城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老方式與老年人主觀幸福感的關(guān)系

彭麗華

(廊坊師范學(xué)院心理系，河北　廊坊　065000)

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城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老方式與老年人主觀幸福感的關(guān)系

彭麗華

(廊坊師范學(xué)院心理系，河北廊坊065000)

目的了解城鎮(zhèn)老年人養(yǎng)老方式與主觀幸福感的狀況及其關(guān)系。方法采用紐芬蘭紀(jì)念大學(xué)主觀幸福感量表、領(lǐng)悟社會(huì)支持量表和自編老年人基本情況調(diào)查表對(duì)358名老年人進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。結(jié)果老年人主觀幸福感和社會(huì)支持處于中等水平。社區(qū)日間養(yǎng)老方式使老年人獲得更高的主觀幸福感和更多的社會(huì)支持。③社會(huì)支持在老年人主觀幸福感和養(yǎng)老方式間起部分中介作用。結(jié)論影響老年人主觀幸福感因素是多方面的，社區(qū)日間養(yǎng)老方式是值得推廣的方式，能夠使老年人覺(jué)得更幸福。

養(yǎng)老方式；主觀幸福感

主觀幸福感關(guān)系到老年人生活質(zhì)量和健康水平，而老年人的主觀幸福感受到多種因素的影響〔1〕。社會(huì)支持、親子關(guān)系、自尊和生命意義感等心理因素及婚姻狀況、宗教信仰、經(jīng)濟(jì)來(lái)源和健康狀況等人口學(xué)因素均不同程度影響其主觀幸福感〔2～6〕。本研究探討?zhàn)B老方式與老年人主觀幸福感的關(guān)系。

1　對(duì)象與方法

1.1對(duì)象采取方便取樣的方法,在北京、蘭州、廊坊、天津、揚(yáng)州、淄博等地發(fā)放問(wèn)卷400份,回收有效問(wèn)卷358份(89.5%)。由經(jīng)過(guò)專門培訓(xùn)的人員在各地廣場(chǎng)發(fā)放問(wèn)卷，老年人自主作答并當(dāng)場(chǎng)回收。男193人，年齡61～82歲,女165人，年齡62～77歲，平均66.2歲。按照養(yǎng)老方式將老年人分成三組，分別是居家養(yǎng)老組202人，男100人，女102人，年齡61～82歲，養(yǎng)老院全托組67人，男31人，女36人，年齡73～82歲，合社區(qū)日間養(yǎng)老組89人，男54人，女35人，年齡61～73歲。

1.2研究工具①紐芬蘭紀(jì)念大學(xué)主觀幸福感量表(MUNSH)分正性情感、負(fù)性情感、正性體驗(yàn)、負(fù)性體驗(yàn)四個(gè)因子,共24個(gè)條目組成。正性情感增加一個(gè)人幸福度，負(fù)性情感降低一個(gè)人的幸福度，總的幸福度是兩者之間平衡的結(jié)果。采用0～2三級(jí)計(jì)分，總分=正性因子-負(fù)性因子+24分，范圍為0～48分。分?jǐn)?shù)越高主觀幸福感就越高。②領(lǐng)悟社會(huì)支持量表由家庭支持、朋友支持和其他支持三個(gè)維度構(gòu)成，共12個(gè)題目，為李克特7點(diǎn)量表。1表示極不同意，7表示極為同意。三個(gè)維度分?jǐn)?shù)相加為領(lǐng)悟社會(huì)支持總分，總分越高表示社會(huì)支持程度也越高。③自編老年人基本情況調(diào)查表，包括年齡、性別、婚姻狀況、養(yǎng)老金水平、養(yǎng)老方式、子女陪伴時(shí)間、健康狀況、服藥情況、緊急支持等。

1.3施測(cè)程序調(diào)查采用匿名方式進(jìn)行，主試在經(jīng)過(guò)被試者同意后發(fā)放問(wèn)卷由被試者自主完成測(cè)試。被試者自己按照指導(dǎo)語(yǔ)填寫(xiě)，完成后由主試者檢查是否存在遺漏，當(dāng)場(chǎng)回收。

1.4統(tǒng)計(jì)學(xué)分析采用SPSS17.0軟件進(jìn)行t檢驗(yàn)、方差分析和相關(guān)分析，采用Amos7.0做結(jié)構(gòu)方程。

2　結(jié)　果

2.1老年人主觀幸福感和社會(huì)支持的總體狀況城鎮(zhèn)老年人主觀幸福感總分(36.54±12.75)分，正性情感均分(5.58±3.92)分，負(fù)性情感均分(6.43±3.55)分，正性體驗(yàn)均分(8.23±4.56)分，負(fù)性體驗(yàn)(7.34±4.24)分。表明老年人的主觀幸福感處于中等水平，并未出現(xiàn)幸福感大幅降低的情況。從整體上看，老年人社會(huì)支持總分(51.35±10.87)分，家庭支持(18.90±4.34)分，朋友支持(17.21±4.33)分，其他支持(15.66±5.96)分。

2.2人口學(xué)因素在老年人主觀幸福感上的差異

2.2.1不同養(yǎng)老方式在主觀幸福感上的差異不同養(yǎng)老方式的老年人總分、正性情感和負(fù)性體驗(yàn)三個(gè)方面在99%的置信區(qū)間存在顯著差異，在負(fù)性情感維度95%的置信區(qū)間存在顯著差異。LSD事后檢驗(yàn)顯示在總分上養(yǎng)老院全托的老年人低于居家養(yǎng)老和社區(qū)日間養(yǎng)老，同時(shí)養(yǎng)老院全托老年人的主觀幸福感低于社區(qū)日間養(yǎng)老。在正性情感方面，事后檢驗(yàn)顯示養(yǎng)老院全托低于居家養(yǎng)老、社區(qū)日間養(yǎng)老，但居家養(yǎng)老與社區(qū)日間養(yǎng)老兩種方式差異不顯著。在負(fù)性情感方面，居家養(yǎng)老組主觀幸福感得分低于養(yǎng)老院全托組、社區(qū)日間養(yǎng)老組低于養(yǎng)老院全托組居家養(yǎng)老組。在負(fù)性體驗(yàn)方面，社區(qū)日間養(yǎng)老組低于居家養(yǎng)老組低于養(yǎng)老院全托組，即養(yǎng)老院全托的老年人負(fù)性體驗(yàn)最多，而社區(qū)日間養(yǎng)老的老年人負(fù)性體驗(yàn)最低。見(jiàn)表1。

表1　不同養(yǎng)老方式的老年人主觀幸福感的狀況±s)

2.2.2老年人主觀幸福感總分在人口學(xué)變量的特點(diǎn)男性老年人主觀幸福感總分要顯著高于女性(P<0.01)。不同年齡老年人在主觀幸福感總分差異顯著(P<0.01)，進(jìn)一步事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)分?jǐn)?shù)最高的是71～74歲組老年人，以下依次是75歲以上組、65歲以下組合66～70歲組，且存在顯著差異。在養(yǎng)老金多少方面，<1 000元組老年人主觀幸福感總分最低，事后檢驗(yàn)顯示顯著低于1 000～2 000元組和>2 000元組，但后兩組間不存在顯著差異。子女陪伴時(shí)間方面，每月7～15 d組老年人主觀幸福感總分最高，事后檢驗(yàn)顯示顯著高于每月1～6 d、16 d以上組，但后兩組差異不顯著。見(jiàn)表2。

表2　人口學(xué)變量的老年人主觀幸福感總分上的差異分析±s)

2.3社會(huì)支持在養(yǎng)老方式與老年人主觀幸福感關(guān)系的中介作用

2.3.1養(yǎng)老方式、老年人主觀幸福感與社會(huì)支持的相關(guān)分析養(yǎng)老方式與社會(huì)支持中的家庭支持、朋友支持和其他支持均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)(P<0.01)。隨著養(yǎng)老方式的變化社會(huì)支持會(huì)增加，幸福感水平也會(huì)增加。主觀幸福感與社會(huì)支持各維度得分呈正相關(guān)(P<0.01)，見(jiàn)表3。

表3　養(yǎng)老方式、老年人主觀幸福感與社會(huì)支持的相關(guān)性(r值)

1)P<0.01

2.3.2養(yǎng)老方式、老年人主觀幸福感與社會(huì)支持的關(guān)系模型根據(jù)養(yǎng)老方式與主觀幸福感和社會(huì)支持各變量間的相關(guān)關(guān)系，以彼此間的相關(guān)系數(shù)為基礎(chǔ)，采用結(jié)構(gòu)方程模型驗(yàn)證社會(huì)支持在提高老年人幸福感的中介作用模型，見(jiàn)圖1。參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，模型的各類擬合度指標(biāo)均較為理想(χ2=1.85,df=0.2,P=0.44),規(guī)范擬合指數(shù)(NFI)=0.974，比較擬合指數(shù)(CFI)=0.965，邁似誤差均方根(RMSEA)=0.000，擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)=0.997。這說(shuō)明養(yǎng)老方式不僅直接影響老年人主觀幸福感，而且養(yǎng)老方式還可以通過(guò)影響老年人社會(huì)支持從而間接影響老年人的主觀幸福感，社會(huì)支持在養(yǎng)老方式影響主觀幸福感中起部分中介作用。養(yǎng)老方式影響老年人主觀幸福感的通徑系數(shù)為0.389 4(0.66×0.59=0.389 4)，說(shuō)明社區(qū)日間養(yǎng)老的老年人可以通過(guò)提高社會(huì)支持提高自身的主觀幸福感。

圖1　社會(huì)支持在養(yǎng)老方式提高老年人主觀幸福感的中介作用路徑

3　討　論

本文表明，總體上老年人的主觀幸福感處于中等狀態(tài)，這與謝朝輝等〔7〕研究結(jié)果相似。沒(méi)有因?yàn)槟挲g大或者退休等使主觀幸福感出現(xiàn)較大的起伏。這主要是因?yàn)橹袊?guó)傳統(tǒng)習(xí)俗中家庭觀念的根深蒂固。在大多數(shù)中國(guó)家庭中，老年人是比較受尊重的，而且在家庭事務(wù)的參與上老年人也有較為重要的發(fā)言權(quán)。本文表明，老年人總體社會(huì)支持處于中間狀態(tài)，這與吳捷等〔8〕的研究結(jié)果相似。在中國(guó)社會(huì)中家庭是人最終的歸宿，老年人通過(guò)子女、配偶和其他親屬獲得心理上的支持。與此同時(shí)當(dāng)子女工作時(shí)，老年人常常以個(gè)人愛(ài)好而聚集在一起，通過(guò)同輩群體來(lái)獲得歸屬感和社會(huì)支持。但是老年人最基本的心理需要還是來(lái)源于家庭，因此，從家庭中獲取的社會(huì)支持相較于其他方面要多。

社區(qū)日間養(yǎng)老方式的老年人主觀幸福感總分最高，可能是因?yàn)椴扇∩鐓^(qū)日間養(yǎng)老的人既能夠獲得家庭的溫暖，又可以獲得同輩的認(rèn)同。白天在活動(dòng)中心娛樂(lè)、休閑，晚上回家休息，對(duì)于老年人來(lái)說(shuō)真正做到了“老有所樂(lè)”。主觀幸福感最低的是養(yǎng)老院全托的老年人，這與王代娣等〔9〕的研究相互印證，他們認(rèn)為養(yǎng)老院老年人主觀幸福感相對(duì)較好,受經(jīng)濟(jì)收入、疼痛、文化程度、參與閑暇活動(dòng)的意愿等多個(gè)因素的影響。 可能是因?yàn)橹袊?guó)傳統(tǒng)的家庭觀念使人認(rèn)為子女是養(yǎng)老的第一責(zé)任人，如果子女將老年人送到養(yǎng)老院，會(huì)使老年人心理上產(chǎn)生抗拒，從而導(dǎo)致主觀幸福感的降低。而居家養(yǎng)老或者與子女生活在一起，或者子女定期來(lái)看望，因此，主觀幸福感處于中等位置。

本文說(shuō)明在社區(qū)日間養(yǎng)老方式中老年人能夠獲得更多的快樂(lè)。社區(qū)日間養(yǎng)老的活動(dòng)場(chǎng)所往往是老年人聚集的地方，他們?cè)谝黄饖蕵?lè)并相互陪伴著度過(guò)時(shí)間，獲得了精神上的滿足，主觀幸福感自然會(huì)比較高。養(yǎng)老院全托養(yǎng)老方式的老年人雖然可以獲得其他老年人的陪伴但大部分時(shí)間無(wú)法與家人相互陪伴，因此，主觀幸福感也沒(méi)有社區(qū)日間養(yǎng)老高。居家養(yǎng)老人群由于年齡較大已經(jīng)沒(méi)有了幫子女帶孩子的壓力，但家庭仍然會(huì)給老年人帶來(lái)壓力，如隔代教育問(wèn)題、生活習(xí)慣問(wèn)題或財(cái)產(chǎn)分配問(wèn)題等。與之相對(duì)應(yīng)的負(fù)性情感和負(fù)性體驗(yàn)也存在相似的趨勢(shì)。本研究經(jīng)濟(jì)收入方面的結(jié)果與牛桂芳等〔10〕研究結(jié)果一致?？赡苁且?yàn)樵诜诸悤r(shí)設(shè)置的不恰當(dāng)所造成的，后兩組的級(jí)差太小，如果劃分類型時(shí)有2 000～5 000元組，5 000～8 000元組等，差異會(huì)比較明顯。

根據(jù)中介檢驗(yàn)?zāi)Ｐ涂梢钥闯觯B(yǎng)老方式對(duì)老年人主觀幸福感存在顯著直接影響的同時(shí)，有部分是通過(guò)社會(huì)支持來(lái)實(shí)現(xiàn)的，它們都對(duì)主觀幸福感都具有正向的預(yù)測(cè)作用，其中間接效應(yīng)要大于養(yǎng)老方式對(duì)主觀幸福感的直接影響效應(yīng)。這與宋佳萌等〔11〕的研究結(jié)果相似。可能是因?yàn)轲B(yǎng)老方式的差異主要在于環(huán)境和周圍人員的差異。養(yǎng)老院全托和社區(qū)日間養(yǎng)老的老年人除了家人的關(guān)心外可以獲得同輩群體的認(rèn)同，而居家養(yǎng)老的老年人在子女工作時(shí)間也無(wú)法獲得家人的時(shí)刻照料，更多的是走出家門和其他老年人一起打牌、下棋或鍛煉，因此，三者除了形式上的差異外，獲得心理滿足的來(lái)源是一致的。因此，養(yǎng)老方式對(duì)主觀幸福感的影響較弱，更多的是通過(guò)在不同的養(yǎng)老方式中老年人所獲得的社會(huì)支持來(lái)影響主觀幸福感。社會(huì)支持在養(yǎng)老方式與主觀幸福感間起部分中介作用。

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〔2015-04-16修回〕

(編輯杜娟)

彭麗華(1976-)，女，碩士，副教授，主要從事心理健康研究。

R161.7

A

1005-9202(2016)16-4071-03；doi：10.3969/j.issn.1005-9202.2016.16.094