陳曉惠 方 明 (安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)心理學(xué)系，安徽 合肥 230036)

已有研究發(fā)現(xiàn)〔1〕，對(duì)成年子女的孝順期待對(duì)老年人孤獨(dú)感有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用，而孤獨(dú)感是衡量老年人主觀幸福的一個(gè)重要指標(biāo)，因此，孝順期待勢(shì)必會(huì)對(duì)老年人的主觀幸福感發(fā)揮重要作用。老年人對(duì)子女孝順的期待和老年人親子間的社會(huì)支持都是老年家庭代際關(guān)系系統(tǒng)的重要組成成分，前者是老年人對(duì)子女給予社會(huì)支持的期待，后者是老年人與子女間實(shí)際的社會(huì)支持互動(dòng)，兩者之間密切相關(guān)。老年人對(duì)子女孝順期待的水平越高，在親子交往的互動(dòng)過程中，子女感受到高的孝順期待，從而為父母提供的社會(huì)支持就越多。孝順期待能夠顯著地預(yù)測(cè)老年人接受子女的社會(huì)支持〔2〕。本文探討孝順期待對(duì)老年人主觀幸福感的影響。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 采用方便取樣的方法，從合肥市老年大學(xué)選取115名老人完成問卷，剔除無效問卷后，回收有效問卷106份。其中男性45名，女性61名;39名有一個(gè)子女，67名有多子女;年齡60～79歲，其中60～69歲70名，70～79歲36名，平均年齡(67.12±4.97)歲。

1.2 工具 紐芬蘭紀(jì)念大學(xué)幸福度量表(MUNSH)用于測(cè)量老年人主觀幸福感，該量表由24個(gè)條目組成，其中5個(gè)條目反應(yīng)正性情感(PA)，5個(gè)條目反應(yīng)負(fù)性情感(NA);7個(gè)條目反應(yīng)一般正性體驗(yàn)(PE)，7個(gè)條目反應(yīng)一般負(fù)性體驗(yàn)(NE)。幸福度=PA－NA+PE－NE。正性因子 =PA+PE，負(fù)性因子 =NA+NE。該量表測(cè)定中國老人精神衛(wèi)生狀況有較高的信效度，本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)α=0.83。

孝順期待問卷(EFF-SC)測(cè)量老年人對(duì)子女孝順的期待水平，由9個(gè)項(xiàng)目組成，項(xiàng)目采用5級(jí)評(píng)分，得分越高表示老年人對(duì)子女孝順期待的水平越高。問卷具有良好的信效度和結(jié)構(gòu)效度〔3〕。親子支持問卷評(píng)定老年人親子支持狀況，問卷由老年人接受子女支持(SSA)和給予子女支持(SSB)兩個(gè)分問卷組成。本研究只考察老年人接受子女支持的作用，因此采用接受子女支持分問卷。問卷共26個(gè)項(xiàng)目，項(xiàng)目采用4級(jí)評(píng)分，得分越高表示接受子女支持水平越高。分析表明接受子女支持問卷的 Cronbacha值為 0.94，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果(χ2/df=2.756，CFI=0.985，RMSEA=0.078)，表明該分問卷結(jié)構(gòu)效度良好〔4〕。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行分析，描述性統(tǒng)計(jì)、方差分析、Pearson相關(guān)分析及分層回歸分析。

2 結(jié)果

2.1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì) 多因素方差分析發(fā)現(xiàn)，性別、子女?dāng)?shù)和年齡組變量兩兩之間及三者之間的交互作用均不顯著。分別考察3個(gè)變量的主效應(yīng)，老年人在孝順期待、親子支持及主觀幸福感量表上的得分均沒有表現(xiàn)出性別差異，不同年齡組老年人3個(gè)量表的得分也不存在差異。單子女被試與多子女被試在孝順期待上無差異，但兩者的主觀幸福感得分和親子支持得分差異卻達(dá)到了顯著性水平。單子女老年人的主觀幸福感水平及獲得的子女支持均低于多子女老年人。見表1。

2.2 孝順期待、主觀幸福感與親子支持的相關(guān) Pearson相關(guān)分析表明，孝順期待總分與主觀幸福感及親子支持總分均呈正相關(guān)(r=0.209，P＜0.05;r=0.347，P ＜0.01);親子支持總分與主觀幸福感呈正相關(guān)(r=0.313，P＜0.01)。

2.3 親子支持的中介作用 以孝順期待為自變量，主觀幸福感為因變量，在控制人口學(xué)變量的基礎(chǔ)上，進(jìn)行層次回歸分析。人口學(xué)變量中，單/多子女變量對(duì)老年人主觀幸福感有顯著的預(yù)測(cè)作用，解釋總變異的7.5%。根據(jù)中介作用的檢驗(yàn)程序〔53〕，在控制了人口學(xué)變量之后，孝順期待對(duì)主觀幸福感有顯著影響(β=0.225，P＜0.05)。在加入了中介變量(親子支持)后，孝順期待對(duì)主觀幸福感的影響變?yōu)椴伙@著，且親子支持對(duì)主觀幸福感的正向影響顯著(β=0.206，P＜0.05)。說明在老年人孝順期待和主觀幸福感之間，親子支持起完全中介作用。見表2。

表1 不同人口學(xué)背景老年人在各變量上得分情況(s)

表1 不同人口學(xué)背景老年人在各變量上得分情況(s)

組別 n 孝順期待 F值 P值 主觀幸福感 F值 P值 親子支持 F值 P值性別 男 45 40.40±4.34 0.02 0.888 38.64±6.88 3.82 0.053 81.51±13.13 0.37 0.544女61 40.51±3.54 35.57±8.72 79.90±13.69子女 單子女 39 40.82±3.38 0.52 0.471 34.08±8.54 7.86 0.006 77.03±13.67 4.49 0.036多子女 67 40.25±4.16 38.51±7.41 82.66±12.91年齡 60～69歲 70 40.31±3.93 0.74 0.391 36.32±8.45 2.31 0.131 80.01±13.61 0.89 0.349 70～79歲 36 41.16±3.66 39.42±5.74 83.21±12.49總體106 40.46±3.88 36.88±8.10 80.58±13.41

表2 孝順期待、親子支持對(duì)主觀幸福感的層級(jí)回歸結(jié)果

3 討論

本研究中老年人的孝順期待、主觀幸福感和親子支持水平在性別和年齡組之間沒有顯著差異，這是因?yàn)楸狙芯康谋辉嚲鶃碜院戏适欣夏甏髮W(xué)，基本都是各單位退休人員，受教育程度基本相同，相仿的年齡一定程度上也意味著相似的生活經(jīng)歷，因此他們對(duì)于孝順的理解、獲得的子女支持以及感受到的幸福度就基本一致。已有關(guān)于老年人主觀幸福感的研究也沒有發(fā)現(xiàn)性別及年齡差異〔6〕。本文說明相對(duì)于一個(gè)子女力量的薄弱，多個(gè)子女更能關(guān)注到老年人生活的各個(gè)方面，能提供更多的物質(zhì)、服務(wù)以及情感方面的支持，老年人對(duì)生活質(zhì)量的總體評(píng)價(jià)自然也就更高，多子女能提供更全面細(xì)致的支持，從而提高老年人主觀幸福感水平。

老年人孝順期待水平越高則孤獨(dú)感水平越低〔1〕，本研究表明老年人孝順期待水平越高，感受到的主觀幸福感水平就越高，從而間接驗(yàn)證了孤獨(dú)感是衡量老年人主觀幸福感的一個(gè)重要指標(biāo)。本研究還發(fā)現(xiàn)孝順期待和親子支持呈正相關(guān)，與已有研究結(jié)果也一致〔2〕，可見持有高孝順期待的老年人獲得子女的社會(huì)支持也就越多。親子支持與主觀幸福感之間的正相關(guān)也得到了已有研究結(jié)果的支持〔7，8〕。

孝順期待對(duì)主觀幸福感具有顯著影響，在加入親子支持這一中介變量后，直接效應(yīng)消失，且親子支持的影響顯著。可見，對(duì)主觀幸福感的正向預(yù)測(cè)作用并不是由孝順期待直接決定的，而是通過親子支持的完全中介作用實(shí)現(xiàn)的。老年人對(duì)子女給予的社會(huì)支持形成期待，在與子女的社會(huì)交往過程中，這種期待被傳遞給子女并被感受到，從而直接影響子女對(duì)父母的幫助和照料。在獲得子女更多更全面的社會(huì)支持后，老年人對(duì)其生活質(zhì)量的總體評(píng)價(jià)也就相應(yīng)的提高。

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5 溫忠麟，張 雷，侯杰泰，等.中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用〔J〕.心理學(xué)報(bào)，2004;36(5):614-20.

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