模型3的回归结果显示，加入保障变量以后，健康对老年人主观幸福感的影响依然非常显著。通过简单换算得出，在控制其它条件不变的情况下，有社会养老保障的老人获得幸福感的机会比是没有保障的老人的1.25倍，公共服务保障水平每提高一个层次，老人获得幸福感的机会比是原来的1.37倍，因此研究假设H2a和H2b得到了验证。

表2 老年人主观幸福感的Logit回归结果变量模型1模型2模型3模型4模型5(city)模型6(rural)身体健康0.27???(0.05)0.29???(0.05)0.29???(0.05)0.45???(0.11)0.13?(0.07)心理健康(是=1)0.66???(0.06)0.66???(0.06)0.66???(0.06)0.69???(0.13)0.72???(0.09)社会养老保障(有=1)0.25??(0.11)0.23??(0.12)0.08(0.28)0.28??(0.14)公共服务保障0.32???(0.05)0.33???(0.05)0.31???(0.10)0.31???(0.07)邻里街坊熟悉度0.25???(0.05)0.28???(0.11)0.27???(0.08)学习充电频率0.12??(0.06)0.18?(0.11)0.06(0.10)参与投票(是=1)-0.05(0.10)-0.33(0.21)0.13(0.15)性别(男=1)-0.08(0.09)-0.17?(0.10)-0.20??(0.10)-0.24??(0.11)-0.20(0.21)-0.07(0.15)年龄0.00(0.01)0.00(0.00)0.01(0.01)0.01?(0.00)-0.02(0.01)0.03??(0.01)受教育程度0.09?(0.04)0.03(0.04)0.05(0.05)0.05(0.05)0.20?(0.11)0.08(0.08)宗教信仰0.27??(0.14)0.25?(0.15)0.24?(0.16)0.26?(0.15)0.12(0.34)0.16(0.26)配偶(有=1)0.09(0.10)0.10(0.11)0.06(0.12)0.04(0.12)0.35(1.41)1.11(1.02)政治面貌0.70???(0.17)0.65???(0.18)0.56???(0.18)0.57???(0.18)0.02(0.17)0.41?(0.27)经济地位1.07???(0.07)0.85???(0.07)0.83???(0.07)0.83???(0.07)0.70???(0.16)0.76???(0.11)子女个数0.33???(0.09)0.44???(0.10)0.46???(0.11)0.43???(0.11)0.60??(0.29)0.34??(0.18)子女个数平方-0.04???(0.01)-0.05???(0.01)-0.05???(0.01)-0.05???(0.01)-0.06(0.04)-0.04?(0.02)???(0.55)-4.99???(0.59)-4.74???(0.64)-7.62???(0.71)-6.49???(1.84)-9.98???(1.33)N9Log

模型4的回归结果显示，加入社会融入变量以后，健康和保障对老年人幸福感的影响依然非常显著，同时社会融入的前两个代理变量对老年人幸福感也有显著的影响。通过简单换算可知，邻里街坊熟悉度和学习充电的频率每提高一个层次，老年人获得幸福感的机会比分别是原来的1.28倍和1.16倍。然而，研究并没有发现政治参与对老年人幸福感的显著影响，因此研究假设H3a和H3b得到了验证，但假设H3c没有得到支持。究其原因，可能正如Stadelmann(2012)[19]等学者所指出的，政治参与只是提高了民主满意度，但无法提高生活幸福感。

(二)健康、保障与社会融入对老年人幸福感影响的城乡差异

模型5和模型6的回归结果显示，老年人主观幸福感的影响因素存在一定的城乡差异，主要体现在以下方面：第一，身体健康对城乡老年人主观幸福感都有显著的促进作用，但对城市老年人幸福感的正向影响更大。这与我国城乡老人的不同生活状态是相符的：对于城市的老年人来说，生活相对富足，退休后最大的诉求就是身体健康，而农村老年人一般没有退休的概念，大多还会在60岁以后坚持进行力所能及的生产劳动，身体健康给他们带来的幸福感没有城市老人那么强。第二，社会保障对农村老年人主观幸福感有显著的提升作用，但对城市老人来说，这个影响并不显著。2009我国才正式试点启动新型农村社会养老保险，在此之前农村老人基本上处于国家提供的养老保障制度的真空地带，农村老年贫困问题非常严重。以新农保为代表的社会保障提高了农村居民的养老质量和主观福利(张晔等，2016；郑晓冬和方向明，2018)[32][33]，显著增进了农村老年人的幸福感，但对于城市老年人来说，由于经济条件相对要好很多，养老保障对其幸福感的影响可能没有其它因素那么大。第三，终身学习对城市老人的主观幸福感有显著的提升作用，但对农村老人的影响不显著。这可能是因为城市老年人受教育程度相对较高，老年生活更加丰富，能接触到更多的文化产品和再教育渠道，也更有学习充电的积极性并从中获得更高的幸福感。

(三)健康在保障与社会融入对老年人幸福感影响关系之间的中介效应

通常的中介效应模型难以处理因变量为分类变量的情况(温忠麟，2014)[34]，Ferrer(2005)[35]指出，对于主观幸福感的研究，OLS估计和排序选择模型在显著性和系数的符号上具有较高的一致性。为简化研究，我们在进行中介效应分析时，采用原始编码的幸福感变量(赋值为1-5)，并运用OLS方法进行回归分析。这样的结果还能与前面的logit分析结果形成相互比较和对照，也有助于判断回归结果的稳健性(吴清华等，2018)[36]。

按照温忠麟的回归系数逐步检验方法，模型7中，我们首先以幸福感为因变量，检验社会保障对幸福感的影响。模型7表明社会保障的两个代理变量都对老年人幸福感的影响显著，完成了第一步检验。模型8以身体健康为因变量，以社会保障为自变量，回归结果显示公共服务保障对身体健康的回归结果显著，完成了第二步检验。第三步检验构建的模型9表明，身体健康和社会保障的两个代理变量都对老年人幸福感有显著影响。至此，关于身体健康在社会保障与幸福感影响关系之间的中介效应检验完成，我们发现身体健康在公共服务保障与幸福感之间起部分中介作用，验证了假设H4a-1，但身体健康在社会养老保障与幸福感之间的中介效应假设H4a-2没有得到支持。同样，我们构建了模型10-12用来检验心理健康在社会融入与老年人幸福感影响关系之间的中介效应，回归结果显示，心理健康在社区融入(代理变量为邻里街坊熟悉度)和终身学习(代理变量为学习充电频率)对老年人主观幸福感的影响关系之间都起到部分中介作用，验证了假设H4b-1和H4b-2。

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