吳 迪 劉足云 李 軼 黃佳頻 錢德貴 陳 飛 許 俊 李士林 金 力 王笑峰△

(1復旦大學現(xiàn)代人類學教育部重點實驗室-復旦大學生命科學學院 上海 200438;2江蘇省如皋長壽研究所 如皋 226599;3江蘇省如皋市民政局 如皋 226599)

如皋市極端長壽老人主觀幸福感(SWB)與健康、家庭、經(jīng)濟因素的關聯(lián)研究

吳 迪1▲劉足云1▲李 軼1黃佳頻1錢德貴2,3陳 飛2許 俊2李士林1金 力1王笑峰1△

(1復旦大學現(xiàn)代人類學教育部重點實驗室-復旦大學生命科學學院 上海 200438;2江蘇省如皋長壽研究所 如皋 226599;3江蘇省如皋市民政局 如皋 226599)

目的 探索極端長壽老人的主觀幸福感與健康、家庭、經(jīng)濟因素的關系。方法 本研究是基于如皋長壽跟蹤調查463例極端長壽老人(≥95歲)的橫斷面調查。主觀幸福感(subjective well-being,SWB)通過生活滿意度(life satisfaction,LS)、 積極情感(positive affect,PA)、 消極情感(negative affect,NA)和情感平衡(affect balance,AB) 4個組分進行測量。相關因素包括:健康狀況(自報健康、功能活動),家庭和諧,經(jīng)濟因素(家庭年均支出、人均住房面積)。數(shù)據(jù)分析采用相關分析和層級回歸分析方法。結果 相關分析結果顯示,與極端長壽老人SWB四組分相關的因素由強到弱依次為:功能活動(r=0.350,0.267,-0.192和0.303)、自報健康(r=0.340,0.257,-0.205和0.305)和家庭和諧(r=0.276,0.205,-0.089和0.192);然而經(jīng)濟因素中僅住房面積與LS微弱相關(r=0.104)。層級回歸結果顯示,健康狀況加入模型后(模型1),SWB 4個組分LS、PA、NA和AB的可決系數(shù)R2均發(fā)生了顯著的增加(ΔR2=0.163,0.094,0.060和0.133,P<0.05),家庭和諧加入模型后(模型2),SWB 4個組分除了NA的可決系數(shù)R2不顯著增加外,其余均顯著增加(ΔR2=0.039,0.022和0.015,P<0.05),且經(jīng)濟因素加入模型后(模型3),可決系數(shù)無顯著變化。影響因素按照影響程度大小排序分別為:功能活動(β=0.229,0.184,-0.146和0.218)、自報健康(β=0.211,0.159,-0.140和0.198)和家庭和諧(β=0.209,0.150,-0.041和0.125),經(jīng)濟因素無顯著影響。結論 如皋市極端長壽老人的SWB與健康狀況和家庭和諧相關,而不受經(jīng)濟因素的顯著影響。因此,提高長壽老人的主觀幸福感應以提高其功能活動和促進健康為重點,輔以關注其家庭和諧,而不是過于關注經(jīng)濟因素。

極端長壽老人; 主觀幸福感(SWB) ; 健康; 家庭; 經(jīng)濟

主觀幸福感(subjective well-being,SWB)是從認知、情感兩方面評價個人生活質量的綜合性心理指標[1],是衡量國家或社會民眾幸福感的重要指標。認知方面的評價指標包括生活滿意度(life satisfaction,LS),情感方面的評價指標包括積極情感(positive affect,PA)、消極情感(negative affect,NA)和情感平衡(affect balance,AB)。LS具有較強的穩(wěn)定性[2],PA和NA能夠敏銳地反映個人日常情緒起伏[3],AB能有效反映PA與NA的情感平衡狀況[4]。研究發(fā)現(xiàn),較高的LS可降低總死亡率[5-6],如Lacruz等[5]研究隨訪12年發(fā)現(xiàn),較高的LS降低男性45%的死亡率。因此,尋找并干預影響LS的相關因素,對降低個體死亡風險有著重要意義。目前研究觀察到許多因素影響SWB,主要為健康狀況、家庭滿意度和經(jīng)濟相關因素3大類,本研究將分析這3類因素同極端長壽老人SWB的關系。自報健康作為健康一大類的因子,被認為是影響一般年齡人群SWB的主要因素,在中、老年人群中尤為顯著[7]。經(jīng)濟方面,支出的多寡能夠顯示個人的經(jīng)濟狀況,也影響一般人群的SWB[8]。李幼穗等[9]在退休老人群體中研究了SWB相關影響因素,發(fā)現(xiàn)不同群體的SWB影響因素有所不同。極端長壽老人群體的SWB影響因素研究較少。胡峻梅等[10]研究了90～108歲長壽老人SWB的影響因素,但未納入任何經(jīng)濟指標。研究表明30%的百歲老人能夠成功避免年齡相關疾病的發(fā)生[11],是理想的成功老齡研究模型,而高水平的SWB是成功老齡的重要組成部分[12]。

如皋自古以來就是中國知名的長壽之鄉(xiāng),在全國第1～5次人口普查中,如皋老年人在總人口中的比例均明顯高于全國老年人口所占比例。如皋地區(qū)良好的自然和社會環(huán)境,為研究影響長壽的遺傳和社會環(huán)境提供了良好的平臺。2007年9月,復旦大學生命科學學院與如皋市人民政府合作成立了“中國-如皋(復旦)研究所”,并建立了“如皋長壽隊列”。此隊列遵從科學設計原則,是以人群為基礎的病例對照研究[13]。本研究中,我們在如皋極端長壽老人中觀察健康狀況、家庭和諧、經(jīng)濟狀況與其SWB的關系,為提高長壽老人SWB提出新線索,進而預防年齡相關疾病,促進老齡健康。

資 料 和 方 法

研究對象 以如皋長壽隊列中≥95歲的極端長壽老人為研究對象。樣本數(shù)據(jù)采集時間為2007年12月24日至2008年2月29日。根據(jù)如皋長壽研究所的注冊記錄,生存的極端長壽老人人數(shù)為705人 (男性149人,女性556人),包括102位百歲老人(男性18人,女性84人)。調查共募集到463例,應答率為71.6%[13]。有424位極端長壽老人完整地回答了人口統(tǒng)計學特征、健康、家庭、經(jīng)濟4方面的相關指標,具體SWB與人口學特征描述見表1。每一位參與者或其直系親屬均簽署了知情同意書。本研究通過了復旦大學倫理委員會的審查。

研究工具

生活滿意度指數(shù)A量表(Life Satisfaction Index A,LSIA) LSIA量表共20項[14],通常用于老年心理學研究,反映個人對自身總體生活質量的主觀評價。分值范圍為0～40,分值越高表示生活滿意度越高。研究發(fā)現(xiàn),LS分值的信度不受樣本大小、平均年齡、性別比例等影響,甚至不受官方語言的影響[15],說明LS信度較高。

Bradburn情感平衡量表 (Bradburn′s Affect Balance Scale,ABS) ABS量表由5個積極情感選項和5個消極情感選項組成[14]。量表主要反映個人對自己近幾周情感狀況的主觀感受,答案分為“是”或“否”。積極情感和消極情感的分值范圍均為0～5,分值越高,積極或消極情感的程度越強。情感平衡(affect balance,AB)分值由PA分值減去NA分值再加5(為了避免負值的出現(xiàn))所得,結果的閾值為0～10。

日常生活活動量表(Katz Index of Activities of Daily Living,ADL) ADL量表由Lawton MP和Brody EM (1969)研制的量表改編而成,能夠反映老年人日常功能活動的自主程度[16]。ADL量表由洗澡、上廁所、進食等6項日常生活活動及自理能力分級評價組成。評價分為重度依賴、輕度依賴、完全獨立3個級別。自助活動能力越強,總分(6～18分)越高。本研究根據(jù)中位數(shù)，將ADL總分分為兩大類,即能夠獨立活動組(分別為1、2、3分)和不能獨立活動組。

結 果

長壽老人主觀幸福感及人口統(tǒng)計學特征 由表1可見,在424名研究對象中,平均年齡為(97.44±2.07)歲,女性約占77.6%。SWB各組分的得分為:30.87±4.86(LS),3.95±1.16(PA),1.01±1.22(NA),7.94±1.80(AB)。表1中各變量的賦值方法如下:性別作為啞變量,男性賦值為0,女性為1;年齡為連續(xù)變量;教育水平分為文盲(0)、非文盲(1);職業(yè)作為啞變量,農(nóng)民賦值為0,非農(nóng)民為1;自報健康為等級變量,分別為不健康、一般、健康和非常健康4個等級,賦值為1～4;功能活動(ADL)包括6項(吃飯、洗澡、大小便、換衣服、上下床活動、上廁所),每一項評分包括3個等級(重度依賴、輕度依賴和完全獨立,賦值為1～3),ADL得分為6項得分之和;家庭和諧為等級變量,分別為不和諧、一般和非常和諧3個等級,賦值為1～3;經(jīng)濟狀況包含家庭年均支出和人均住房面積兩個變量,其中家庭年均支出分為<9 999元、10 000～19 999元、20 000～34 999元和>35 000元4個等級,賦值為1～4;人均住房面積為等級變量,分別為<30 m2、30～50 m2和>50 m23個等級,賦值為1～3。

表1 長壽人群SWB與人口學特征及相關因素描述Tab 1 Description of SWB and demographic characteristics and other related factors in EL elders (n=424)

(續(xù)表1)

SWB:Subjective well-being; LS:Life satisfaction; PA:Positive affect; NA:Negative affect; AB:Affect balance.The score range:LS:0-40; PA:0-5; NA:0-5; AB:0-10.aADL is independent for functional capacity.

長壽人群健康、家庭、經(jīng)濟相關因素與SWB的關聯(lián) 使用相關分析初步檢驗健康、家庭、經(jīng)濟相關因素與SWB的潛在關聯(lián)(表2～5)。相關分析結果顯示,與極端長壽老人SWB 4組分由強到弱相關的因素依次為:功能活動(r=0.350,0.267,-0.192,0.303)、自報健康(r=0.340,0.257,-0.205,0.305)和家庭和諧(r=0.276,0.205,-0.089,0.192);然而經(jīng)濟因素中僅住房面積與LS微弱相關(r=0.104)。以NA為例,表6展示了功能活動(ADL)基本情況以及按照年齡、性別分層后與NA的關聯(lián),分層以后NA與ADL的相關系數(shù)約為0.2,其中100歲以上的長壽老人組相關性不顯著,可能是由于樣本量較小(僅67人)的緣故,其他3組差異均具有統(tǒng)計學意義(P<0.05)。為了更直觀地觀測三類因素與SWB在極端長壽老人中的關聯(lián)強度,我們運用雷達圖來呈現(xiàn)(圖1)。與極端長壽老人SWB(LS、PA、NA、AB)關聯(lián)最強的是健康狀況(自報健康、功能活動),其次是家庭和諧,關聯(lián)最弱的是經(jīng)濟相關因素(家庭年均支出、人均住房面積)。

表2 健康狀況、家庭和諧、經(jīng)濟相關因素與極端長壽老人LS的Pearson相關系數(shù)Tab 2 Intercorrelations between health status,family harmony,economy related factors and LS of EL elders

(1)P<0.05;(2)P<0.01;(3)P<0.001.

表3 健康狀況、家庭和諧、經(jīng)濟相關因素與極端長壽老人PA的Pearson相關系數(shù)Tab 3 Intercorrelations between health status,family harmony,economy related factors and PA of EL elders

(1)P<0.05;(2)P<0.01;(3)P<0.001.

表4 健康狀況、家庭和諧、經(jīng)濟相關因素與極端長壽老人NA的Pearson相關系數(shù)Tab 4 Intercorrelations between health status,family harmony,economy related factors and NA of EL elders

(1)P<0.05;(2)P<0.01;(3)P<0.001.

表5 健康狀況、家庭和諧、經(jīng)濟相關因素與極端長壽老人AB的Pearson相關系數(shù)Tab 5 Intercorrelations between health status,family harmony,economy related factors and AB of EL elders

(2)P<0.05;(2)P<0.01;(3)P<0.001.

表6 功能活動(ADL)基本情況及按照年齡、性別分層后與NA的相關性Tab 6 The ADL description and its correlation with NA stratified by age and gender

為了進一步觀察各因素對SWB的貢獻,我們用層級回歸來展示結果(表7～10)。在基本模型(basic model,人口學特征指標)中,SWB 4個組分的可決系數(shù)R2分別為3.0%、1.1%、1.3%、1.2%。在模型1中,將健康狀況(自報健康、功能活動)加入回歸方程后,SWB 4個組分LS,PA,NA和AB的可決系數(shù)R2均發(fā)生了顯著的增加(ΔR2=0.163,0.094,0.060,0.133,F=42.103,21.982,13.494,32.42,P<0.05),意味著健康狀況的加入對模型的影響顯著;在模型2中,家庭和諧被放入回歸方程后,除NA外,SWB其他組分的可決系數(shù)R2均發(fā)生了顯著的增加(ΔR2=0.039,0.022,0.015,F=21.039,10.575,7.68,P<0.05);在模型3中,將經(jīng)濟狀況(家庭年均支出、人均住房面積)納入回歸方程后,SWB的各組模型的可決系數(shù)R2均無顯著變化。由模型3回歸模型的回歸系數(shù)(β)可見,影響SWB的因素按影響程度大小排序分別為:功能活動(β=0.229,0.184,-0.146和0.218,P<0.05)、自報健康(β=0.211,0.159,-0.140和0.198,P<0.05)和家庭和諧(β=0.209,0.150,-0.041和0.125,除了NA組,其他均為P<0.05);而經(jīng)濟相關變量回歸系數(shù)均不顯著。

圖1 極端長壽老人健康、家庭、經(jīng)濟相關因素與SWB關聯(lián)強度的雷達圖Fig 1 Radar chart of the magnitude of the correlations between health,family,economy related factors and SWB for the elderly with EL

討 論

本研究首次報道健康、家庭、經(jīng)濟因素與中國極端長壽老人SWB的關系。我們發(fā)現(xiàn),健康狀況與SWB 4組分LS、PA、NA和AB均顯著相關,家庭和諧與LS、 PA、AB相關,而各組分均與經(jīng)濟因素無顯著關聯(lián)。陳玉剛等[17]在評估員工的生活滿意度和心理健康相關研究中發(fā)現(xiàn)LSIA量表的信度系數(shù)達到了0.832。邢占軍等[18]在考察常用自陳主觀幸福感量表在我國城市居民的試用情況中發(fā)現(xiàn),ABS量表的一致性信度和效度分別為0.5433和0.335。因此,本文采用的這兩個國際通用的LSIA量表和ABS量表能夠較真實地評估中國極端長壽人群的SWB情況。

表7 層級回歸分析健康狀況、家庭和諧、經(jīng)濟相關因素與極端長壽老人生活滿意度(LS)的關聯(lián)Tab 7 Hierarchical regression analyses for health status,family harmony,economy related factors associated with LS of EL elders

(1)P<0.001;aBasic Model:Demographic characteristics (gender,age,education levels,occupation);bModel 1:Added health status (self-reported health,functional capacity);cModel 2:Added family harmony to Model 1;dModel 3:Added economy related factors (annual household expenditures,house size per capita) to Model 2.

表8 層級回歸分析健康狀況、家庭和諧、經(jīng)濟相關因素與極端長壽老人積極情感(PA)的關聯(lián)Tab 8 Hierarchical regression analyses for health status,family harmony,economy related factors associated with PA of EL elders

(1)P<0.01;(2)P<0.001;aBasic Model:Demographic characteristics (gender,age,education levels,occupation);bModel 1:Added health status (self-reported health,functional capacity);cModel 2:Added family harmony to Model 1;dModel 3:Added economy related factors (annual household expenditures,house size per capita) to Model 2.

表9 層級回歸分析健康狀況、家庭和諧、經(jīng)濟相關因素與極端長壽老人消極情感(NA)的關聯(lián)Tab 9 Hierarchical regression analyses for health status,family harmony,economy related factors associated with NA of EL elders

(1)P<0.01,aBasic Model:Demographic characteristics (gender,age,education levels,occupation);bModel 1:Added health status (self-reported health,functional capacity);cModel 2:Added family harmony to Model 1;dModel 3:Added economy related factors (annual household expenditures,house size per capita) to Model 2.

表10 層級回歸分析健康狀況、家庭和諧、經(jīng)濟相關因素與極端長壽老人情感平衡(AB)的關聯(lián)Tab 10 Hierarchical regression analyses for health status,family harmony,economy related factors associated with AB of EL elders

(1)P<0.01;(2)P<0.001;aBasic Model:Demographic characteristics (gender,age,education levels,occupation);bModel 1:Added health status (self-reported health,functional capacity);cModel 2:Added family harmony to Model 1;dModel 3:Added economy related factors (annual household expenditures,house size per capita) to Model 2.

本研究使用了層級回歸方法而不是普通的回歸,它與普通回歸的差異主要體現(xiàn)在層級上。層級是指自變量之間的關系或等級,根據(jù)自變量之間的關系,從其相互產(chǎn)生影響的順序將自變量分成多層,自變量的影響作用越基礎、層級越高,層級高的自變量可能會影響層級低的自變量[19]。為了重點探討經(jīng)濟相關變量(家庭年均支出和平均住房面積)對長壽老人人群的影響程度,我們需要排除先于經(jīng)濟相關變量而對長壽老人群體SWB起作用的因素(人口統(tǒng)計學特征、健康狀況和家庭和諧),然后分析控制了這些因素后,經(jīng)濟相關變量對長壽老人群SWB的影響程度,因此我們使用層級回歸分析方法。其中基本模型為人口統(tǒng)計學特征,模型1加入了健康狀況相關變量(自報健康、功能活動),模型2加入家庭和諧變量,模型3加入經(jīng)濟相關變量(家庭年均支出、人均住房面積)。

本研究表明,在3個模型中,健康狀況(自報健康、功能活動)對LS、PA、NA、AB的貢獻最大,將健康狀況(自報健康、功能活動)加入回歸方程后,SWB 4個組分中模型1的可決系數(shù)分別提高了0.163,0.094,0.060和0.133。Berg等[20]發(fā)現(xiàn)LS不僅與健康狀況顯著關聯(lián),還可能是研究公共健康的一個重要概念;Cohen等[21]研究發(fā)現(xiàn),PA不僅與健康狀況相關聯(lián),還對人群的長壽有所貢獻;此外,NA影響心腦血管病的發(fā)生,進而對健康產(chǎn)生負向影響[22]。除此之外,功能活動是與SWB關聯(lián)最強的影響因素,功能活動被認為是預測老年人生活滿意度的重要指標[23]。本文從中國極端長壽老人中得到的結論與 Blace[23]的研究一致:自主活動能力越強,生活滿意度越高。

在層級回歸分析中,家庭和諧加入模型后,SWB 4個組分中(除了NA外)模型2的可決系數(shù)分別提高了0.039、0.022和0.015,這與 Huang[24]的研究結果一致。這一結果可能與如皋當?shù)睾椭C的社會環(huán)境和家庭環(huán)境有關。如皋是中國知名的長壽之鄉(xiāng),家庭和諧、孝敬老人這些中華民族的傳統(tǒng)美德在如皋被格外重視?！凹矣幸焕?如有一寶”的風尚在如皋代代相傳。另外,當?shù)卣疄殚L壽老人在經(jīng)濟、精神方面均提供了“惠老政策”,這都為老人們的健康長壽提供了良好的社會環(huán)境。此外,我們之前的研究表明約94%的如皋長壽老人生活在三代甚至四代同堂的家庭[13],家庭成員不僅為老人提供物質保障和生活照料,更為老人的精神生活增添了幸福和滿足感。因此,本研究結果中家庭和諧對長壽老人SWB(除NA外)的強影響存在較強的合理性。

研究發(fā)現(xiàn),個人的SWB會受到參照群體的家庭消費多寡的影響[8,25],本研究在如皋極端長壽老人中未發(fā)現(xiàn)這一結果。家庭年均支出、住房面積2個經(jīng)濟相關因素對主觀幸福感的4個組分(LS、PA、NA、AB)均無顯著影響(模型可決系數(shù)無顯著變化)。原因可能如下:首先,政府、家人的經(jīng)濟資助掃除了長壽老人的經(jīng)濟擔憂。如,如皋政府對當?shù)亻L壽老人提供了一系列的經(jīng)濟照顧政策:津貼補助,每天提供一瓶牛奶,為長壽老人提供彩色電視機、定期提供免費的上門體檢,對娛樂設施、長壽老人管理的投入等[26]。但是此類政策所帶來的積極影響并未在我們的問卷中記錄,我們很難量化這些影響因素,這也是本文的局限性之一,未來我們也會在相關政策福利的量化上進行更深入的研究。此外,94%的如皋長壽老人生活在三代或四代同堂的家庭中,家人的供養(yǎng)也使如皋長壽老人的經(jīng)濟有所保障。其次,有研究發(fā)現(xiàn),不同年齡段人群擁有不同的生活目標。健康、退休、休閑以及與自身老化過程相關的問題是老年人關注的焦點[27]。李幼穗等[9]在退休老人中發(fā)現(xiàn):退休老人的工作狀況、喪偶情況和社會支持水平對他們的SWB有顯著影響。胡峻梅等[10]發(fā)現(xiàn),90～108歲長壽老人SWB的影響因素主要包括主觀社會支持、客觀社會支持、認知功能狀況、家庭關懷情況和日常生活自理能力,但是該研究沒有納入經(jīng)濟相關指標。本研究納入了家庭年均支出和住房面積兩個經(jīng)濟相關指標后發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟因素對長壽老人的主觀幸福感影響十分微弱,合理的解釋之一為長壽老人大多在頤養(yǎng)天年,經(jīng)濟因素已經(jīng)不再是他們生活中的主要矛盾。

NA不同于SWB的其他組分,僅健康狀況(自報健康、功能活動)對他有顯著影響(ΔR2=0.06),而家庭和諧、經(jīng)濟狀況對他無顯著影響(可決系數(shù)無顯著變化)。這種不同除了長壽老人非常關注健康這一原因外,還可能是NA適用范圍的局限性造成的。有研究顯示NA僅與身體不適、不良的心理健康、焦慮等變量有顯著關聯(lián),而與社會支持等變量無關[28]。

本研究有兩個明顯的優(yōu)點。首先,本研究是以人群為基礎的大樣本極端長壽人群關聯(lián)研究,保證了所獲結果的可靠性。其次,我們將影響因素分為3類(健康、家庭、經(jīng)濟),探討其對極端長壽老人SWB的影響程度,從而為提高長壽老人SWB,預防年齡相關疾病,促進人群健康提供新的思路。然而,本文依然存在一些局限性。首先,橫斷面研究的特質限制了本研究進一步深入進行因果推斷的可行性,未來我們會繼續(xù)深入研究如皋長壽人群相關的隨訪數(shù)據(jù)。另外,其他潛在的影響因素,如,如皋政府為當?shù)乩先颂峁┑纳鐣С?并未在我們的問卷中記錄,我們很難量化這些影響因素,這也是本文的局限性之一,未來我們也會在相關政策福利的量化上進行更深入的研究。不過,本研究仍從健康、家庭、經(jīng)濟等方面,提供了可以促進極端長壽老人SWB提升的影響因素,并且比較了這些因素對SWB的影響程度。本研究提示相關部門可通過制定切實有效的健康促進政策來提升人群尤其是長壽老人的SWB;倡導和諧社會、和諧家庭,為老人提供更多的物質、生活及精神支持;增強老年人的社會福利,為他們提供基本的物質生活保障。

總之,本研究以如皋地區(qū)極端長壽老人為研究對象,從認知和情感兩個維度探索了長壽老人SWB與健康狀況、家庭和諧、經(jīng)濟相關因素的關聯(lián)。結果表明,長壽老人的SWB主要受健康狀況和家庭和諧的影響,而基本不受經(jīng)濟因素的影響。這一結果提示了提高長壽老人的SWB應注重功能活動和促進健康,倡導和諧社會、和諧家庭,而不過于關注經(jīng)濟因素,并從政策上為老年人提供基本的財政補貼和福利待遇。

[1] Diener E,Oishi S,Lucas RE.Oxford handbook of posotive psychology[M].Oxford:Oxford University Press,2009:17-187.

[2] Schimmack U,Oishi S.The influence of chronically and temporarily accessible information on life satisfaction judgments [J].JPersSocPsychol,2005,89(3):395-406.

[3] Chow SM,Ram N,Boker SM,etal.Emotion as a thermostat:representing emotion regulation using a damped oscillator model [J].Emotion,2005,5(2):208-225.

[4] Van Schuur WH,Kruijtbosch M.Measuring subjective well-being:Unfolding the Bradburn affect balance scale [J].SocIndicRes,1995,36(1):49-74.

[5] Lacruz ME,Emeny RT,Baumert J,etal.Prospective association between self-reported life satisfaction and mortality:results from the MONICA/KORA Augsburg S3 survey cohort study [J].BMCPublicHealth,2011,11(1):579-588.

[6] Bowling A,Grundy E.Differentials in mortality up to 20 years after baseline interview among older people in East London and Essex [J].AgeAgeing,2009,38(1):51-55.

[7] Abu-Bader SH,Rogers A,Barusch AS.Predictors of life satisfaction in frail elderly [J].JGerontolSocWork,2003,38(3):3-17.

[8] Perz-Truglia R.A test of the conspicuous-consumption model using subjective well-being data [J].JBehavExpEcon,2013,45:146-154.

[9] 李幼穗,趙瑩,張艷.退休老人的主觀幸福感及其影響因素 [J].中國臨床心理學雜志,2008,16(6):591-593.

[10] 胡峻梅,吳微莉,鄧玨琳,等.長壽老人主觀幸福感及其相關因素研究 [J].中國臨床心理學雜志,2007,15(6):580-583.

[11] Newman AB,Murabito JM.The epidemiology of longevity and exceptional survival [J].EpidemiolRev,2013,35(1):181-197.

[12] Bowling A,Dieppe P.What is successful ageing and who should define it? [J].BMJ,2005,331(7531):1548-1551.

[13] Cai XY,Wang XF,Li SL,etal.Association of mitochondrial DNA haplogroups with exceptional longevity in a Chinese population [J].PLoSOne,2009,4(7):e6423.

[14] Connidis I.The construct validity of the life satisfaction index a and affect balance scales:A serendipitous analysis [J].SocIndicRes,1984,15(2):117-129.

[15] Wallace K,Wheeler A.Reliability generalization of the life satisfaction index [J].EducPsycholMeas,2002,62(4):674-684.

[16] Lawton MP,Brody EM.Assessment of older people:self-maintaining and instrumental activities of daily living [J].Gerontologist,1969,9(3):179-186.

[17] 陳玉剛,王林飛.員工職業(yè)倦怠、應對方式、生活滿意度與心理健康的相關研究[J].社會心理科學,2009,24(2):115-119.

[18] 邢占軍,王憲昭,焦麗萍,等.幾種常用自陳主觀幸福感量表在我國城市居民中的試用報告 [J].健康心理學雜志,2002,10(5):325-326.

[19] 龍立榮.層級回歸方法及其在社會科學中的應用 [J].教育研究與實驗,2004,(1):51-56.

[20] Berg AI,Hassing LB,Mcclearn GE,etal.What matters for life satisfaction in the oldest-old? [J].AgingMentHealth,2006,10(3):257-264.

[21] Cohen S,Pressman SD.Positive affect and health [J].CurrDirPsycholSci,2006,15(3):122-125.

[22] Suls J,Bunde J.Anger,anxiety,and depression as risk factors for cardiovascular disease:the problems and implications of overlapping affective dispositions[J].PsycholBull,2005,131(2):260-300.

[23] Blace NP.Functional ability,participation in activities and life satisfaction of the older people [J].AsianSocSci,2012,8(3):75-87.

[24] Huang YN.Family relations and life satisfaction of older people:a comparative study between two different hukous in China [J].AgeingSoc,2012,32(1):19-40.

[25] Linssen R,van Kempen L,Kraaykamp G.Subjective well-being in rural India:The curse of conspicuous consumption [J].SocIndicRes,2011,101(1):57-72.

[26] Liu Z,Li L,Huang J,etal.Association between subjective well-being and exceptional longevity in a longevity town in China:a population-based study [J].Age,2014,36(3):1471-1481.

[27] Harlow RE,Cantor N.Still participating after all these years:A study of life task participation in later life [J].JPersSocPsychol,1996,71(6):1235-1249.

[28] Clark LA,Watson D.Mood and the mundane:relations between daily life events and self-reported mood [J].JPersSocPsychol,1988,54(2):296-308.

Association between subjective well-being (SWB) and health,family and economy related factors in the elderly with exceptional longevity in Rugao,China

WU Di1▲, LIU Zu-yun1▲,LI Yi1, HUANG Jia-pin1, QIAN De-gui2,3,CHEN Fei2, XU Jun2, LI Shi-lin1, JIN Li1, WANG Xiao-feng1△

(1MinitryofEducationKeyLaboratoryofContemporaryAnthropology-SchoolofLifeSciences,FudanUniversity,Shanghai200438,China;2RugaoLongevityResearchInstitute,Rugao226599,JiangsuProvince,China;3RugaoCivilAffairs,Rugao226599,JiangsuProvince,China)

Objective To explore the associations between subjective well-being (SWB) and health,family and economy related factors in the elderly with exceptional longevity (EL) above 95 years old. MethodsThis study included 463 EL elderly people (≥95 yerars old) from the cross-sectional phase of Rugao longevity cohort of China.SWB was measured by life satisfaction (LS),positive affect (PA),negative affect (NA) and affect balance (AB).The influence factors included:health status (self-reported health,functional capacity),family harmony and economy related factors (annual household expenditures,house size per capita).Data was analyzed by correlation analysis and hierarchical multiple regression analysis. ResultsCorrelation analysis showed that the relevant influential factors of all the four components of SWB from strong to weak were:functional capacity (r=0.350,0.267,-0.192 and 0.303,respectively),self-reported health (r=0.340,0.257,-0.205 and 0.305,respectively)and family harmony (r=0.276,0.205,-0.089 and 0.192,respectively),while only house size per capita of economy related factors showed very weak correlation with LS (r=0.104).Hierarchical multiple regression analysis showed that,after adding health status (self-reported health,functional capacity) to model (model 1),the R-squared of four SWB components were significantly improved (ΔR2=0.163,0.094,0.060 and 0.133,P<0.05).After adding family harmony to model (model 2),the R-squared of four SWB components (except NA) were significantly improved (ΔR2=0.039,0.022 and 0.015).However,after adding economy related factors to model (model 3),there were no significant R-squared change of the four SWB components.The magnitude of influence ranked as follow:functional capacity (β=0.229,0.184,-0.146 and 0.218)、self-reported health (β=0.211,0.159,-0.140 and 0.198) and family harmony (β=0.209,0.150,-0.041 and 0.125),however there was no significant influences for economy related factors. Conclusions The SWB of the elderly with EL in Rugao was mainly associated with health status and family harmony rather than economy related factors.Therefore,we should focus on promoting their functional capacity and health,coupled with family harmony rather than economy related factors,so as to improve the SWB of the elderly with EL in Rugao.

the elderly with extremely longevity; subjective well-being (SWB); health;family; economy

國家科技支撐項目(2011BAI09B00);國家杰出青年科學基金(306250106);國家自然科學基金重大項目(30890034)

C 913.6

A

10.3969/j.issn.1672-8467.2015.02.003

2014-09-18;編輯:張秀峰)

▲Co-first authors

△Corresponding author E-mail:xiaofengautomatic@gmail.com

*This study was supported by National Science & Technology Support Program (2011BAI09B00),National Science Fund for Distinguished Young Scholars (30625016),and Major Program of National Natural Science Foundation of China (30890034).