樣本主觀幸福感回歸系數為負但并不顯著，因此假設1a、1b、1c、1d不成立，這與以往研究“主觀感知環境污染程度會對中國居民的幸福感產生負面影響”不一致[28]，出現這一結果的可能原因是經濟的快速發展使民生不斷改善，老年人物質生活逐漸豐富使其相對弱化了居住地區環境污染問題帶來的直接困擾；將中介變量加入模型2中發現，研究樣本對政府環保工作評價與其主觀幸福感呈現顯著正向效應（P<0.01）；將控制變量代入模型3后，發現相對于“很同意我是一個幸福的人”來講，在“比較同意、不太同意、很不同意”的前提之下，研究樣本對政府環保工作評價的回歸系數值分別為0.197［OR=1.218，95%CI（1.067，1.391），P=0.004］、0.560［OR=1.75，95%CI（1.423，2.153），P<0.05］、0.383［OR=1.466，95%CI（1.113，1.932），P<0.05］，與模型2得出的結論無顯著改變。
表4
研究樣本主要變量的多分類Logistic回歸分析結果（Z值）
3.4 中介效應檢驗
為進一步明確老年人對政府環保工作評價在居住自然環境狀況影響老年人主觀幸福感中是否發揮中介作用，在對變量進行去中心化后，本研究采用偏差校正非參數百分位bootstrap方法檢驗系數a、b乘積的顯著性[26]。利用Stata軟件設定在95%CI下有放回地重復取樣1 000次。結果見表5，可看到研究樣本對政府環保工作評價在四類污染影響研究樣本主觀幸福感中的中介效應值分別為?0.04［95%CI（?0.05，?0.02）］、?0.03［95%CI（?0.04，?0.02）］、?0.02［95%CI（?0.03，?0.01）］、?0.02［95%CI（?0.03，?0.01）］，95%CI范圍都不包括0。直接效應值分別為?0.01［95%CI（?0.06，0.03）］、?0.01［95%CI（?0.05，0.02）］、?0.03［95%CI（?0.07，0.01）］、?0.02［95%CI（?0.05，0.02）］，95%CI范圍都包括0，表示對政府環保工作的評價在4類污染影響老年人主觀幸福感中為完全中介效應，假設2成立。
表5
研究樣本對政府環保工作評價的中介作用檢驗結果
由此可見，居住地區自然環境狀況是通過中介變量即老年人對政府環保評價來影響老年人主觀幸福感的，其原因可能是環境污染對人體的不良影響。不言而喻，老年人對自身健康的擔憂與對生存環境的恐慌會激發其對環境保護責任歸屬的識別與討論。而根據委托代理理論，公民與政府之間可視為一種委托代理關系，政府在獲得公權力之后必須代理公民對環境資源等具有公共性質的資源進行妥善管理。雖然政府已積極采取大量舉措改善環境質量，但上述研究結果表明老年群體仍有19.4%對政府環保工作不滿意，環境污染問題逐漸超越其本身成為一個政治社會生活議題，因此老年人對政府環保工作的評價可能會深刻影響其主觀幸福感[29]。此外，老年人對居住環境污染狀況的主觀感知越嚴重，就越頻繁地與家人、朋友討論環境污染問題，從而對政府環保工作產生懷疑和不滿，這種社會互動后往往會引發負面情緒的蔓延，會進一步降低老年人主觀幸福感[30]。
4 結論
目前，我國老年人的主觀幸福感在不斷提升。這與我國經濟的高質量發展、積極應對老齡化政策的不斷完善、社會保障水平的不斷提高及社會服務體系的不斷健全息息相關。從生態環境角度看，中國作出“堅決打贏、打好污染防治攻堅戰”的重大戰略決策部署，通過打好藍天、碧水、凈土保衛戰和七大標志性戰役，治理成效顯著。2020年全國地級及以上城市優良天數比率為87.0%、全國地表水Ⅰ～Ⅲ類水質斷面比例為83.4%、土壤污染加重趨勢得到初步遏制、生態環境部量化調度的54項任務指標全面完成等，使中國生存環境得到明顯改善。這對老年人主觀幸福感的提升同樣有積極意義[22]。
居住地區自然環境狀況與老年人主觀幸福感呈負相關關系但不具有顯著的直接效應。雖與以往研究結論[28]不一致，但可能是中國在環境治理與保護工作方面投入大、成效顯著，經濟發展與環境保護達到一個平衡點，因此環境污染制約國民主觀幸福感作用微弱[31]。也可能是其他因素介導使環境污染與心理健康困擾變化之間存在關系[32]。在本研究Spearman相關性分析中兩者相關系數較小（<0.2），說明關系較弱。經進一步的回歸分析及中介效應檢驗得出是老年人對政府環保工作的評價這一中介變量在居住地區自然環境狀況影響老年人主觀幸福感中發揮橋梁作用。
老年人對政府環保工作的評價是居住地區自然環境狀況影響老年人主觀幸福感的中介變量，且發揮著完全中介效應。其機制是政府切實有效解決了空氣、水、土壤等污染問題，一方面能夠減少因環境污染帶來的健康問題，減少相關疾病治療費用，健康的體魄與花銷的減少顯著提升老年人主觀幸福感；另一方面，政府環保工作改善了環境質量，使老年人感受到藍天白云、潔凈水質等生活質量提高，不僅會減少其心理壓力，而且有利于增進對政府的信任，從而增強自身主觀幸福感[33]。
基于此，為提高老年人主觀幸福感應做到以下幾點：一是政府應繼續統籌保護環境、治理污染工作。將“改善居民感知環境質量”作為其政策目標的一部分，落實環境保護目標責任制，加強城市環境綜合整治定量考核。二是多種途徑加大對政府環保工作的宣傳力度，使老年人看到政府對改善居住環境質量所做的努力，從而提升老年人對政府環保評價。如建立公開透明的環保信息披露制度，定期公開污染水平測量數據、在媒體上公布環境質量改善結果、向公眾通報實施目標的進展。三是加強與居民的溝通交流，及時了解居民對居住環境狀況的主觀感知和訴求，以便后續開展環保工作。
本研究的局限性：① 不能檢驗居住地區自然環境狀況、老年人對政府環保工作評價和老年人主觀幸福感之間的因果關系，還需通過縱向研究來進一步驗證；② 本研究僅驗證了老年人對政府環保工作評價的單一中介作用對老年人主觀幸福感的影響，老年人的主觀幸福感是否會受到其他中介變量的影響有待進一步研究。
綜上所述，居住地區自然環境狀況與老年人主觀幸福感間不具有顯著的直接效應，老年人對政府環保工作評價在兩者之間發揮完全中介作用。
利益沖突聲明 本研究不存在任何利益沖突。
主觀幸福感是指依據人群主觀設置的標準，對自身生活質量進行評價所產生結果[1]。老年人主觀幸福感反映了老年人的整體精神生活狀況[2]，是衡量老年人身心健康和生活質量的重要指標之一。《“十四五”國家老齡事業發展和養老服務體系規劃》指出：十四五期間全社會積極應對人口老齡化格局要初步形成，老年人獲得感、幸福感、安全感要顯著提升。而當前中國環境污染問題仍困擾居民健康生活，對居民生理和心理造成的損害不可忽視[3]，世界衛生組織報告顯示，2016年中國環境污染死亡人數排名全球第二[4]。因此關注老年人居住地區自然環境狀況、明確其對老年人主觀幸福感的影響、探索基于居住地區自然環境狀況提升老年人主觀幸福感的路徑，不僅是積極應對老齡化的重要舉措，亦是對《“健康中國2030”規劃綱要》中“加強影響健康的環境問題治理”的重要實踐，更是對滿足人民對美好生活向往的不斷追求。
目前學術界對老年人主觀幸福感的探討集中于老年人主觀幸福感的定義與特性[5]、現狀及影響因素[6-8]、實證研究工具[9-10]等，其中影響因素分為人格特質、認知模式等主觀因素和人口學因素、經濟狀況、健康狀況、家庭生活等客觀因素[9]。而老年人隨著年齡增長，身體各項機能下降，免疫力和抵抗力也隨之下降，更易受到外界環境污染影響從而誘發各種疾病[11]，居住地區自然環境狀況關系到老年人身體健康，與老年人主觀幸福感密切相關。但探討居住地區自然環境狀況與老年人主觀幸福感兩者關系的研究較少，且大部分是基于客觀檢測數據衡量居住地區自然環境質量，較少從老年人對居住地區自然環境的主觀認知角度進行研究。鑒于此，本研究基于2019年中國社會狀況綜合調查數據庫（China social survey database，CSS）探討以上問題，旨在為提高老年人主觀幸福感提供依據。
1 理論闡釋與研究假設
1.1 居住地區自然環境狀況與老年人主觀幸福感
“人類聚居學理論”是20世紀80年代由我國著名學者吳良鏞翻譯并發展為一種以人與自然的協調為中心、以居住環境為研究對象的新的學科體系—人居環境科學[12]。其中人居環境建設的五大原則表明要正視生態環境問題，提高生態意識；關懷廣大人民群眾，重視社會發展整體利益。雖然近年來我國積極致力治理環境污染，但環境污染問題仍然是建設美好人居環境的重大威脅，已經成為中國人民福祉惡化的重要原因[13]。
居住地區自然環境包括空氣、水體等多種要素，且研究發現公眾關注意識最強的是圍繞水污染、空氣污染和生活垃圾污染這3大環境污染問題[14]。眾多學者探討較多的是空氣污染對主觀幸福感的影響。2005—2018年蓋洛普世界151個國家民意調查顯示，主觀空氣質量越好，個人幸福感越高。主觀空氣污染比客觀空氣污染對幸福感影響更為嚴重[15]。空氣污染對于非健康人群和老年人的幸福感的負面影響大于健康人群和年輕人[16]。與空氣相同，水體質量與老年人主觀幸福感密切相關。研究顯示在中國、日本和韓國，居民的心理健康與感知到的水污染具有相關性[17]。噪音污染也是影響老年人主觀幸福感的重要自然環境要素之一。因受機場噪音影響，生活在距荷蘭阿姆斯特丹機場50公里之內的居民幸福感明顯低于50公里外的居民[18]。此外，其他環境污染（如土地污染、電磁電離輻射污染等）同樣與老年人主觀幸福感有著強有力的關聯。世界衛生組織相關報告指出，電磁波輻射污染已經成為繼空氣污染、水污染、噪聲污染之后的第四大環境污染。暴露于土壤污染的居民的社會心理健康狀況要比未暴露的居民社會心理健康狀況要差，焦慮和抑郁水平偏高[19]。據此提出假設1：1a：居住地區空氣污染對老年人主觀幸福感有負面影響；1b：居住地區水污染對老年人主觀幸福感有負面影響；1c：居住地區噪音污染對老年人主觀幸福感有負面影響；1d：居住地區其他環境污染（如土地污染、電磁電離輻射污染等）對老年人主觀幸福感有負面影響。
1.2 老年人對政府環保工作評價的中介作用
一方面，客觀環境質量與居民主觀感知的環境質量都會對政府環保工作評價產生影響。研究表明客觀環境質量改善不一定提升居民對政府環保工作評價的提升，反而可能減少相關正向評價，而公眾對環境污染的主觀感知對政府環保工作的評價具有顯著的直接效應，主觀感知到的污染越嚴重，對政府環保工作評價越低[20]。另一方面，暴露于慢性和看不見的污染物對健康影響的不確定性會引起受害者對政策制定者的不信任及社區內部的沖突[21]。在環境風險感知中，政府環境行為對居民生活質量風險和心理健康風險的感知產生了積極影響。例如宋德勇等[22]使用CFPS2012、2014、2016年微觀數據所構成的面板數據展開實證研究發現，居民主觀幸福感隨著環境規制的增強而不斷提升，且增強環境規制還可通過改善居民健康狀況的健康效應和提升區域綠色技術創新效率的創新效應兩種方式間接地增進居民主觀幸福感。據此提出假設2：老年人對政府環保工作評價在居住地區自然環境污染影響老年人主觀幸福感中具有中介作用。
2 資料與方法
2.1 數據來源
本研究使用的數據來自CSS。CSS是雙年度縱貫調查，采用概率抽樣的入戶訪問方式，調查區域覆蓋了全國31個省（自治區、直轄市），包括了151個區（市、縣），604個村（居委會），每次調查訪問10 000余個城鄉家庭，其研究結果可推論全國年滿18～69周歲的住戶人口。本研究采用最新的2019年CSS數據，通過限定條件篩選出年齡特征為60歲及以上的樣本1 907個，再通過多重插補法補齊缺失值，比較插補前后數據的標準誤（standard error，SE）、95%可信區間（confidence interval，CI）寬度，結果顯示SE變小，擬合準確性較好；95%CI寬度變小，擬合精確度較高[23]（表1）。
表1
研究樣本多重插補前后的比較
2.2 變量選取
本研究的被解釋變量為研究樣本的主觀幸福感。本研究選用CSS2019問卷中對應的問題“總的來說，我是一個幸福的人”來表示研究樣本的主觀幸福感。有研究表明，雖然這種測量方法簡單，但也具備較高的信效度[24]。剔除“不好說”選項，將回答“很同意、比較同意、不太同意、很不同意”依次賦值為1、2、3、4。
解釋變量為居住地的環境狀況，具體包括空氣污染、水質污染、噪音污染、其他環境污染（土地、電磁電離輻射）。選用CSS2019問卷中對應的問題“在您目前居住的地區，下列4種現象嚴重嗎？1.空氣污染；2.水質污染；3.噪音污染；4.其他環境污染（土地、電磁電離輻射）”剔除“不好說”選項，每項問題都用“很嚴重、比較嚴重、不太嚴重、沒有此現象”來表示，分別賦值為：1、2、3、4。
將研究樣本對政府環境保護工作的評價作為中介變量。在CSS2019居民問卷中具體問題是“政府保護環境、治理污染方面的工作做得好不好？”剔除“不清楚”選項，備選答案“很好、比較好、不太好、很不好”分別賦值為1、2、3、4。
除居住地環境狀況影響主觀幸福感外，個人特征與主觀幸福感也極具相關性。根據以往研究將性別、教育程度、婚姻狀況、工作狀況、政治面貌、戶籍性質、個人年收入等個體人口學因素作為控制變量[25]。
2.3 方法
研究樣本的主觀幸福感、對政府環保工作評價、居住地區環境污染狀況資料均不符合正態分布，因此采用中位數描述，采用Spearman相關分析、多分類Logistic回歸分析檢驗各主要變量的相關性及相互作用，以P<0.05為差異有統計學意義。采用溫忠麟[26]的中介效應檢驗模型檢驗研究樣本對政府環保工作評價的中介效應，如圖1所示，系數c表示總效應，通過自變量X和因變量Y的回歸分析得到；系數a、b表示中間效應過程值，a通過自變量X和中介變量M的回歸分析得到，b是在控制了自變量X的影響后，通過中介變量M和因變量Y回歸分析得到；系數c’表示直接效應值，在控制中介變量M的影響后，通過自變量X對因變量Y回歸分析得到，e1、e2、e3表示回歸殘差。
圖1
中介效應檢驗回歸方程及路徑
3 結果
3.1 描述性統計分析結果
如表2所示，2019年研究樣本人群的主觀幸福感平均值為1.76（1～4分制），很同意和比較同意“我是一個幸福的人”占比86.05%，這一結果高于CSS2015數據79.7%和CSS2012數據72.8%，可見我國老年人主觀幸福感在不斷提升。四類污染的均值和中位數都在3左右，表明研究樣本中有一半以上認為上述污染不太嚴重，但認為四類污染仍嚴重的分別占比23.7%、27.48%、22.44%、35.4%。老年人群對政府環境保護工作的評價均值為1.95，中位數為2，認為政府環保工作很好的占比30.26%，比較好占比50.34%，說明大部分老年人對政府保護環境、治理污染工作比較滿意，但仍有19.4%老年人對政府環保工作表示不太認可。
表2
研究樣本基本變量的賦值及描述性統計分析結果
3.2 相關性分析及結果
Spearman相關分析發現（表3），四類污染與研究樣本主觀幸福感之間相關系數值分別為?0.05（P=0.033）、?0.06（P=0.016）、?0.06（P=0.017）、?0.05（P=0.019），并且呈負相關，有統計學意義，這和黃永明、何凌云等[27]研究結論一致；與研究樣本對政府環保工作評價之間相關系數值也均為負數（P<0.05），有統計學意義；研究樣本對政府環保工作評價與其主觀幸福感之間相關系數為0.15（P<0.05），呈正相關，有統計學意義。
表3
研究樣本主要變量的Spearman相關性分析結果
3.3 回歸分析和結果
為進一步分析居住地區自然環境狀況在控制了控制變量外對研究樣本主觀幸福感的影響及政府環保工作評價對研究樣本主觀幸福感的影響，本研究采用多分類Logistic回歸進行分析，包括3個模型（表4）。在模型1中未將控制變量與中介變量添加入模型1，發現本次模型構建沒有意義（P>0.05），且四類污染對研究樣本主觀幸福感回歸系數為負但并不顯著，因此假設1a、1b、1c、1d不成立，這與以往研究“主觀感知環境污染程度會對中國居民的幸福感產生負面影響”不一致[28]，出現這一結果的可能原因是經濟的快速發展使民生不斷改善，老年人物質生活逐漸豐富使其相對弱化了居住地區環境污染問題帶來的直接困擾；將中介變量加入模型2中發現，研究樣本對政府環保工作評價與其主觀幸福感呈現顯著正向效應（P<0.01）；將控制變量代入模型3后，發現相對于“很同意我是一個幸福的人”來講，在“比較同意、不太同意、很不同意”的前提之下，研究樣本對政府環保工作評價的回歸系數值分別為0.197［OR=1.218，95%CI（1.067，1.391），P=0.004］、0.560［OR=1.75，95%CI（1.423，2.153），P<0.05］、0.383［OR=1.466，95%CI（1.113，1.932），P<0.05］，與模型2得出的結論無顯著改變。
表4
研究樣本主要變量的多分類Logistic回歸分析結果（Z值）
3.4 中介效應檢驗
為進一步明確老年人對政府環保工作評價在居住自然環境狀況影響老年人主觀幸福感中是否發揮中介作用，在對變量進行去中心化后，本研究采用偏差校正非參數百分位bootstrap方法檢驗系數a、b乘積的顯著性[26]。利用Stata軟件設定在95%CI下有放回地重復取樣1 000次。結果見表5，可看到研究樣本對政府環保工作評價在四類污染影響研究樣本主觀幸福感中的中介效應值分別為?0.04［95%CI（?0.05，?0.02）］、?0.03［95%CI（?0.04，?0.02）］、?0.02［95%CI（?0.03，?0.01）］、?0.02［95%CI（?0.03，?0.01）］，95%CI范圍都不包括0。直接效應值分別為?0.01［95%CI（?0.06，0.03）］、?0.01［95%CI（?0.05，0.02）］、?0.03［95%CI（?0.07，0.01）］、?0.02［95%CI（?0.05，0.02）］，95%CI范圍都包括0，表示對政府環保工作的評價在4類污染影響老年人主觀幸福感中為完全中介效應，假設2成立。
表5
研究樣本對政府環保工作評價的中介作用檢驗結果
由此可見，居住地區自然環境狀況是通過中介變量即老年人對政府環保評價來影響老年人主觀幸福感的，其原因可能是環境污染對人體的不良影響。不言而喻，老年人對自身健康的擔憂與對生存環境的恐慌會激發其對環境保護責任歸屬的識別與討論。而根據委托代理理論，公民與政府之間可視為一種委托代理關系，政府在獲得公權力之后必須代理公民對環境資源等具有公共性質的資源進行妥善管理。雖然政府已積極采取大量舉措改善環境質量，但上述研究結果表明老年群體仍有19.4%對政府環保工作不滿意，環境污染問題逐漸超越其本身成為一個政治社會生活議題，因此老年人對政府環保工作的評價可能會深刻影響其主觀幸福感[29]。此外，老年人對居住環境污染狀況的主觀感知越嚴重，就越頻繁地與家人、朋友討論環境污染問題，從而對政府環保工作產生懷疑和不滿，這種社會互動后往往會引發負面情緒的蔓延，會進一步降低老年人主觀幸福感[30]。
4 結論
目前，我國老年人的主觀幸福感在不斷提升。這與我國經濟的高質量發展、積極應對老齡化政策的不斷完善、社會保障水平的不斷提高及社會服務體系的不斷健全息息相關。從生態環境角度看，中國作出“堅決打贏、打好污染防治攻堅戰”的重大戰略決策部署，通過打好藍天、碧水、凈土保衛戰和七大標志性戰役，治理成效顯著。2020年全國地級及以上城市優良天數比率為87.0%、全國地表水Ⅰ～Ⅲ類水質斷面比例為83.4%、土壤污染加重趨勢得到初步遏制、生態環境部量化調度的54項任務指標全面完成等，使中國生存環境得到明顯改善。這對老年人主觀幸福感的提升同樣有積極意義[22]。
居住地區自然環境狀況與老年人主觀幸福感呈負相關關系但不具有顯著的直接效應。雖與以往研究結論[28]不一致，但可能是中國在環境治理與保護工作方面投入大、成效顯著，經濟發展與環境保護達到一個平衡點，因此環境污染制約國民主觀幸福感作用微弱[31]。也可能是其他因素介導使環境污染與心理健康困擾變化之間存在關系[32]。在本研究Spearman相關性分析中兩者相關系數較小（<0.2），說明關系較弱。經進一步的回歸分析及中介效應檢驗得出是老年人對政府環保工作的評價這一中介變量在居住地區自然環境狀況影響老年人主觀幸福感中發揮橋梁作用。
老年人對政府環保工作的評價是居住地區自然環境狀況影響老年人主觀幸福感的中介變量，且發揮著完全中介效應。其機制是政府切實有效解決了空氣、水、土壤等污染問題，一方面能夠減少因環境污染帶來的健康問題，減少相關疾病治療費用，健康的體魄與花銷的減少顯著提升老年人主觀幸福感；另一方面，政府環保工作改善了環境質量，使老年人感受到藍天白云、潔凈水質等生活質量提高，不僅會減少其心理壓力，而且有利于增進對政府的信任，從而增強自身主觀幸福感[33]。
基于此，為提高老年人主觀幸福感應做到以下幾點：一是政府應繼續統籌保護環境、治理污染工作。將“改善居民感知環境質量”作為其政策目標的一部分，落實環境保護目標責任制，加強城市環境綜合整治定量考核。二是多種途徑加大對政府環保工作的宣傳力度，使老年人看到政府對改善居住環境質量所做的努力，從而提升老年人對政府環保評價。如建立公開透明的環保信息披露制度，定期公開污染水平測量數據、在媒體上公布環境質量改善結果、向公眾通報實施目標的進展。三是加強與居民的溝通交流，及時了解居民對居住環境狀況的主觀感知和訴求，以便后續開展環保工作。
本研究的局限性：① 不能檢驗居住地區自然環境狀況、老年人對政府環保工作評價和老年人主觀幸福感之間的因果關系，還需通過縱向研究來進一步驗證；② 本研究僅驗證了老年人對政府環保工作評價的單一中介作用對老年人主觀幸福感的影響，老年人的主觀幸福感是否會受到其他中介變量的影響有待進一步研究。
綜上所述，居住地區自然環境狀況與老年人主觀幸福感間不具有顯著的直接效應，老年人對政府環保工作評價在兩者之間發揮完全中介作用。
利益沖突聲明 本研究不存在任何利益沖突。
