農(nóng)村老年人心理彈性及其影響因素研究

陳 璟,王 娟,2,夏維海(.四川師范大學心理發(fā)展與應用研究中心,成都60066;2.北京師范大學發(fā)展心理研究所,北京00875;.成都師范學院,成都60)

農(nóng)村老年人心理彈性及其影響因素研究

陳 璟1,王 娟1,2,夏維海3
(1.四川師范大學心理發(fā)展與應用研究中心,成都610066;
2.北京師范大學發(fā)展心理研究所,北京100875;3.成都師范學院,成都611130)

摘要:通過對178名農(nóng)村老年人的心理彈性狀況以及個體、家庭環(huán)境和社會支持三個方面影響因素的考查,結(jié)果表明,性別、婚姻狀況、居住類型、健康狀況、與子女關(guān)系、受教育程度、經(jīng)濟收入、自尊、社會支持均會影響農(nóng)村老年人的心理彈性,其中,六個因素共同預測心理彈性的65.8%,預測重要性依次為:主觀支持>自尊>健康狀況>支持利用度>經(jīng)濟收入>與子女關(guān)系,自尊在主觀社會支持、支持利用度和心理彈性之間的中介效應分別占總效應的25.22%和25.88%。

關(guān)鍵詞:農(nóng)村老年人;心理彈性;個體;家庭環(huán)境;社會支持

王娟(1992—),女,四川宜賓人,北京師范大學發(fā)展心理研究所心理學碩士研究生,研究方向為個性與社會性發(fā)展;

夏維海(1978—),男,四川達州人,成都師范學院講師,研究方向為公共管理與教育。

我國已進入快速老齡化階段,老齡問題已成為各界關(guān)注的焦點。因為比其他成人經(jīng)歷更多應激事件,如離退休、子女離家、喪偶、收入降低、疾病增多等,老年人更可能出現(xiàn)身心問題;農(nóng)村老年人文化水平、認知功能、自我保健意識普遍較低,其心理健康水平普遍低于城市老年人[1]。不過,生活目標的改變能減少老年人的挫折感,人生智慧能幫助其更好地應對負性生活事件。究竟何種因素在老年應激事件與老年人心理健康之間發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用呢?國外研究者一致認為,心理彈性能在一定程度上解答上述疑惑[2-3]。

心理彈性(resilience)也稱心理復原力、心理韌性和壓彈[4],是個體的一種心理品質(zhì)的綜合,包含人格特質(zhì)和外部保護性資源(如家庭、朋友和社區(qū)的支持)[5]。美國心理學會(APA,2005)將其定義為:個人面對逆境、創(chuàng)傷、悲劇、威脅或其他重大壓力的良好適應過程,即對困難經(jīng)歷的反彈能力,形象地展現(xiàn)了個體在遭受不利處境或危險后未朝著創(chuàng)傷方向發(fā)展,而是主動進行自我調(diào)整,從困境中反彈,達到或超越危機前的能力層次的一種過程和現(xiàn)象[6]。參照Wagnild和Collins的界定[7],“老年人心理彈性”可定義為:老年人在壓力或逆境等不利條件下,能夠積極利用內(nèi)外部資源以主動適應環(huán)境的一種穩(wěn)定的心理品質(zhì)的綜合。

國外研究表明:年齡增長和身心衰退,嚴重疾病、親人死亡及人際關(guān)系緊張等負性生活事件的增多,會造成老年人的情緒變化,甚至導致自殺[8];但也有部分老年人能積極應對負性生活事件,有效利用社會支持,主觀幸福感穩(wěn)定,其心理彈性水平高于或等同于年輕人[9]。豐富經(jīng)驗使老年人比其他成人更易接受環(huán)境變化

和重新設定目標,如通過助人應對創(chuàng)傷,對空難前后老年人心理健康的比較研究支持了該觀點[10]。心理彈性可預測心理困擾(二者呈負相關(guān))[11],還與成功老齡化的關(guān)鍵成分密切聯(lián)系[12]。應用研究的結(jié)果表明,分析高心理彈性老年人的心理彈性技巧有助于制定與實施心理干預方案[13]273-287。

遺憾的是,我國雖面臨嚴峻的老齡化形勢,直到近年才出現(xiàn)了四項針對我國老年樣本的心理彈性的實證研究。這些研究分別采用CD-RISC、ERS及自編問卷作為測量工具。前兩個工具雖被用于測查不同年齡個體的焦慮和應激障礙癥狀,在我國有較好的應用效果[14];但其寬廣的年齡適用范圍削弱了其對老年群體的針對性,且迄今未見考查其對老年群體適用性的研究報告。而四項研究中水平最高的一項僅考查了性別、年齡、社會經(jīng)濟地位、生活方式、健康狀況等客觀因素對老年心理彈性的影響,未涉及心理因素的影響;且只分析了CD-RISC的7個條目[15]217-229。我國的老年心理研究多聚焦于對心理健康及影響因素的考查。首先,老年心理健康狀況研究結(jié)果顯示:農(nóng)村、留守、空巢、移居、失能等特殊老年群體的心理健康狀況堪憂;農(nóng)村留守老人的認知效能、適應能力、自我認識和情緒體驗能力均低于全國老年樣本平均水平[16],其心理健康水平低于城市老年人[1],自殺率高于城市老年人[17]。其次,外因通過內(nèi)因起作用,但已有的影響因素研究[18-20]偏重于對客觀因素(如保障制度、養(yǎng)老模式等)和人口學變量(如年齡、性別、職業(yè)、文化程度、婚姻狀況等)的分析或考察,卻鮮見對自尊等主觀影響因素的考查。

綜上,國外老年心理彈性研究給予我們的啟示:心理彈性反映了個體積極利用內(nèi)外部資源主動適應逆境的能力,是老年人成功老齡化的特征之一,對促進老年群體實現(xiàn)健康老齡化有著重要作用[3];采取有效策略和接受訓練可提升其水平,基于該角度開展研究必將對提升我國老年人口的心理健康具有直接指導意義。同時,我國的老年心理研究促使我們反思:除了改變社會和醫(yī)療保障制度等客觀因素,從個體心理層面探究成功老齡化途徑,或許更加經(jīng)濟有效;同時關(guān)注老年人心理彈性的主客觀影響因素,有利于全面整合研究成果,探索提升老年人口心理彈性水平的有效途徑。鑒于農(nóng)村老年人口在全國老年人口中所占比例達到60%,對如何實現(xiàn)農(nóng)村人口的健康與成功老齡化目標的探索亟待啟程。而心理彈性的發(fā)展動力來自內(nèi)、外部的保護性因素,個人因素、家庭環(huán)境及社會支持是逆境中個體可以利用的主要資源[21]。因此,本文考查了農(nóng)村老年人的心理彈性狀況及個體、家庭環(huán)境、社會支持三方面因素對其心理彈性的影響,以期為提升農(nóng)村老年人口素質(zhì)的政策制定與項目開發(fā)提供數(shù)據(jù)支持。

一 研究方法

(一)研究對象

從西部某省東西南北四個區(qū)域選取60歲及以上農(nóng)村老年人200名。限于其文化水平和可能的認知功能障礙,由幾名心理學專業(yè)本科生通過入戶調(diào)查、口頭問答完成數(shù)據(jù)采集。排除聽力嚴重受損和無法理解題目的老年人,收集有效答卷178份,有效率89%。

(二)研究工具

1.壓力彈性商數(shù)量表(Stress Resilience Quotient Scale,SRQS)

由Miller和Smith(1994)編制,經(jīng)胡寒春等[22]引進與修訂,用于評估個體在壓力生活中具有彈性的生活方式與應對資源,是目前唯一在我國樣本中獲得良好檢驗效果的完整老年心理彈性測評工具[23]。其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87,間隔一月重測信度為0.83;各維度的Cronbach’sα系數(shù)為0.66-0.80,重測信度為0.75-0.81[22]。包括社會支持、自我控制、情緒管理和健康評估四個維度,19個條目;采用5級評分,得分越高,代表心理彈性水平越高。本研究中,量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.761;驗證性因素分析結(jié)果表明,χ2/ df=1.990,CFI=0.855,GFI=0.877,AGFI=0.815,TLI=0.805,RMSEA=0.075。

2.自尊量表(Self-esteem Scale,SES)

由Rosenberg(1965)編制,10個條目;采用4級評分;Fleming等(1984)報告的信度Cronbach’sα系數(shù)為0.88,重測信度為0.82;得分越高,代表自尊程度越高[24]。本研究中量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.805。

3.社會支持量表(Social Support Rating Scale,SSRS)

由肖水源(1986)編制,包括客觀支持、主觀支持、對支持的利用度三個維度,10個條目;內(nèi)部一致性系數(shù)

為0.89,重測信度為0.92;得分越高,代表社會支持越多[25]。本研究中量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.821。

二 研究結(jié)果

(一)農(nóng)村老年人心理彈性的總體描述性分析

本樣本的心理彈性總均分為63.83,標準差為12.19;各條目均分為3.36(滿分5分),標準差為0.64,這說明本次調(diào)查的農(nóng)村老年人的總體心理彈性處于中等水平。其中條目均分大于等于4的樣本占19.10%,在3 -4之間的樣本占48.88%,低于3的樣本占32.02%。

(二)農(nóng)村老年人心理彈性在人口統(tǒng)計學變量上的差異分析

對性別和婚姻狀況進行獨立樣本t檢驗,結(jié)果見表1;對居住類型等其它人口統(tǒng)計學變量進行單因素方差分析,結(jié)果見表2。

表1.農(nóng)村老年人心理彈性在性別和婚姻狀況上的t檢驗結(jié)果

表2.農(nóng)村老年人心理彈性在其它人口統(tǒng)計學變量上的方差分析結(jié)果

由表1可知:性別主效應顯著,t=2.242,p=0.027,男性被試得分顯著高于女性被試;婚姻狀況主效應顯

著,t=5.362,p<0.001,有配偶被試得分顯著高于無配偶被試。

由表2可知:(1)居住類型主效應顯著,F(2,175)=6.034,p=0.003。事后檢驗表明,家近組得分顯著高于留守組(p=0.012)與非留守組(p=0.002),后兩者無顯著差異(p=0.922)。(2)年齡主效應不顯著,F(2, 175)=0.607,p=0.546。(3)受教育程度主效應顯著,F(2,175)=23.109,p<0.001。事后檢驗表明,初中及以上文化水平被試的得分顯著高于小學及沒上過學的被試(p<.001)。(4)經(jīng)濟收入主效應顯著,F(3,174) =13.056,p<0.001;事后檢驗表明,月收入高于2000元的被試得分顯著高于500-1000元及低于500元的被試(p=0.047;p<0.001),月收入1000-2000元的被試得分顯著高于低于500元的被試(p=0.001)。(5)健康狀況、與子女關(guān)系兩個變量的組間人數(shù)差異較大,得分呈現(xiàn)方差非齊性,F(2,175)=6.926,p=0.001;F (2,175)=5.577,p=0.004。Tamhane’s T2檢驗表明:健康被試的得分顯著高于有1-2種和3種及以上疾病的被試(p<0.001);與子女關(guān)系很好被試的得分顯著高于關(guān)系一般及不太好的被試(p<0.001)。

根據(jù)檢驗方差分析效果大小和統(tǒng)計檢驗力的標準,被試的心理彈性在年齡上的效應量偏小,η2=0.007,統(tǒng)計檢驗力為0.15;在性別和居住類型上的方差分析功效屬于中等效果,η2=0.03,η2=0.065,統(tǒng)計檢驗力為0.64和0.879;在婚姻狀況、健康狀況、子女關(guān)系、受教育程度和經(jīng)濟收入上的方差分析均有大效果,η2均在0.144-0.244之間,統(tǒng)計檢驗力均為1。

(三)農(nóng)村老年人心理彈性與自尊和社會支持的相關(guān)分析

對心理彈性得分與自尊、社會支持得分進行相關(guān)分析,結(jié)果見表3。由表3可知,心理彈性與自尊、社會支持總分及其各維度均有顯著相關(guān)。

表3.農(nóng)村老年人心理彈性與其自尊和社會支持各維度的相關(guān)分析結(jié)果

(四)農(nóng)村老年人心理彈性影響因素的回歸分析

以差異顯著的人口統(tǒng)計學變量和相關(guān)顯著的心理因素為自變量,以心理彈性為因變量,進行多元線性回歸分析,并對多分類變量進行啞變量設置。結(jié)果顯示:居住類型和受教育程度對應的所有啞變量對回歸方程均無顯著預測作用,故未將其納入回歸方程(見表4)。

表4.影響農(nóng)村老年人心理彈性的多分變量篩選檢驗

回歸分析結(jié)果表明:健康狀況、與子女關(guān)系、經(jīng)濟收入、自尊、主觀支持和支持利用度進入了回歸方程,共同預測心理彈性的65.8%(見表5)?；貧w方程為:心理彈性=22.545-6.023×健康狀況(1-2種疾病)-6. 926×健康狀況(≥3種疾病)-5.379×與子女關(guān)系(一般)+4.94×與子女關(guān)系(不太好)-1.024×經(jīng)濟收入(500-1000)+5.109×經(jīng)濟收入(1000-2000)+5.556×經(jīng)濟收入(>2000)+0.742×自尊+0.735×主觀支持+1.187×支持利用度。所有預測變量的Tolerance值均在.440-.819之間,說明該回歸模型不存在共線性問題。其中健康狀況、與子女關(guān)系和經(jīng)濟收入是啞變量,其預測作用需與參照類對比,即在控制自尊和社會支持的情況下,心理彈性得分呈現(xiàn)如下特點:(1)與健康被試相比,兩組有病被試的得分平均低6.023分和6.926分,且差異均達到顯著水平(p<0.001,p=0.001);(2)和與子女關(guān)系很好的被試相比,關(guān)系一般被試的

得分平均低5.379(p<0.001),關(guān)系不太好被試的得分平均高4.94(p=0.026);(3)與月收入小于500的被試相比,月收入500-1000元被試的得分變化不大(p=0.569),月收入1000-2000元被試的得分平均高5.109 (p=0.001),月收入大于2000被試的得分平均高5.556(p=0.002);(4)在其它條件不變的情況下,自尊、主觀支持和支持利用度得分每增加1分,心理彈性得分分別增加0.742、0.735和1.187(p<0.001)。

表5.農(nóng)村老年人心理彈性影響因素的回歸分析

以健康狀況、與子女關(guān)系、經(jīng)濟收入、自尊、主觀支持和支持利用度為預測變量,以心理彈性為因變量,進行最優(yōu)尺度回歸分析[25]130-134。結(jié)果表明(見表6),各預測變量的重要性依次為:主觀支持>自尊>健康狀況>支持利用度>經(jīng)濟收入>與子女關(guān)系。

表6.農(nóng)村老年人心理彈性回歸方程中預測變量的重要性

(五)自尊在社會支持與心理彈性關(guān)系間的中介效應檢驗

客觀支持未進入回歸方程,但主觀支持、支持利用度及自尊對心理彈性均有預測作用。已有研究也發(fā)現(xiàn),某些特殊類型的社會支持有助于提升老年人的自尊[26],那么社會支持或許還能通過影響自尊間接作用于心理彈性。為進一步考查自尊是否分別在主觀社會支持、支持利用度與心理彈性之間起中介作用,根據(jù)中介效應檢驗程序[27],以主觀社會支持和支持利用度為預測變量X,自尊為潛在中介變量M,心理彈性為結(jié)果變量Y,依次做預測變量對結(jié)果變量、預測變量對中介變量、預測變量和中介變量共同對結(jié)果變量的回歸模型。結(jié)果表明(見表7和表8):社會支持對心理彈性的獨立預測作用顯著(c=1.536,p<0.001),對自尊的獨立預測作用顯著(a=0.318,p<0.001);主觀支持和自尊共同預測心理彈性時,自尊對心理彈性的預測作用顯著(b=1.1,p<0.001),說明自尊的中介作用顯著。此時,社會支持對心理彈性的預測力有所下降但仍顯著(c’=1.218,p<0.001),說明自尊在主觀社會支持與心理彈性的關(guān)系中起部分中介作用。中介效應占總效應的比例為0.318×1.218/1.536×100%=25.22%。同理,自尊在支持利用度與心理彈性之間也起部分中

介作用,中介效應占總效應的比例為0.456×1.276/2.248×100%=25.88%。

表7.自尊在主觀社會支持與心理彈性關(guān)系中的中介效應檢驗

表8.自尊在支持利用度與心理彈性關(guān)系中的中介效應檢驗

三 討論

(一)本研究樣本的心理彈性水平總體狀況

本研究中各條目均分為3.36分(滿分5分),可見本樣本的心理彈性為中等水平。Van Kessel曾總結(jié)過數(shù)篇使用不同測量工具的老年人心理彈性研究,結(jié)果發(fā)現(xiàn)各組樣本在7級評分的心理彈性量表(the Resilence Scale)上的條目均分約為5.83,在其它不同評分等級的心理彈性量表上的均分也都處于中等或偏上水平[28]。這說明本研究樣本的心理彈性水平還有可提升空間,但尚需擴大樣本容量,并使用同一測量工具做進一步檢驗。

(二)對農(nóng)村老年人心理彈性影響因素的探討

1.個體因素對農(nóng)村老年人心理彈性的影響

本研究考查了農(nóng)村老年樣本的性別、年齡、健康狀況、受教育程度及自尊對其心理彈性的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn):男被試心理彈性水平高于女被試,這支持了老年女性心理健康水平低于老年男性的研究結(jié)果[29-30];性別因素未進入回歸方程,說明在控制了其它因素后,性別對農(nóng)村老年人心理彈性的影響不顯著;而健康狀況對農(nóng)村老年人心理彈性的影響頗大。無論是否控制其它條件,有病被試的心理彈性都低于健康被試,且健康狀況的預測重要性居第三。老年人身體機能的衰退不可避免,這也是心理彈性的風險因素,健康狀況越糟糕,心理彈性就越低。正如一名83歲男被試自述:“出生到現(xiàn)在從未生過大病,從未吃過藥,身體抵抗力強,小病也可自愈,現(xiàn)在都經(jīng)常游泳鍛煉,冬天洗冷水澡都沒問題;……沒病精神就好,什么煩心事兒都不會總放在心上。”雖然該被試較典型,但也說明了通過體育鍛煉提高身體素質(zhì),可對生理衰退起緩沖作用,進而提升心理彈性。已有研究也證實練習太極、氣功等有助于提高老年人的心理健康[31-32]。我們發(fā)現(xiàn)被試的心理彈性水平未隨年齡增長而下降,這與老年心理健康研究的結(jié)果不同[32-33],但與欒文敬等[1]的研究結(jié)果一致。原因有二:其一,基于研究方法的限制,放棄了部分視聽能力受損嚴重的高齡老年人;其二,被試的心理彈性出現(xiàn)了敏化效應與鋼化效應的交互作用,前者指逆境減少了個體面對今后消極經(jīng)歷的堅韌性,后者指逆境增加了個體面對今后消極經(jīng)歷的堅韌性[4]。部分老年人的心理彈性從老年早期即出現(xiàn)敏化效應,在中期達到頂峰,到了老年晚期心理彈性出現(xiàn)鋼化效應。

本研究發(fā)現(xiàn)自尊水平對心理彈性的正向預測作用顯著,且重要性居第二。這支持了壓力緩沖效應,即自尊是心理彈性的重要保護性因素,自尊水平越高,越能減緩逆境帶來的消極影響[34];自尊不僅反映了個體對自我價值和自我接納的總體感受,還體現(xiàn)了經(jīng)歷逆境時的自我修復力量。該結(jié)果還支持了自尊和自我效能感會影響心理彈性的建構(gòu)的研究結(jié)果[21]。

上述結(jié)果恰好可解釋另一發(fā)現(xiàn):被試的心理彈性水平隨受教育程度提高而升高。文化程度高者較程度低者占有更多社會資源,社會地位更高,社交圈更廣,有更多方式和渠道進行社會溝通[35]。因此,農(nóng)村老年人的受教育程度可能主要通過影響自尊水平和社會支持間接作用于心理彈性,這就能解釋為什么受教育程度對心理彈性的直接預測作用不顯著。當然,此推斷有待進一步驗證。

2.家庭環(huán)境因素對農(nóng)村老年人心理彈性的影響

本研究考查了居住類型、經(jīng)濟收入、與子女關(guān)系及婚姻狀況的影響,發(fā)現(xiàn):家近組的心理彈性高于留守組與非留守組。由訪談得知,家近組是因生活習慣差異或眷戀祖宅才與子女分開居住;其身體較健康,需要的生活援助少,可自由安排生活,自尊更高;“分而不離”的方式使其既能感受子女的關(guān)心和支持,又能避免可能所產(chǎn)生的摩擦。這與相對空巢組(與子女同一城市但吃住不在一起)和非空巢組的心理健康水平無差異的研究結(jié)果互為支持[36]。但其他兩組的差異未達統(tǒng)計顯著水平,且居住類型對心理彈性的預測作用不顯著,這或許與本樣本的容量有關(guān)。

本研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟收入能正向預測心理彈性。這與欒文敬等[1]發(fā)現(xiàn)收入較高的城鎮(zhèn)老年人心理健康水平高于農(nóng)村老年人的研究結(jié)果一致。本研究樣本中,月收入高于2000元的僅占14.04%,收入來源包括社保、養(yǎng)殖及打零工;月收入不足500元的占53.93%,收入主要靠種地和子女供養(yǎng),常為開支而焦慮。相關(guān)研究為此提供了解釋:農(nóng)村老年人的經(jīng)濟收入直接影響其生活質(zhì)量,間接影響其主觀幸福感[35];心理彈性在家庭支持、心理健康與主觀幸福感之間均有中介作用[37-38]。

與子女關(guān)系很好的被試的心理彈性好于關(guān)系一般或較差的被試,有配偶被試的心理彈性好于無配偶被試,說明與子女關(guān)系和婚姻狀況會影響心理彈性。這驗證了社會支持層級補償模型的觀點——子女和配偶是老年人最核心的重要他人[39]745-781,對其身心健康具有重要意義。有配偶被試心理彈性更好的原因在于:配偶是與老年人相依為命、給其物質(zhì)和精神支持最多的人;喪偶切斷了老年人的首要社會支持來源,會通過加重孤獨感和抑郁影響其心理健康;老年男性尤其如此,因為他們比女性從配偶處獲得更多支持[40]。但未發(fā)現(xiàn)婚姻狀況對心理彈性的預測作用,這或許是因為婚姻狀況因素中配偶主要通過社會支持對老年人的心理彈性間接發(fā)揮作用。與子女關(guān)系很好被試的心理彈性更好是因為:這一關(guān)系不僅通過社會支持影響其心理彈性,還通過自尊影響其社會支持。且該良好關(guān)系的建立過程是雙向的:一方面子女的關(guān)懷是老年人重要的情感支持和精神寄托,與子女關(guān)系好的老年人會獲得更多親子支持、調(diào)動更多社會資源,這是對其能力的客觀肯定,能增強其自尊和主觀幸福感;另一方面,與子女關(guān)系好的老年人會增加對子女支持的接受和給予,進而影響其自尊感、孤獨感、恩情感和主觀幸福感。因此,與子女關(guān)系對心理彈性具有預測作用。但在控制自尊和社會支持的情況下,關(guān)系一般被試的心理彈性得分顯著降低,關(guān)系不太好被試的心理彈性得分卻有所上升。這或許是因為:如無法從子女處獲得足夠支持,老年人會轉(zhuǎn)向其他途徑尋求支持,此時親子關(guān)系對心理彈性的影響會減小,所以與子女關(guān)系的預測重要性較小。欣慰的是,61.41%的被試與子女關(guān)系很好,這也是本樣本心理彈性水平居中的重要原因。

3.社會支持因素對農(nóng)村老年人心理彈性的影響

除子女與配偶外,社會支持系統(tǒng)還包含親戚、朋友、鄰居、政府和社會機構(gòu)。本研究發(fā)現(xiàn),主觀支持和支持利用度均能預測心理彈性;前者預測重要性最大,客觀社會支持的預測作用不顯著,這與徐紅波等[33]的老年心理健康研究結(jié)果吻合。社會支持是心理彈性的重要外部保護性因素,老年人獲得的尊重、理解等主觀支持比物質(zhì)與經(jīng)濟等客觀支持更能促進其心理彈性的發(fā)展。同時,社會支持還是影響主觀幸福感的重要因素;老年人從重要他人處獲得的社會支持質(zhì)量越高,老化態(tài)度就越積極,身心健康水平也越高[41],這又能提升其自尊及心理彈性水平。

我們發(fā)現(xiàn):主觀支持和支持利用度均能通過影響自尊間接作用于心理彈性,自尊的中介效應占總效應的比例分別為25.22%和25.88%。這與申繼亮等[26]的研究結(jié)果吻合,其曾將老年人接受和給予成年子女的社會支持分為情感信息支持、物質(zhì)支持和服務支持;發(fā)現(xiàn)老年人接受子女的服務支持和給予子女的情感信息支持均能正向預測其自尊。接受子女服務支持多的老年人,能更好地解決各種生活問題,進而增加信心、提升

自尊感;而其在給予子女情感信息支持過程中所展現(xiàn)的人生智慧,也可使其體驗到自身價值,提升自尊感,這一自尊感又轉(zhuǎn)而參與心理彈性的建構(gòu)[21]。

綜上,社會支持的增益效果能抵消或緩沖老年人遭遇的逆境,也能通過提升自尊水平,促進心理彈性的發(fā)展,但該效果只體現(xiàn)在主觀社會支持和支持利用度兩個維度上。要提升農(nóng)村老年人的心理彈性水平,不僅要增強對其的主觀社會支持、促進其利用支持,還應為其創(chuàng)造更多向他人(如子女)提供情感信息支持的機會,鼓勵其通過自身努力贏得尊重,以增強自尊與自我效能感。

(三)本研究的局限性

首先,研究方法的局限減弱了樣本的代表性。雖然調(diào)查由心理學專業(yè)本科生采用入戶調(diào)查、口頭問答的形式完成,但仍有部分視聽功能障礙嚴重的被試無法完成問卷而被舍棄。后續(xù)研究或可采用更直觀的卡片分類技術(shù)來彌補此不足。其次,研究條件的局限導致未能考察所有影響因素。所考察的三方面影響因素均為基于相關(guān)文獻和理論分析選取的重要變量,但個體因素未選擇人格、應對方式等,家庭環(huán)境因素未選擇夫妻關(guān)系、依戀等。這一局限是源于農(nóng)村老年人偏低的文化水平,上述因素的現(xiàn)有測量工具對其來說條目太多且太難以理解,基本難以操作。后續(xù)研究有待從技術(shù)層面克服這一難點。第三,鑒于篇幅限制和分類變量數(shù)目太多,回歸分析中沒能給出兩個、三個甚至多個因素組合的啞變量相乘項,或許存在變量交互作用可能導致的誤差。第四,后續(xù)應加強對農(nóng)村、城鎮(zhèn)、失能、失獨、流動等各老年群體心理彈性的對比研究。因為只有多層次多維度地探究老年人心理彈性的影響因素和作用機制,才能更深入系統(tǒng)地開展提升其心理彈性的干預訓練研究。

四 結(jié)論

在個體、家庭環(huán)境和社會支持三個方面,性別、健康狀況、受教育程度、自尊、居住類型、經(jīng)濟收入、與子女關(guān)系、婚姻狀況、主觀社會支持和支持利用度均會影響農(nóng)村老年人的心理彈性。其中六個因素能共同預測心理彈性的65.8%,預測力依次為:與子女關(guān)系>自尊>健康狀況>經(jīng)濟收入>主觀支持>支持利用度。自尊在主觀社會支持、支持利用度和心理彈性之間的中介效應分別占總效應的25.22%和25.88%。未來研究應從多層次多維度深入探究老年人心理彈性的影響因素和作用機制,以期促進老年人心理彈性的干預訓練研究。

參考文獻:

[1]欒文敬,楊帆,串紅麗,等.我國老年人心理健康自評及其影響因素研究[J].西北大學學報(哲學社會科學版),2012,(3):75-83.

[2]HARDY S E,CONCATO J,GILL T M.Stressful life events among community living older persons[J].Journal of General Internal Medicine,2002,(11):832-838.

[3]MONTROSS L P,DEPP C,DALY J,et al.Correlates of self-rated successful aging among community-dwelling older adults[J].The American Journal of Geriatric Psychiatry,2006,(1):43-51.

[4]席居哲,桑標,左志宏.心理彈性(Resilience)研究的回顧與展望[J].心理科學,2008,(4):995-998,977.

[5]MASTEN A S,BEST K M,GARMEZY N.Resilience and development:Contributions from the study of children who overcome adversity[J].Development and Psychopathology,1990,(4):425-444.

[6]柳菁.心理彈性新論:多視角PAC人格模型理論與實證[D].上海:華東師范大學,2008.

[7]WAGNILD G M,COLLINS J A.Assessing resilience[J].Journal of Psychosocial Nursing&Mental Health Services, 2009,(12):28-33.

[8]WAERN M,RUBENOWITA E,WILHELMSON K.Predictors of suicide in the old elderly[J].Gerontology,2003,(5): 328-334.

[9]NYGERN B,ALEX L,JONSEN E,et al.Resilience,sense of coherence,purpose in life and self-transcendence in relation to perceived physical and mental health among the oldest old[J].Aging&Mental Health,2005,(4):354-362.

[10]DEEG D J,HUIZINK A C,COMIJS H C,et al.Disaster and associated changes in physical and mental health in older

residents[J].European Journal of Public Health,2005,(2):170-174.

[11]FRIBORG O,HJEMDAL O,ROSENVINGE J H,et al.Resilience as a moderator of pain and stress[J].Journal of Psychosomatic Research,2006,(2):213-219.

[12]LAMOND A J,DEPP C A,ALLISON M,et al.Measurement and predictors of resilience among community dwelling older women[J].Journal of Psychiatric Research,2008,(2):148-154.

[13]NETHERLAND J,FINKELSTEIN R,GARDNER P.The age-friendly New York city project:An environmental intervention to increase aging resilience[C]//RESNICK,et al.Resilience in Aging:Concept,Research,an d Outcomes.New York:Springer Verlag New York Inc,2011.

[14]于肖楠,張建新.自我韌性量表與Connor-Davidson韌性量表的應用比較[J].心理科學,2007,(5):1169-1171.

[15]SHEN K,ZENG Y.The association between resilience and survival among Chinese elderly[C]//RESNICK,et al. Resilience in Aging:Concept,Research,an d Outcomes.New York:Springer Verlag New York Inc,2011.

[16]聶淼,汪全海,姚應水.我國留守和空巢老人心理問題研究進展[J].中國老年學雜志,2011,(12):2364-2366.

[17]劉燕舞.中國農(nóng)村老年人自殺及其危機干預(1980-2009)[J].南方人口,2013,(2):57-64.

[18]王福興,徐菲菲,李卉.老年人主觀幸福感和孤獨感現(xiàn)狀[J].中國老年學雜志,2011,(13):2533-2535.

[19]邢華燕,孟令杰,魯曉娟.鄭州市不同養(yǎng)老模式老年人的生活質(zhì)量及影響因素[J].中國老年學雜志,2011,(23):4648-4650. [20]張玉芳,鄒凌燕.城市中老年人心理健康狀況研究[J].護理學雜志,2010,(1):21-23.

[21]鄭敏.心理彈性:積極心理學的新視角[J].合肥學院學報(社會科學版),2011,(5):123-126.

[22]胡寒春,鄧云龍,潘辰,等.壓力彈性商數(shù)量表在部分社區(qū)老年人中的測試報告[J].中國臨床心理學雜志,2009,(3):318-320.

[23]許闖,李宏翰.老年心理彈性研究綜述[J].心理研究,2011,(2):70-73.

[24]汪向東,王希林,馬弘.心理衛(wèi)生評定量表手冊(增訂版)[M].北京:中國心理衛(wèi)生雜志社,1999.

[25]張文彤.SPSS統(tǒng)計分析高級教程[M].北京:高等教育出版社,2004.

[26]申繼亮,張金穎,佟雁,等.老年人與成年子女間社會支持與老年人自尊的關(guān)系[J].中國心理衛(wèi)生雜志,2003,(11):749, 782.

[27]溫忠麟,張雷,侯杰泰,等.中介效應檢驗程序及其應用[J].心理學報,2004,(5):614-620.

[28]VAN KESSEL G.The ability of older people to overcome adversity:a review of the resilience concept[J].Geriatric Nursing,2013,(2):122-127.

[29]李娟,吳振云,許淑蓮.北京城區(qū)老年人心理健康狀況及其相關(guān)因素分析[J].中國老年學雜志,2002,(5):336-338.

[30]邢華燕,常青,沈建,等.河南農(nóng)村老年人心理健康狀況[J].中國老年學雜志,2005,(5):506-507.

[31]呂曉標,衛(wèi)志強,張楠楠.太極拳對中老年人心理健康狀況影響的實證研究[J].中國體育科技,2006,(5):112-115.

[32]傅蓉.近十年我國老年人心理健康研究的進展[J].南陽師范學院學報,2012,(11):104-107.

[33]徐紅波,李亞紅.民族地區(qū)農(nóng)村老年人心理健康狀況及其影響因素研究[J].中國健康心理學雜志,2012,(10):1489-1491.

[34]馬偉娜,桑標,洪靈敏.心理彈性及其作用機制的研究述評[J].華東師范大學學報(教育科學版),2008,(1):89-96.

[35]于慧雅,郭宏,侯丹,等.老年人幸福感的影響因素及與社會支持的關(guān)系[J].沈陽醫(yī)學院學報,2012,(4):249-250.

[36]熊建萍.河南城區(qū)空巢老年人心理健康及社會支持狀況[J].中國老年學雜志,2011,(11):2068-2069.

[37]崔紅霞,張英俊.心理彈性對家庭支持和主觀幸福感的中介作用[J].中國健康心理學雜志,2013,(6):869-872.

[38]李義安,張金秀.高中生心理韌性與主觀幸福感和心理健康的關(guān)系[J].中國學校衛(wèi)生,2011,(7):797-799.

[39]CANTOR M,LITTLE V.Aging and social care[C]//BINSTOCK R E,SHANAS E.Han dbook of Agin g an d the Social Sciences.2nd ed.New York:Van Nostrand Reinhold,1985.

[40]王大華,張明妍.老年人配偶支持的特點及其與夫妻依戀、婚姻滿意度的關(guān)系[J].心理發(fā)展與教育,2011,(2):195-201.

[41]張明妍,等.老年人重要社會支持的特點及其與老化態(tài)度的關(guān)系[J].心理科學,2011,(2):441-446.

[責任編輯:羅銀科]

作者簡介:陳璟(1979—),女,四川成都人,四川師范大學心理發(fā)展與應用研究中心教授,心理學博士,研究方向為社會性發(fā)展與促進;

基金項目:四川省哲學社會科學研究“十二五”規(guī)劃一般項目“社會轉(zhuǎn)型期老年人繼續(xù)社會化的困境與應對”(SC13B026)及四川師范大學“251重點人才培養(yǎng)工程”項目成果。

收稿日期:2014-09-24

中圖分類號:B844.4

文獻標志碼:A

文章編號:1000-5315(2015)05-0127-09