关于因变量、自变量与控制变量的描述性统计分析如表1所示。

表1 变量的描述性统计分析变量描述均值标准差因变量主观幸福感1不幸福=0,幸福=主观幸福感2非常不幸福=1,不太幸福=2,一般=3,比较幸福=4,非常幸福=健康身体健康很不健康=1,比较不健康=2,一般=3,比较健康=4,很健康=心理健康总是抑郁=1,经常抑郁=2,有时抑郁=3,很少抑郁=4,从不抑郁=保障社会养老保险参保=1,未参保=公共服务保障非常不满意=1,比较不满意=2,说不清=3,比较满意=4,非常满意=社会融入邻里熟悉度非常不熟悉=1,比较不熟悉=2,一般=3,比较熟悉=4,非常熟悉=参与选举投票有=1,无=学习充电从不=1,很少=2,有时=3,经常=4,非常频繁=控制变量性别男性=1,女性=年龄被访问者的实际年龄受教育程度小学以下=1,小学=2,初中=3,高中或中专=4,大专及以上=宗教信仰有=1,无=政治面貌党员=1,非党员=有无配偶有=1,无=家庭经济状况远低于平均=1,低于平均=2,平均水平=3.高于平均=4,远高于平均=家庭收入对受访者的实际家庭收入取自然对数家庭收入平方 考察家庭收入可能的非线性影响88..549子女个数被访者实际的子女个数子女个数平方考察子女个数可能的非线性影响居住地城镇=1,农村=

(三)模型选择

由于被解释变量为老年人主观幸福感，取值为0和1，因此选择二元logistics模型进行回归分析。(1)式中，P表示老人感到幸福的概率，xi为自变量，即可能对老年人幸福感产生影响的变量，β0为常数项，βi为变量系数，ε为误差项。

P(happiness=1)

以上模型经过logit变换后为：

(2)式中，为老年人感到幸福与不幸福的概率比(Odds)的自然对数。当采用极大似然估计方法得到βi的值后，eβi则为老年人感到幸福的机会比(Odds Ratio，OR)。

在检验健康对保障与老年人主观幸福感以及社会融入与老年人主观幸福感的中介效应时，我们采用温忠麟等(2004)[29]提出依次检验回归系数的中介效应检验方法，先用(3)式检验保障和社区融入对幸福感是否有显著影响，再通过(4)式检验保障和社会融入对健康是否有显著影响，最后通过(5)式检验健康、保障和社会融入对幸福感是否有显著的影响。如果回归系数c、a、b都显著，

c′不显著，则为完全中介效应，如果c′也显著，则为部分中介效应。如果回归系数a、b至少有一个不显著，则还需做Sobel检验进一步分析。

Y=cX+e1

M=aX+e2

Y=c′X+bM+e3

四、实证研究结果分析

(一)健康、保障与社会融入对老年人主观幸福感的影响

我们构建了6个回归模型来研究健康、保障与社会融入对老年人主观幸福感的影响。模型1是只含控制变量的初始模型，模型2-4在模型1的基础上依次加入了健康、保障与社会融入的代理变量，模型5-6是分别以城市和农村老人为研究对象，分析健康、保障与社会融入对老年人幸福感的影响有没有城乡差异。

模型1的回归结果显示，受教育程度、宗教信仰、政治面貌、经济地位等都对老年人的主观幸福感有显著的正向影响。由于表1报告的是logit回归模型中估计出来的各变量前面的系数βi，可通过计算eβi获得自变量影响因变量的机会比(Odds Ratio)。研究发现，平均来说，相比起没有宗教信仰的老人来说，有宗教信仰的老人获得幸福感的机会比是没有宗教信仰的老人的1.31倍(即e0.27)，且在0.05的水平上显著。相对于普通群众来说，拥有党员身份(含民主党派)的老人获得幸福感的机会比是普通群众的2倍。家庭经济地位每提高一个层次，可计算出老人获得主观幸福感的机会比是原来的2.9倍。此外，我们发现子女数量与老年人主观幸福感呈倒U型关系，随着子女个数的增加，老年人的幸福感会先上升后下降，这与石智雷(2015)[30]等人的研究一致。

模型2的回归结果显示，身心健康对老年人的主观幸福感显著的提升作用，假设H1a和H1b得到了验证。通过简单换算可知，身体健康水平每提高一个层次，老年人获得幸福感的机会比是原来的1.34倍，心理健康水平每提高一个层次，老年人获得幸福感的机会比是原来的3.32倍。对比模型1，我们发现宗教信仰、政治面貌、经济地位、子女个数及其平方项对老人主观幸福感的影响依然显著，但受教育水平的显著影响消失，性别对幸福感的影响由模型1的不显著变为在0.1的水平上显著，这与汪连杰(2018)[31]利用CGSS2013所做的研究一致。男性一般面临更大的社会压力，这可能是导致男性幸福感相对女性偏低的主要原因。

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