休閑參與、社會支持對老年憂郁及幸福感的影響

姬玉 羅炯

(1重慶應用技術職業學院，重慶 400020；2西南大學)

我國人口老化已呈加速趨勢，且屬于在社會經濟不太發達狀態下進入人口老齡化，即所謂“未富先老”的狀況。老年人在老化過程中，若沒有健康的生理及心理，勢必給家庭經濟、生活安排造成負擔及沖突。老年人自身往往會因伴侶、親朋好友相繼離開及慢性疾病的困擾等而產生厭世念頭。國家及地方政府除了要兼顧國民健康外，還要面對老齡化人口劇增及罹患慢性疾病人數增多，相對地持續增加醫療服務及長期照護費用。

休閑生活是國家經濟成長、社會產業結構改變的產物，科技發展與社會經濟進步，社會生活形態發生顯著改變，間接促使國人擁有更多的自由時間，休閑活動的需求及意愿也隨之提升，使城鎮居民生活角色從繁忙的家庭、工作場所與社會舞臺中解脫出來。對大多數老年族群而言，退休后具有穩定的經濟基礎，子大多已成年立業，并有較充裕的時間支配自己的生活起居。Havitz等〔1〕指出，參與休閑活動可以減少老年族群的肌肉組織喪失及慢性病的產生，且老年人可借休閑時間參與身體活動相關的項目，一方面可降低其心理、生理問題，另一方面也能提升其身心健康與生活質量。Benedetti等〔2〕指出，銀發族通過適當的身體活動參與可創造個人的社會關系，也能提升自我價值，且能減少疾病的產生。社會支持包含“社會”與“支持”兩層含義。前者為個人連接的社會環境，后者為情緒性與工具性的支持行為。即社會支持是一種個體經由與他人間的互動而滿足基本社會需要的過程。Adams等〔3〕研究指出，社會支持可降低老年人的壓力并且降低沮喪。Cannella〔4〕研究指出，社會支持與社會網絡對老年人身心功能有正面的影響，并可改善其對營養攝取不足，降低死亡率及減少慢性疾病的產生。Iso-Ahola 等〔5〕調查發現，社會支持可以通過家人的情緒性支持促使老年人參與休閑活動，并可提升其活動參與度及滿意度，促進老年人長期規律性運動。

憂郁和幸福感是目前老年群體中非常重要的兩種情緒，大量研究表明:休閑參與和社會支持是影響老年人憂郁和幸福感的重要因素。江正發等〔6〕研究指出，休閑活動參與在生活中扮演者不可或缺的角色，不僅可以促進健康、社交發展，建立自信，降低焦慮，保持愉快，緩解壓力，亦可使其增加生活滿足感及自我認同，進而提升良好的生活品質。從活動理論觀點來看，老年人積極主動參與休閑活動，有助于成功老化和幸福感的提升。陳彤〔7〕的研究表明：良好的社會支持可以增加人們的幸福感，而劣性的社會關系則會降低幸福感。如果老年人在心理上不能得到適當的支持或慰藉，可能會因為心理調適不良導致老年人認為自己是年輕人的包袱，產生自卑與無用感等負向心理反應，此階段的老年人隨著身體衰老，身體能力大不如前，因此容易衍生負向想法，也容易產生憂郁情緒，進而影響老年人的幸福感。Travis〔8〕探討60歲及以上老年人的社會支持、憂郁和身體活動功能間的相關性，經過一年的追蹤后，發現當老人身體活動受限時，社會支持度將有遞減的現象，憂郁程度也會增加。當老人面臨老化，身體活動功能漸漸衰退，導致憂郁程度增加，反之亦然，故憂郁與休閑參與相互影響。也有研究探討老人社會支持與憂郁間的相關性，如柯慧貞〔9〕探討老年人的生理疾病、自覺生理健康及社會支持程度與憂郁的相關性，結果發現情感性社會支持較低者有較高的憂郁狀況。

研究涉及但目前極少有休閑參與、社會支持、憂郁及幸福感間兩者關系及三者關系的研究，更極少有學者采用結構方程模型對四者間的因果關系進行分析，特別是休閑參與如何透過社會支持這個中介去改善老年人的憂郁狀況及提升其幸福感的？本研究希望在這方面做些嘗試，意在揭示影響老年人憂郁和幸福感的關鍵因子，從而為未來實現成功老齡化提供路徑參考。

1 對象與方法

1.1調查對象 老年人是一個較特殊的族群(如視力問題、不認識字等)，為了確保調查問卷的真實性，本研究首先從重慶市九個主城區中隨機抽四個，即大渡口區、九龍坡區、江北區及北碚區，接著在四個區分別選擇1所中學，然后在每所學校隨機選擇4個班級，以班級為單位，采用一一對應式發放問卷：學生——家里老人，要求學生將問卷帶回家，并協助家里的老人完成問卷的填寫工作。共發放問卷800份，回收問卷602份，剔除無效問卷58份，剩余有效問卷544份，有效回收率為68%。男238人(43.8%)，女306人(56.3%)，年齡：60～69歲352人(64.7%)，70～79歲150人(27.6%)，80歲以上42人(7.7%)，受教育程度：沒上過學62人(11.4%)，小學218人(40.1%)，初中134人(24.6%)，高中及以上130人(23.9%)；月收入情況：500元及以下138人(25.4%)，501～1 500元163人(30.0%)，1 501～2 500元112人(20.6%)，2 500元以上131人(24.1%)；居住情況：獨自居住：59人(10.8%)，和老伴一起218人(40.1%)，三代同堂267人(49.1%)。據此建立數據庫。

1.2研究方法

1.2.1問卷調查法

1.2.1.1問卷設計 問卷分為五部分：①基本信息。內容包括老人性別、年齡、受教育程度、月收入情況、居住情況。②休閑參與量表。參考陳慶〔10〕、丁志宏〔11〕等學者使用的量表，將休閑活動分為消遣類、怡情類、娛樂類、康體類及社交類五種類型，借以了解城市老年人的休閑參與狀況。③社會支持量表。采用Daisy〔12〕的個人資源量表第二部分，測試個人社會支持的程度，分為五大面向，包含親密感、社會統整、關懷他人、自我價值感及獲得有效的協助，得分越高代表社會支持度越佳。④憂郁量表。采用Morgan〔13〕編制的憂郁量表，主在評量機構老人最近1 w的憂郁狀態，分數越高表示憂郁程度愈高。⑤幸福度量表。采用陳彤〔7〕自編的量表，問卷由三個維度組成,分別是自我完滿感、生活滿足感和家庭適意感，共23道題目。量表總得分越高，表示受試者幸福感越高。

1.2.1.2問卷的效度及信度 ①結構效度。由提取的公因子解釋原變量，從而達到減少條目個數的目的，采用探索性(EFA)和驗證性(CFA)因素分析相結合方法探究變量間潛在的結構。②信度分析。因子分析完成后，繼續分析量表各層面信度，表1顯示，本研究設計的休閑參與量表、社會支持量表、憂郁量表及幸福感量表整體及各維度的α值均大于0.6(0.623～0.918)，充分肯定4個測量量表具有較好的信度。

表1 各量表基本信息及克隆巴赫α值

1.2.2文獻資料法 全面獲取與本文研究相關的文獻資料，初步了解該研究領域的動態。利用中國期刊全文數據庫搜索論文、期刊，同時查閱老年人憂郁、幸福感方面的著作和文獻，從中獲取需要的研究文獻素材和數據，了解把握與本研究課題相關的知識，為本研究做理論支撐。

1.3統計學方法 使用SPSS13.0及Amos18.0進行數據分析及相關建模，全部變量的顯著水平確定為α=0.05。

2 結 果

2.1休閑參與、社會支持、憂郁、幸福感的維度探索 (1)對休閑參與量表采用主成分分析提取公因子，以特征值大于1作為抽取公因子個數標準，使用斜交旋轉法以便對公因子進行命名。獲得KMO=0.839，χ2=3 036.093，P<0.001，球形假設被拒絕，說明含18個變量的休閑參與量表適合做因子分析。共提取公因子5個,包含17個條目(有1個條目因對5個公因子貢獻太小被剔除),累計貢獻率為60.50%；其中第一公因子(F1)貢獻率最高(28.10%)，含3個條目，內容主要涉及下棋、養寵物、種花養草，故將其命名為“怡情類休閑活動”因子；第2公因子(F2)含4個條目，貢獻率為11.38%，內容主要涉及做操、散步慢跑、練武術、各種球類運動，故將其命名為“康體類休閑活動”；第3公因子(F3)含3個條目，貢獻率為8.85%，內容主要涉及探親訪友、與人聊天、朋友聚會，故將其命名為“社交類休閑活動”；第4公因子(F4)含3個條目，貢獻率為6.39%，內容主要涉及打牌、打麻將、唱歌，故將其命名為“娛樂類休閑活動”；第5公因子(F5)的貢獻率為5.79%，含4個條目，內容主要涉及看戲、曬太陽、看電視，聽廣播，因此將之命名為“消遣類休閑活動”。

(2)對社會支持量表進行因子分析后獲得KMO=0.924，χ2=5 885.283，P<0.001，球形假設被拒絕，說明社會支持量表中的25個變量適合做因子分析。特征根大于1的公因子有5個，共包含23個條目(有2個條目因對5個公因子貢獻太小被剔除)；5個公因子累計貢獻率達59.45%。第一公因子(F1)貢獻率最高(34.29%)，包含5個條目，內容主要涉及自己對于家人、同事、朋友的價值感，故將其命名為“自我價值感”因子；第2公因子(F2)含5個條目，貢獻率為10.50%，內容主要涉及自我對他人的幫助、照顧以及需求感，因此將之命名為“關懷他人”因子；第3公因子(F3)含5個條目，貢獻率為5.19%，內容主要涉及自己需要幫助、照顧以及解決問題，故將其命名為“獲得有效協助”因子；第4公因子(F4)含3個條目，貢獻率為4.90%，內容主要涉及與人相處的感受與需要，故將其命名為“社會統整”因子；第5公因子(F5)的貢獻率為4.53%，含5個條目，內容主要涉及與親近的人相處的感受，因此將之命名為“親密感”因子。

(3)憂郁量表只有一個維度，共15題，總分為15分，得分分數越高表示憂郁程度越高，其中0～4分表示“無憂郁”，5～8分表示“輕度憂郁”，9～15分表示“中重度憂郁”。

(4)對幸福感量表進行因子分析后獲得KMO=0.940，χ2=5 978.097，P<0.001，球形假設被拒絕，說明幸福感量表中的23個變量適合做因子分析。共獲得公因子3個，共包含22個條目(有1個條目因對3個公因子貢獻太小被剔除)。3個公因子累計貢獻率達55.34%，其中第一公因子(F1)貢獻率最高(39.11%)，包含5個條目，內容主要涉及對生活的滿意度，如醫療條件、經濟狀況、住房環境等，故將其命名為“生活滿足感”因子；第2公因子(F2)含12個條目，貢獻率為10.40%，內容主要涉及自我滿意的程度、與朋友的相處情況及對生活的滿足感等，將之命名為“自我完滿感”因子；第3公因子(F3)含5個條目，貢獻率為5.83%，內容主要涉及對家庭的滿意程度，將其命名為“家庭適意感”因子。

2.2休閑參與、社會支持、憂郁及幸福感維度間的相關特征分析 表2顯示：(1)消遣類休閑、社交類休閑、親密感、社會統整、自我價值感、關懷他人、獲得有效協助與憂郁呈顯著相關，其中親密感、社會統整、關懷他人、獲得有效協助與憂郁的相關較強，都達到0.3以上。(2)消遣類休閑、社交類休閑、親密感、社會統整、自我價值感、關懷他人、獲得有效協助都與幸福感3個維度(自我完滿感、生活滿足感、家庭適意感)呈顯著相關關系，其中關懷他人與自我完滿感相關系數最高(0.405)，親密感、社會統整、自我價值感、獲得有效協助與自我完滿感相關系數均達到0.30以上，同時親密感、社會統整、自我價值感、關懷他人、獲得有效協助與家庭適意感相關系數也達到0.3以上，說明社會支持與幸福感相關性較高。(3)消遣類休閑和社交類休閑分別與親密感、社會統整、自我價值感、關懷他人、獲得有效協助呈顯著相關關系，說明休閑參與和社會支持顯著相關。而憂郁與自我完滿感、生活滿足感、家庭適意感呈顯著相關關系，且相關系數均達到0.3以上，說明憂郁與幸福感的相關性較強。

表2 各量表維度間的相關性(r值)

X1：消遣類休閑活動；X2：怡情類休閑活動；X3：娛樂類休閑活動；X4：康體類休閑活動；X5：社交類休閑活動；X6：親密感；X7：社會統整；X8：自我價值感；X9：關懷他人；X10：獲得有效協助；X11：憂郁；X12：自我完滿感；X13：生活滿足感；X14：家庭適意感;1)P<0.01,2)P<0.05

2.3休閑參與、社會支持對憂郁及幸福感的路徑特征分析 采用最大似然法(Maximum likelihood estimation)對測量模型及結構模型進行構建與驗證，其中模型擬合優度檢驗χ2檢驗值越大表示該模型的擬合優度越差，反之亦然。一般來說,χ2/df的比值介于1～3,大于5則需要修正。模型全面綜合評價指標：非規范吻合指數(NNFI)、比較吻合指數(CFI)、擬合優度指數(GFI)、近似誤差的均方根(RMSEA)，其中NNFI、CFI、增量擬合指數(IFI)、GFI的值越接近于1，模型擬合效果越好；RMSEA<0.05(適配良好)，<0.08(適配合理)。見圖1。

圖1 休閑參與、社會支持、憂郁及幸福感關系結構模型及檢驗示意圖

(1)以結構模型和路徑分析檢測休閑參與、社會支持與老年人憂郁及幸福感之間因果關系。各變項間的因果關系分析分為兩個階段進行，第一階段為休閑參與和社會支持對憂郁的影響，第1條路徑：休閑參與為自變項，憂郁為依變項，休閑參與對憂郁的直接及整體效果值為-0.30(P<0.001)。第2條路徑：休閑參與為自變項，憂郁為依變項，社會支持為中介變項，休閑參與通過社會支持對憂郁的間接效果值為-0.17(P<0.001)，整體效果值為-0.47(P<0.001)。第3條路徑：社會支持為自變項，憂郁為依變項，社會支持對憂郁的直接及整體效果值為-0.43(P<0.001)。

(2)第二階段為休閑參與和社會支持對幸福感的影響，第1條路徑：休閑參與為自變項，幸福感為依變項，休閑參與對幸福感的直接及整體效果值為0.16(P<0.001)。第2條路徑：休閑參與為自變項，幸福感為依變項，社會支持和憂郁分別為中介變項，休閑參與通過社會支持和憂郁對幸福感的間接效果值分別為0.23、-0.11(P<0.001)，整體效果值為0.28(P<0.001)。第3條路徑：社會支持為自變項，幸福感為依變項，社會支持對幸福感的直接及整體效果值為0.59(P<0.001)。第4條路徑：社會支持為自變項，幸福感為依變項，憂郁為中介變項，社會支持通過憂郁中介對幸福感的間接效果值為-0.16(P<0.001)，整體效果值為0.43(P<0.001)。

3 討 論

3.1休閑參與、社會支持對老年憂郁的影響 結構方程模型顯示，休閑參與對老年憂郁有直接的顯著性負向影響，且消遣類休閑和社交類休閑與憂郁的相關性十分顯著，說明老年人休閑參與與憂郁高度相關，由于兩者為顯著負向關系，說明老年人休閑參與越高其憂郁程度越低。眾所周知，老齡化會加速個體身體器官功能的衰退，老年族群必須面對社會角色的轉變及心理沖擊，故適當參與休閑活動成為老年人減緩疾病發生及促進身心健康的重要途徑。國外研究顯示〔14〕：老年人可以通過琴棋書畫、養花種草、玩物賞鳥、登高望遠、親友聚會等休閑活動方式愉悅身心，進而降低抑郁。翟英姿〔15〕的研究結果發現，老年人最常參與的休閑活動前5項依序為看電視、拜訪親友、參加社區社團、外出購物以及與人聊天。故本研究結果與上述學者觀點基本一致。

Yang〔16〕研究發現，社區老人在面對身體失能導致憂郁癥狀后，可通過自覺社會支持及心理資源，例如自我控制力及自尊，顯著降低憂郁的程度。陳文珠〔17〕研究指出，慢性阻塞性肺病的老人，因身體活動功能變差促使社會支持網絡局限，導致患者罹患憂郁癥狀的危險性大增。因此推論老年人可能因衰老的身體或慢性疾病，致使身體活動功能降低，并與家人、親友或其他人員的關系變疏離，導致憂郁癥狀增加。故本研究發現老年人憂郁程度并不只接受休閑參與的影響，若老年人擁有足夠的社會支持，也會減緩其憂郁程度，這一發現同樣佐證了上述學者的相關觀點。此外，從社會支持的內容看，也進一步肯定老年人得到的支持越多，其憂郁程度就會越低。也與張蘇紅〔18〕研究結果相符：老人獲得的社會支持越多，其寂寞程度越低，越不感覺人際疏離和孤單，所以相對的憂郁程度越低。

3.2休閑參與對老年幸福感的影響看 結構方程模型顯示，休閑參與對老年幸福感的影響可以分為兩種情況，一種是休閑參與對老年人幸福感的直接影響，另一種是休閑參與對老年人幸福感的間接影響。前者指休閑運動可以作用于老年人主觀幸福感，即老年人只要進行適當的休閑運動就可以提高幸福感；后者是指休閑參與對老年人幸福感直接作用不明顯，而是通過中介變量而間接影響老年人主觀幸福感，即老年人經過休閑運動而引起社會支持和憂郁變量的變化，從而使幸福感得到提高。Carter等〔19〕對規律參與休閑體育活動的人是否比不參加鍛煉的人更加幸福的問題進行了研究，結果發現休閑體育活動與幸福感之間存在正相關，且調查結果支持休閑體育活動與主觀幸福感之間存在因果關系，即規律參與休閑體育活動者幸福感越好。老年人通過參與休閑活動，增加了與人的交往和溝通，擴大了生活圈，找到了社會歸屬感和安全感，愉悅了身心，釋放了負向情緒，從而生活態度會更加積極樂觀，幸福感也會隨之增加，因此可以說，休閑參與對老年人幸福感具有積極的影響，這些發現與本研究結果基本一致。

然而，也有學者獲得不同的結果，有的研究發現：休閑體育與主觀幸福感之間只是存在低度的相關，即休閑參與對老年人的幸福感影響不明顯，反而是通過社會支持等中介變量間接影響最顯著〔18〕。陳愛國〔20〕的研究也發現：休閑參與通過降低其自身孤獨感來增加幸福感水平，孤獨感在休閑體育改善老年人幸福感中起中介作用，分析其原因可能是休閑體育可作為一種社交形式的活動，使得老人參與其中，擴展了自身的社交范圍，增進了人與人之間的交流，進而降低自身的孤獨感，從而導致生活壓力、負向情緒得到宣泄，快樂的情感得以補償，最終獲得較高的幸福水平。而孤獨感與憂郁都屬于負向的心理情緒，本研究得出憂郁作為休閑參與對老年人幸福感影響的中介變量，其影響原因與陳愛國〔20〕研究分析的大致相同。綜上所述，休閑參與對老年人不僅有直接影響，還可通過社會支持和憂郁中介變量影響老年人幸福感。而老年人積極參與休閑活動，有助于成功老化和幸福感的提升，對其生活有相當的正面意義，不僅可為生活帶來幸福感和滿足感，更可為晚年生活增添色彩。

3.3社會支持對老年幸福感的影響 結構方程模型分析發現，社會支持對老年幸福感有顯著的直接影響力。社會支持是影響老年人幸福感的重要因素之一，能夠幫助老年人疏解心理壓力，調節不良心理情緒。老年人通過休閑體育活動可以結識更多的朋友，獲得更多的社會支持，促進老年人的精神健康，使老年人對生活的滿意度和幸福感提升具有直接的積極影響。胡軍生〔21〕以江西老年人為研究對象，得出具有良好的社會支持的個體有比較積極的情感體驗，從而獲得的幸福感就越高。良好的社會支持體系有利于減緩人們的工作和生活壓力，有利于人們健康和幸福感的提高，而社會支持系統的缺失則會導致個人的身心疾病加重，使得個人日常生活能力下降；同時，在社會層面上，完善的社會支持系統有助于減輕人們對社會不良現狀的不滿意感，緩沖個人與社會的沖突，從而有利于社會的和諧發展。本研究發現，社會支持除了對老年幸福感有直接影響外，還可通過憂郁中介變量影響老年幸福感。憂郁和幸福感本就屬于對立的兩種心理情緒，社會支持對憂郁有直接的顯著性影響，說明老年人社會支持越高其憂郁程度越低，而老年人憂郁程度越重其幸福感越差，所以通過憂郁中介變量，老年人社會支持越高其幸福感也越好。綜上所述，社會支持不僅對幸福感有直接正向影響，還可通過憂郁中介變量間接影響老年人幸福感。