覺知壓力和社會支持在獨居老人孤獨感與心理健康間的作用

李莎莎,葉旭春,王麗娜,李銀國,楊 華,劉 鑫

(1.湖州師范學院醫學院，浙江湖州 313000；2.海軍軍醫大學護理學院，上海 200433； 3.浙江省湖州市民政局社會福利慈善處 313000)

獨居老人是指身邊沒有子女或其他伙伴，因喪偶、分居等原因只能自己單獨生活的老年人[1]。國家衛生和計劃生育委員會《中國家庭發展報告(2015)》指出，我國老年人總數達2.22億，獨居老人約占老年人口總數近10%[2]。隨著人口的老齡化、人均壽命的延長、家庭結構的簡單化、家庭職能的漸弱化、人口流動和遷移加速的客觀現狀，作為一個與日俱增、規模不斷擴大的老年特殊弱勢群體，獨居老人需要經歷家庭結構從核心或主干家庭到獨居家庭的轉型，以及生命周期從中年到老年的轉型[3]。轉型期間獨居老人的表現主要以孤獨感、衰老感等為主[4]。孤獨感是老人常見的負性情感體驗[5-6]，老年期的孤獨感與焦慮、抑郁情緒，甚至老年自殺等明顯相關[7-9]。覺知壓力反應個體根據自身的標準對其生活狀況的主觀感受評價。研究表明，覺知壓力能直接負向預測老人的心理健康[10]。還有研究表明，不同來源的社會支持對降低孤獨感水平、維護心理健康，以提高老人的生活質量有積極的促進作用[11]。社會支持為有益心理健康模型的核心概念，作為個體應對壓力時的必備資源，可以通過個體對現實刺激的應對能力和順應性，從社會關系網絡中主動或被動獲得主觀與客觀上的物質和精神幫助與支援，達到緩沖個人壓力對健康損害的作用，進而促進心理健康[12-14]。因此，本研究以有調節的中介效應為研究假設模型，分析覺知壓力和社會支持在獨居老人孤獨感與心理健康間的作用，為社區獨居老人孤獨感的改善與心理健康的維護提供理論支持。

1 資料與方法

1.1一般資料 以浙江省湖州市作為研究現場，與民政局合作，初步了解獨居老人的分布、綜合經濟狀況、地理位置、社區類型，采用多階段抽樣的方法選擇對象。(1)：在所管轄的兩區(吳興區及南潯區)共計12個街道范圍內，抽取7個街道辦事處；(2)聯系街道辦事處管理人員，在所管轄居民社區進行抽樣，采用入戶調查進行方便抽樣。(3)納入標準：①意識清楚，有語言表達能力或閱讀能力，能與調查人員溝通；②≥60周歲；③對調查的內容知情同意，愿意配合；④符合獨居標準,身邊沒有子女或其他伙伴，因喪偶、分居等原因，單獨生活長達1年以上的老年人。(4)排除標準：①非本地常住人口；②患有嚴重的心、肺、腎、肝臟疾病以及惡性腫瘤等急慢性疾病和傳染病者；③意識障礙、定向力障礙、聾啞、精神疾病者。

1.2方法

1.2調查方法 經規范化培訓的研究生向被調查對象介紹本次調查科研目的、意義、價值及問卷填寫的要求與方法，征得調查對象同意后發放問卷，每份問卷的填寫時間為15～25 min。采取面對面的形式收集資料。問卷回收后由研究者審核問卷，發現錯漏及時更正補充，確保調查問卷的質量。共發放問卷422份，經兩人逐一核查后，回收有效問卷385份，有效回收率為91.23%。

1.2.2調查工具 (1)自編一般資料調查表：包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、職業等。(2)中國心理健康量表(老年版)(CMHI-E)：采用由吳振云等[15]編制的CMHI-E，共68個條目，包括自我、情緒、適應能力、人際交往與認知功能5個維度，采用4級評分法，得分越高表示心理健康狀況越好。本量表和分量表的Cronbach′s α系數為0.78～0.89。(3)覺知壓力量表(CPSS)：采用由楊廷忠等[16]引進的國際上普遍接受、廣泛使用的壓力測量工具。量表共14個條目，包括失控感和緊張感2個維度，采用1～5分評分法，總分為14～70分，得分越高感知壓力越大。量表的Cronbach′s α系數為0.88。(4)孤獨感量表(UCLA)：該量表共20個條目，采用4級評分法，總分為20～80分，得分越高，孤獨感越強烈。國內學者王登峰[17]對該量表信度進行檢驗，Cronbach′s α系數為0.92，表明該量表具有較好的信度。該量表主要用于評價因為對社會交往的渴望與實際水平的差距而產生的孤獨感。(5)社會支持量表(SSRS)：采用肖水源[18]編制的SSRS，該量表共10個條目，包括主觀支持、客觀支持和對支持利用度3個維度，得分越高，表示社會支持越好。該量表重測相關系數為0.92，內部一致性系數為0.89。

1.3統計學處理 運用SPSS18.0和AMOS21.0進行統計分析。采用Pearson相關考察心理健康水平、孤獨感、覺知壓力和社會支持之間的相關性，采用AMOS模型和bootstrap法檢驗覺知壓力的中介效應模型，層級回歸驗證社會支持的調節效應，并運用Hayes的SPSS-PROCESS程序中的模型59[19]對孤獨感、心理健康、覺知壓力和社會支持進行多重回歸分析，驗證有調節的中介效應模型，以P<0.05為差異有統計學意義。

2 結 果

2.1獨居老年人的社會人口學特征 385位獨居老年人中，女237人(61.55%)，男148人(38.45%)；平均年齡(74.54±5.89)歲，60～<70歲組158人(41.04%)，70～<80歲組166人(43.12%)，80～95歲組61人(15.84%)；文化程度：文盲106人(27.53%)，小學102人(26.49%)，初中92人(23.90%)，高中及以上85人(22.08%)；職業：個體54人(22.86%)，農民47人(12.30%)，工人198人(51.42%)及退休公職人員86人(22.34%)；婚姻：喪偶299人(77.66%)，未婚、離異及分居86人(22.34%)。

2.2描述性統計及相關分析 CHMI-E、UCLA、CPSS總分分別為(136.37±15.42)、(53.61±8.45)、1～14：分別為自我、情緒、適應、人際交往、認知功能、心理健康總分、孤獨感、失控感、緊張感、覺知壓力、社會支持、主觀支持、客觀支持、支持利用度；a：P<0.01；-：代表數據重復(28.27±2.76)分，CHMI-E總分與UCLA、CPSS總分均呈負相關(r=-0.577、-0.515，P<0.01)，CPSS與UCLA總分呈正相關(r=0.443，P<0.01)；SSRS總分為(35.49±6.47)分，與CHMI-E總分呈正相關(r=0.199，P<0.01)，與UCLA總分呈負相關(r=-0.235,P<0.01)。獨居老人各量表得分及其相互間關系，見表1。

表1 獨居老人各量表得分及其相互間關系

2.3覺知壓力在孤獨感與心理健康間的中介效應 檢驗覺知壓力的中介作用需要建立結構方程模型(圖1)，心理健康(由自我、情緒、適應、人際交往、認知功能5個觀察變量構成)、覺知壓力(觀察變量)、孤獨感(觀察變量)，建立三者關系的結構方程模型，模型適配度結果顯示，χ2=23.006、df=12、χ2/df=1.813、GFI=0.984、AGFI=0.962、NFI=0.914，IFI=0.959、RMSEA=0.046，表明模型擬合良好。路徑分析結果顯示，孤獨感與覺知壓力之間的標準化路徑系數為0.44，P=0.000；孤獨感與心理健康之間的標準化路徑系數為-0.41，P=0.000；覺知壓力與心理健康之間的標準化路徑系數為-0.42，P=0.000。bootstrap法檢驗結果顯示，孤獨感到心理健康的間接關系效應成立，95%CI：-0.174～-0.083，且孤獨感到心理健康的直接效應成立，95%CI：-0.414～0.539。中介效應占總效果的23.90%(0.130/0.544)。

圖1 覺知壓力在心理健康與孤獨感間的中介模型

表2 有調節的中介作用的多重回歸分析結果

2.4檢驗有調節的中介效應模型 在調節效應下檢驗孤獨感對心理健康的間接效應，分別取社會支持高于1個標準差與低于1個標準差的分數進行自抽樣檢驗(自舉樣本量=5 000)。結果顯示，在低社會支持下覺知壓力的中介效應成立(95%CI：0.09～0.18)，高社會支持的情況下覺知壓力的中介效應不存在(95%CI：-0.07～0.16)，因此，有調節的中介效應存在。以心理健康為因變量，孤獨感為自變量，覺知壓力為中介變量，社會支持為調節變量進行多重回歸分析，檢驗假設模型中被調節的通徑。社會支持在覺知壓力與孤獨感及心理健康關系中的調節調節效應明顯(β=-0.003、0.007，P<0.01)，見表2。

3 討 論

3.1社區獨居老人孤獨感與心理健康現狀 結果顯示，385名獨居老人UCLA為(53.61±8.45)分，高于課題組對空巢老人孤獨感的調查得分[(41.00±9.30)分][20]，提示獨居老人孤獨感水平較高，應引起高度重視。究其原因可能與獨居老人生活常缺少精神寄托與缺乏陪伴，遇到困難時缺少可以傾訴的對象或必要的社會支持、關注、重視與接納有關。另外，社區獨居老人CMHI-E為(136.37±15.42)分，低于孫玉靜等[21]對城市絕對空巢老人(無子女或與子女不在同一城市居住)心理健康得分[(145.53±86.59)分]。有研究表明，老人心理健康受家庭結構影響[22],獨居老人因自己單獨生活，社會活動參與程度的不穩定性，人際交往及協調能力的下降，生活不確定性的增加，易出現敏感、焦慮等情緒，進而加劇心理健康問題的產生。因此，獨居老人心理健康問題應引起關注。

3.2社區獨居老人覺知壓力、孤獨感與心理健康間的關系 本研究結果表明，社區獨居老人孤獨感對心理健康具有明顯的直接效應，即孤獨感越高的獨居老人的心理健康水平越低，與朱安新等[6]的研究結果相似，再次驗證了孤獨感與心理健康的關系。社區獨居老人覺知壓力對心理健康具有明顯的直接效應，即覺知壓力越高的獨居老人心理健康越低，覺知壓力能夠影響獨居老人的心理健康狀態，與LIU等[23]研究結果一致。此外，圖1與bootstrap法檢驗結果顯示，覺知壓力在社區獨居老人孤獨感與心理健康間起中介效應，即在孤獨感影響心理健康的過程中，覺知壓力還發揮部分中介的效應。可見，孤獨感對獨居老人心理健康的影響，不僅可以通過直接途徑影響心理健康，還可以通過覺知壓力間接影響心理健康。因此，在強調獨居老人孤獨感對心理健康影響的直接路徑時，應關注獨居老人個體覺知壓力的作用，通過干預個體覺知壓力這條間接路徑，可降低孤獨感對獨居老人的心理健康的影響。

3.3社區獨居老人社會支持在覺知壓力、孤獨感、心理健康間的作用 表2結果顯示，社會支持在孤獨感與覺知壓力、孤獨感與心理健康關系間的調節效應均明顯，而在覺知壓力與心理健康間的調節效應不明顯，即中介模型中孤獨感-覺知壓力、孤獨感-心理健康這兩條路徑受到社會支持的調節作用，調節的中介效應模型成立。進一步在調節效應下檢驗孤獨感對心理健康的間接效應結果表明，社會支持強度與覺知壓力的協調關系影響獨居老人孤獨感到心理健康的作用路徑。即當社會支持較低時孤獨感才有可能通過影響覺知壓力進而降低獨居老人的心理健康水平；當社會支持較高時，個體能夠采取直接有效的策略緩解孤獨感，在一定程度上抑制了孤獨感應激相關問題的發生。因此，社會支持對獨居老人心理健康的維護有更強的保護和調節作用。

本研究探究了覺知壓力與社會支持在社區獨居老人孤獨感與心理健康間的作用，并據此初步驗證了社會支持在維護獨居老人心理健康中的重要作用。提示一方面要加強對社區獨居老人孤獨感與心理健康狀況的關注，另一方面需要關注獨居老人對自身生活狀況的主觀感受評價。通過增加獨居老人社會支持力度，提煉科學有效地干預路徑，構建多途徑基于獨居老人心理健康維護與促進的服務鏈模式干預路徑，是解決獨居老人心理健康問題的關鍵，為后續獨居老人心理健康的維護與促進提供理論參考。