積極老齡化視域下社會參與模式對失能老年人抑郁風險的中介效應研究
——基于CLHLS2018數據的分析

雷嘉璐，劉兆媛

（北京外國語大學 北京日本學研究中心，北京 100089）

一、問題提出

21世紀以來，我國老齡化程度不斷加劇。根據第七次全國人口普查數據，截至2022年末，我國60歲及以上老年人口已超2.8億，占總人口的19.80%[1]。有學者指出，2021年中國已進入中度老齡化社會[2]。隨著老齡化進程加快，失能人口的老齡化問題也日益嚴峻，2020年我國失能老齡人口已達到5271 萬人，預計到2030 年，失能老齡人口在總失能人口中的占比將超過57%[3]。

人口老齡化作為全球共同面臨的課題，受到各國廣泛討論。20 世紀80 年代，美國學者首次提出“成功老齡化（Successful Ageing）”概念[4]，扭轉了消極的老齡化觀念。隨后，世界衛生組織（World Health Organization，WHO）提出“積極老齡化（Active Ageing）”目標[5]，其中包括老年人心理、生理和社會交往健康三個重要指標，同時強調了社會參與對維持并提高老年人幸福感的重要性。這表明老年人的健康不再單純意味著身體機能的維持，在心理和社會交往層面的健康也同樣重要，而社會參與則在其中發揮著不可或缺的作用。

2019年，中共中央、國務院正式印發了《國家積極應對人口老齡化中長期規劃》[6]。國家發改委負責人在答記者問時指出，要“以技術創新增進老齡群體的社會參與”[7]。黨的二十大報告進一步明確“實施積極應對人口老齡化國家戰略”[8]，這與“積極健康老齡化”的理念不謀而合。

然而，實現積極健康的老齡化并非易事，由于年齡增高與身體功能退化之間的天然聯系，人口老齡化帶來的失能人口增多問題，往往會導致年齡與失能在個體層面不同程度地影響健康老齡化[9]。這從現實角度導致了對失能老年人的社會參與類型以及對心理健康的影響作用進行研究的不足①。首先，身體失能的老年人在進行社會參與時面臨行動上的挑戰。因此，在探討失能老年人問題時，人們更容易關注居家養老、長期照護等問題。其次，身體機能的衰弱通常會伴隨心理健康水平的同步下降，身心的雙重困境嚴重阻礙著失能老年群體積極、健康的老齡化過程。以往的研究在探討失能老年群體的心理健康問題時，多聚焦在社會支持、照顧方式等因素的影響上②，忽略了該群體主動進行社會參與的情況以及不同社會參與模式對該群體心理健康的影響。

馬克斯·韋伯（Max Weber）的理論視角而言，有必要從經濟、社會和精神維度分析社會行為的多樣性和復雜性[10]，已有研究主要從社會和經濟層面探討了失能老年人的客觀社會處境、經濟制度保障等[11]，從精神層面出發的研究則探討了該群體的心理狀態、情緒和抑郁風險等[12]。然而，對于社會主觀層面以及該層面與精神層面的交叉影響——即老年人自主社會參與現狀和社會參與對其心理健康的影響，尚未有充分的研究。

基于以上現狀，本文聚焦于“積極健康老齡化”的關鍵維度——社會參與，探討當下中國社會失能老年群體在社會參與方面的現狀，以及社會參與對該群體心理健康狀態產生的影響。從而將失能老年人納入研究主體范疇，在積極老齡化視域下探討該群體的社會參與模式及其對抑郁風險的影響。

二、文獻綜述和研究假設

（一）我國老年人抑郁風險的影響因素

我國關于老年人抑郁風險影響因素的研究涉及諸多領域，總的來說可以歸結為以下四個大類：（1）自然屬性方面。性別可能對老年人的心理健康水平存在影響，有學者發現男性的心理健康水平總體好于女性[13-14]；年齡的影響存在爭議，一些研究認為年齡因素對老人抑郁得分無顯著影響[15]，另一些主張年齡健康存在影響效果的研究也呈現正向和負向兩種相反的結果[14,16]。（2）社會經濟狀況方面。研究表明有配偶的老年人身體狀況和精神狀態更好[17]，喪偶則會顯著增加老年人的抑郁風險[18]；老年人抑郁癥在居住地上體現了明顯的城鄉差異和地區差異[13,19]；教育程度和經濟保障對老年人的心理健康水平有顯著正向影響[20-21]。（3）生活方式方面。研究表明，獨居老年人的抑郁風險更高[14]，同時老年人通過參加體育鍛煉和各種社會活動可以提高身體健康水平，從而降低失能和抑郁風險[22-23]，社會關系和社會支持也對老年人心理健康呈現正向影響[21]。（4）患病狀況方面。大部分研究表明身體健康與心理健康水平呈現正相關關系[18,21]。

（二）我國老年人的社會參與特征

如前文所述，社會參與對老年人的積極健康老齡化起著重要作用，然而，老年人的社會參與具有紛繁復雜的維度和多種多樣的模式，國內外學者從不同的角度展開了相關研究。Bassuk 等[24]關注老年人的社會交往，Glass 等[25]聚焦老年人的角色介入。國內學者對老年人社會參與的界定存在多種看法，本文充分考慮失能老年人在參與條件上具有的特殊性，參考楊宗傳的觀點[26]，將老年人社會參與界定為“一切有益于社會的各項活動”。

此外，中國老年人的社會參與被典型的“差序格局”模式和家庭觀念的轉型所塑造，因此表現出與西方國家的老年人不同的特殊性[27]。西方老年人更多地參與具有社會網絡含義的活動，如團體組織活動、志愿服務和社區工作等，而我國老年人的社會參與多為具有個體偏好意味的休閑娛樂、日常鍛煉和家庭照料等活動模式，包括打麻將、打牌下棋、去社區活動室、廣場舞、健身、看電視、散步等[28]?？梢?，中國老年人的社會參與活動在空間向度上有明顯的差異，而這也成為本文考察我國老年人社會參與模式時一個重要的維度，即“社會參與的空間場所”，另一維度則是“社會參與的積極程度”。由于老年人個體存在不同的社會參與偏好，這導致他們對不同類型的社會參與活動的積極性存在很大差異，因此，本文將中國老年人的社會參與模式按照“室外—室內”“積極—消極”分為以下四種類型：室外室內兩面積極型、室外積極室內消極型、室外消極室內積極型和室外室內兩面消極型。后文將對該分類方法進行檢驗和確認。

（三）研究假設

綜合以上研究成果和本文研究目的，本文提出以下四個假設。

假設1：中國老年人的社會參與模式存在四種類型，即“室外室內兩面積極型”“室外積極室內消極型”“室外消極室內積極型”“室外室內兩面消極型”。

假設2：老年人的失能程度越高，其社會參與模式越容易成為“室外室內兩面消極型”，較不容易成為“室外室內兩面積極型”。

假設3：社會參與模式在老年失能程度和抑郁風險之間具有中介效應。

假設4：不同社會參與模式對失能老年人抑郁風險的中介效應存在差異。

三、研究設計

（一）數據來源和變量選擇

本文采用了中國老年健康影響因素調查（CLHLS）2018年的數據，該調查覆蓋全國23個省市區，調查內容包括老人生理心理健康、認知功能、社會參與、行為、生活習慣、社會經濟狀況、家庭結構等數據。該年度調查的總樣本數為15,874 條目，剔除了所有異常值和缺省值后，最終得到7325條有效數據。

本文的因變量為老年人的抑郁風險，采用連續變量進行賦值，取值范圍為1-5，數值越大表示風險越高。抑郁風險值由抑郁量表中的九個問題進行整合后得出。對題目“您會因一些小事而煩惱嗎？”“您現在做事時是不是很難集中精力？”“您是不是感到難過或壓抑？”“您是不是覺得越老越不中用，做什么事都很費勁？”“您是不是感到緊張、害怕？”“您是不是覺得孤獨？”“您是不是感到無法繼續自己的生活？”的回答“從不”“很少”“有時”“經?！薄翱偸恰边M行1-5 的賦值，對“您是不是對未來的生活充滿希望？”“您是不是覺得與年輕時一樣快活？”采用反向賦值。

本文的自變量是失能程度，依據日常生活能力標準（ADLs）和工具輔助日常生活能力標準（IADLs），采用4 級有序分類變量，即完全自理、輕度、中度、重度失能[29]。同時，模型包含了14個控制變量：年齡、受教育年限、性別、婚姻及配偶狀態、戶籍、居住地、居住形態、退休前工作性質、收入來源、生活經濟狀態、房產擁有情況、家庭經濟水平、擁有社會保障和商業保險的數量，以及生活社區提供老年服務的數量。就自變量老年失能程度和因變量抑郁風險而言，完全自理和輕度失能的老人占全樣本的約40%，而抑郁風險的平均得分為2.18分。

本文選擇老年人的社會參與模式作為中介變量，選用問卷中的10 項活動作為分類指標，包括“打牌或打麻將”“太極拳”“廣場舞”“串門、與朋友交往”“有組織的社會活動”“近兩年內旅游次數”“種花養寵物”“閱讀書報”“看電視、聽廣播”和“從事家務活動”。其中，前6 項活動作為“室外活動”指標，后4 項活動作為“室內活動”指標，具體分類過程在第四章第一節中說明。

（二）研究方法

本文將失能程度和抑郁風險分別作為自變量和因變量，以社會參與模式作為中介變量，考察社會參與模式在老年失能程度和抑郁風險之間的中介效應。使用R軟件進行數據處理和結果評估，采用潛類別分析（LCA）和邏輯回歸模型。其中多元邏輯回歸模型較為常見，因而不再贅述。潛類別分析是用于識別二分類潛在類別的分析方法，它基于概率分布和對數線性模型原理，通過個體在外顯變量上的不同聯合概率進行參數估計。公式（1）展示了潛類別分析的模型，其中A-H分別表示本文的8 個外顯變量③，即“棋牌文體活動”“串門、與朋友交往”“有組織的社會活動”“進行旅游活動”“種花或養寵物”“閱讀書報”“看電視或聽廣播”“進行家務活動”。同時，i-p分別表示外顯變量的取值，表示潛在類別模型估計的外顯變量的聯合分布概率，表示觀察數據屬于某一潛在類別變量X的特定類別t的概率，t=1、2…T；表示潛在類型為t的個體，其外顯變量A為i的概率，其他依此類推。

針對“積極參與”這一變量，本文對其做了進一步的處理。具體而言，在具有室外社交活動特征的項目中，“棋牌文體活動”“串門、與朋友交往”“有組織的社會活動”和“近兩年內的旅游次數”中，只要每月至少參加其中一個活動一次，就被視為“積極參與”；而在具有室內消遣活動特征的項目中，每周至少參加一次方可視“積極參與”。在此基礎上進行潛類別分析，找到最理想的分類方式，并將分類結果作為多分類變量，接著使用一系列回歸模型進行實證檢驗和結果評估來驗證假設并考察老年失能程度以及抑郁和焦慮風險之間的中介效應。

四、研究結果

（一）老年人社會參與模式的潛在類別分析

基于不同潛在類別分析模型的擬合優度結果，隨著類別數量從1 個增加到4 個，BIC 值逐漸減小，但當類別數量繼續增加時，BIC 值開始增大④，因此，將老年人社會參與模式分為4 種類別是最佳的分類方式。

在此基礎上，對老年人社會參與模式的4 個類別概率以及不同社會參與模式中各外顯變量的條件概率進行統計，這里所說的條件概率是指參與頻率較高、被視為積極參與的條件概率。結果顯示，所有8 項社交活動在類型4 中的條件概率最高，說明類型4 在各種活動項目上都表現出積極參與的傾向。相反，除“有組織的社會活動”和“閱讀書報”以外的6 項活動在類型1中的條件概率最低，說明類型1在多數活動項目上表現出消極參與的傾向。因此，從符合“室外室內兩面消極型”假設的類型1到符合“室外室內兩面積極型”假設的類型4，這四種社會參與模式的圖景逐漸變得積極。

類型2 和類型3 主要在“棋牌文體活動”“串門、與朋友交往”這兩項室外活動，以及“種花/養寵物”“閱讀書報”“看電視/聽廣播”這三項室內活動上存在差異，其中差異最顯著的是“串門、與朋友交往”和“閱讀書報”兩項活動。類型2中“閱讀書報”的積極條件概率比類型3高出40%，而類型3中的“串門、與朋友交往”的積極條件概率比類型2高出41.7%，這表明相比類型2和類型3的老年人更愿意走出家門進行社交活動，而類型2的老年人則傾向于在自己家中進行自我消遣。另外，類型2 在室外活動項目上的參與頻率普遍較低，因此屬于“室外消極室內積極型”的假設類型。而盡管類型3 在“種花/養寵物”“閱讀書報”這兩項活動中的參與度極低，但在“看電視/聽廣播”“家務勞動”方面的參與度較高，因此和類型4 一樣，被歸為“室外室內兩面積極型”的假設類型。這兩者的差異在于類型4在所有項目上的參與度都較高，而類型3 只集中于其中的部分項目，因此類型4 的社會參與更具多元性?；谝陨戏治?，本文將上述4 種老年人社會參與模式分別命名為：類型1 全面消極型；類型2 室內活動型；類型3 室外社交型；類型4全面積極型。樣本中上述四種社會參與模式的老年人分別為：2050人、950人、3152人和1172人。通過潛類別分析發現，與假設1相比，除了“室外積極室內消極型”以外的3種社會參與模式均得以驗證，其中，“室外室內兩面積極型”又可進一步細分為類型3和類型4。

上述結果表明了老年人有多種社會參與模式，而這些模式均涵蓋了室內和室外的活動，并且在積極程度上存在差異。為了更好地了解老年人社會參與的不同需求和特點，有必要更加深入地探究這些社會參與模式的相關因素。

（二）老年失能程度與社會參與模式

根據上述老年人社會參與模式的分類方法，對各個類型進行了中介變量描述統計，并將其與全樣本的描述統計結果進行比較。

根據分樣本數據結果，發現完全自理的老年人中，半數采取室外社交型的社會參與模式（50%），三成采取全面積極型（29%）；對于輕度失能的老年人，近一半仍采取室外社交型的社會參與模式（48%），全面消極型次之，占三成（30%）；中度失能的老年人中，全面消極型的社會參與模式取代室外社交型成為主流，高達六成（60%），室外社交型的占比則下降至兩成（21%）；而重度失能老年人的社會參與模式則基本上都屬于全面消極型，比例高達近九成（88%）。因此可以得出結論，失能程度可能會影響老年人的社會參與模式，失能程度越高，越不容易成為全面積極型，而越容易成為全面消極型。

同時，不同社會參與模式的老年人群體的抑郁風險得分也會有所變化。在這方面，全面積極型（1.95）和室內活動型（2.02）的老年人群體的抑郁得分較全樣本（2.18）的平均值更低，而全面消極型（2.34）和室外社交型（2.20）的抑郁得分較全樣本中的平均值則較高。

另外通過比對發現，年齡、性別、受教育年限、婚姻及配偶狀況、戶籍、居住地、退休前工作類型、收入來源、房產擁有狀況、家庭經濟情況等控制變量，也會對老年人的社會參與模式產生一定的影響。

為了驗證社會參與模式在老年失能程度和抑郁風險之間的中介效應，首先需要探明失能程度對社會參與模式的影響。如表1所示，在控制其他變量的條件下，選取全面消極型作為參照，使用無序多分類Logistic回歸模型進行評估。

表1 老年失能程度對社會參與模式的Logistic回歸結果

結果顯示，相較于完全自理的老年人，輕度失能的老年人成為室內活動型、室外社交型、全面積極型的社會參與模式的風險比成為全面消極型分別低52%，53%和76%。在中度失能老年人中，相較于全面消極型，成為室內活動型、室外社交型和全面積極型的風險比分別降低了73%、84%和91%。在重度失能老年人中，相較于全面消極型，成為室內活動型、室外社交型和全面積極型的風險比分別降低了93%、97%和99%。因此，老年失能程度越嚴重，其社會參與模式越容易成為“全面消極型”，其次更容易成為的活動模式類型依次為“室內活動型”“室外社交型”“全面積極型”，這一結果支持假設2。

（三）老年人社會參與模式的中介效應分析

本節將進一步分析不同社會參與模式在失能程度和抑郁風險之間的中介效應。首先，通過全樣本和分樣本的線性回歸模型驗證失能程度對抑郁風險的直接影響，同時比較該作用在不同社會參與模式下的差異（見表2）；其次，驗證不同社會參與模式對失能老年人抑郁風險的影響作用（見表3）；最后，對上述結果進行中介效應的顯著性檢驗（見表4），并計算中介效應值的大?。ㄒ姳?）。

表2 失能程度對抑郁風險的全樣本與分樣本回歸

表3 老年人社會參與模式與抑郁風險的回歸

表4 老年人社會參與模式的中介效應檢驗

表5 老年人社會參與模式在老年失能程度和抑郁風險中的中介效應大小

根據表2，不同失能程度對抑郁風險的影響作用在全樣本中均非常顯著，且隨著失能程度的加重，抑郁風險也隨之上升。在分樣本中，失能程度對抑郁風險影響作用的顯著性水平和系數均有所變化：在室外社交型分樣本中，失能程度對抑郁風險的影響系數在失能程度相同的情況下，相對于其他三種社會參與模式，變化最大；在全面積極型的分樣本中，中度失能情況對抑郁風險影響作用的顯著性水平降低；而在室外社交型和全面積極型的分樣本中，重度失能情況的顯著性水平也降低或消失。這可能是由于這三種情況的樣本數都較小導致的⑤。

自然屬性、生活方式、社會經濟狀況等因素也對老年人抑郁風險的影響顯著。在全樣本中，性別、婚姻狀態（配偶健在）、居住形式、日常開銷足夠、家庭總收入以及社區老年服務數量等因素的作用與已有研究結果一致，但在分樣本中部分因素的顯著性消失。戶籍、居住農村只在分樣本中與已有研究結果一致。

作為存在爭議的年齡因素，本文得出的結論與學者吳振云[14]相同，即隨著老年人年齡的增長，其抑郁風險會降低。這提示我們，老年人的年齡因素對抑郁風險的積極調節作用可能是建立在一定年齡之上的，隨著年齡增長，其對抑郁風險的積極調節效果更加顯著，在老年人口心理學領域，這一現象被解釋為“老化悖論（Ageing Paradox）”。關于這一現象的成因，學界存在不同的看法，其中一種主流的觀點是瑞典老年學家拉爾斯·托恩斯戴姆（Lars Tornstam）于20世紀90 年代提出的超越老化理論（Gerotranscendence）。具體而言，該理論認為老年人從唯物主義的理性世界觀轉向宇宙的超然世界觀，滿足了老年人在精神和靈性上提升的需要。日本學者牧迫等[30]指出，隨著老齡化，老年人的主觀幸福水平并不會隨時間的推移而下降，當老年人到達高齡階段時，盡管他們面臨著更多危機，但心態的變化能夠使他們坦然應對“老化過程”并學會了適應。我國學者鄭曉東等[31]則從“失去”和“獲得”兩個角度闡釋了老化悖論現象，即是說，老年人“除了‘失去’健康以及社會與家庭角色外，同時也‘獲得’了心智成熟與更好的情緒調節能力……”。但總的來說，年齡對老年人抑郁風險的影響作用仍值得進一步探討和關注。

表3 顯示，與全面消極型相比，其余三種社會參與模式均顯著降低了老年人的抑郁風險。全面積極型和室內活動型的影響系數分別為-0.221 和-0.202，表明這兩種參與模式對老年人抑郁風險的抑制程度相近。而室外社交型的系數僅為-0.071，表明這種社會參與模式降低老年人抑郁風險的效果不如前兩者，但相對于全面消極型仍然具有顯著的積極作用。

在社會參與模式的中介路徑中，只有“重度失能→全面積極型”路徑上的影響系數不顯著，其余路徑上各節點的影響系數均顯著。通過計算Z 統計量，并利用Sobel 法檢驗其余路徑的顯著性結果如表4所示，“輕度失能→室內活動型→抑郁風險”和“中度失能→室內活動型→抑郁風險”兩條路徑未呈現顯著性。另外，“輕度失能→室外社交型→抑郁風險”路徑僅在0.1的置信水平上呈現顯著性，但本文也將其視為顯著路徑。根據上述結果，本文的假設3 得到驗證。

如表5所示，與全面消極型的社會參與模式相比，其他社會參與模式對不同程度失能老人的中介效應系數皆為負數，意味著其他幾種社會參與模式都能對抑郁風險產生降低作用。對于輕度和中度失能老年人來說，進行全面積極型的社會參與具有最佳的抑郁風險抑制效果，中介效應系數分別為-0.053、-0.020，其次為室外社交型。但對于重度失能老人來說，室內活動型為最佳的社會參與模式，中介效應系數為-0.014?；谏鲜鲅芯拷Y果，本文假設4 得到驗證。

五、結論和討論

通過潛類別分析，本文探究了老年人社會參與模式的不同類型，在此基礎上，采用Logistic回歸和線性回歸模型評估并檢驗了社會參與模式在老年失能程度和抑郁風險之間的中介效應。研究結果表明，中國老年人的社會參與模式可區分為四種類型：全面消極型（28%），室內活動型（13%），室外社交型（43%），全面積極型（16%）。與人們將老年人與身體機能下降、孱弱需要照護等負面意向相聯系起來的認知相反，接近72%的老年人仍能通過不同的活動積極活躍在家庭和社會之中，這為我國大力提倡“積極健康老齡化”提供了充分的現實基礎，同時提示我們今后在探討老年人的社會參與時，需要注意其社會參與模式的多樣性，不可一言以蔽之。

本文特別關注失能老年群體，力圖將該群體納入“積極健康老齡化”的主體范疇，并探討了其與社會參與模式之間的關系。研究發現，隨著失能程度的加劇，老年人的身體健康水平下降，活動范圍縮小，活動積極性減弱，其社會參與模式依次更容易成為全面消極型、室內活動型、室外社交型和全面積極型。對于輕度失能的老年人，其社會參與模式主要為室外社交型；對于中度和重度失能的老年人，其社會參與模式主要為全面消極型。但通過評估和檢驗不同社會參與模式的中介效應作用可知，對于輕度和中度失能老年人來說，全面積極型最能有效降低抑郁風險，室外社交型次之。對于重度失能老年人，室內活動型降低抑郁風險的效果最佳。本文填補了失能老年群體社會參與研究的空白，同時也揭示了對不同失能程度的老年群體及各類社會參與模式進行細化深入研究的必要性，為我們探討失能老年群體社會參與的可為空間，以及促進該群體向“積極健康老齡化”發展提供了學術指導。

在政策啟示方面，本文有以下建議。第一，科學、辯證地看待失能老年人的積極老齡化進程，在關注該群體的居家照護等問題以外，充分考慮其社會參與的意義及其多樣性，在推廣棋牌文體、體育鍛煉、老年旅游、組織性活動等室外社交型活動，同時，也關注包括園藝寵物、書籍報刊、電視廣播、家務勞動等居家活動的積極價值，為失能老年人的多元社會參與提供良好的環境和機會，以促進該群體社會參與的能動性和積極性。第二，對于不同失能程度的老年人，應有針對地提供個性化、差異化的社會參與渠道，并且引導他們進行符合自身身體健康狀況的社會參與活動。對于輕度和中度失能的老年人，鼓勵他們在走出家門積極從事社會交往活動的同時，推廣和宣傳居家活動的積極意義。對于重度失能的老年人，我們不應停留在對老年人社會參與的片面理解上，而應充分考慮中國老年人的社會參與特征和老年人各自的身體健康狀況，合理關切他們“居家進行社會參與”的需求。具體來說，為了提高輕度和中度失能老年人走出家門、走向社會的意愿，首先，利用財政政策、資金調配等方式，全面增強社會文化活動場所等公共設施的便利性，為有意愿、有能力出行的失能老年人提供良好的交通條件。其次，完善失能老年人活動參與治理機制，加大力度建設包括老年活動中心、老年大學、老年社團、社區相關組織在內的相關團體和機構，為失能老年人提供廣泛多樣的社會活動參與渠道。再次，加強老年輔助器材研發和應用，為老年人功能退化缺損提供智能科技代償，輔助、替代人力照護，以技術創新增進老齡群體的社會參與。同時，不可忽視重度失能老年人社會參與活動的必要性，要在考慮其身體活動能力的基礎上，為其提供多種多樣的室內活動，積極發展例如近年來熱門的寵物陪伴[32]、益智類游戲、信息化老年健康服務等為代表的銀色產業，為難以進行室外社交活動的失能老年人群體探索更多的產品和活動服務?！疤嵘袊淆g社會綜合治理能力，最終構建起適應全面建設社會主義現代化國家的、體現國家治理體系和治理能力現代化的、具有中國特色的中國老齡社會治理體系，滿足中國老齡人群體對美好生活的需要”[33]，從而構建政治、經濟和社會全方位的中國老齡治理模式。

最后，本文也存在一些不足之處。一是在分析對象中，由于身體機能客觀限制，社會參與模式為全面積極型的重度失能老年人的樣本數較少，“重度失能→全面積極型→抑郁風險”這一路徑的顯著性有待進一步驗證；二是“輕度失能→室外社交型→抑郁風險”路徑的中介效應僅在0.1的置信水平上呈現顯著性，結果的精度還有待進一步提升。

注釋：

①在中國知網（CNKI）檢索主題關鍵詞“失能老人”“社會參與”“心理”后，僅得到18 篇學術期刊成果。檢索時間為2023年7月20日。

②在中國知網（CNKI）檢索主題關鍵詞“失能老人”后，共有2129條期刊文獻數據。其中，主題詞排名按照前五位的分別為：失能老人（671）、長期護理保險（158）、長期照護（153）、醫養結合（128）和老年人（89）。

③由于總樣本中同時參加“打牌或打麻將”“太極拳”“廣場舞”三個項目的受訪老人個案較少，因此將這三個具有娛樂性質的項目整合為一項，重新命名為“棋牌文體活動”在原有10項活動內容上變更為8個。

④當潛類別分類為1-4個時，BIC 值分別為61,048.25、57,611.79、56,897.05、56,738.52。分類數量為5時BIC值上升至56,745.85，6時則繼續上升為56,777.71。

⑤分別為47、19、3人。