李新程，王 丹，牛振宇，李新輝

石河子大學(xué)醫(yī)學(xué)院，新疆石河子，832002

新疆巴音郭楞蒙古自治州(簡(jiǎn)稱(chēng)巴州)是我國(guó)面積最大的自治州，為漢族、維吾爾族、蒙古族等多民族聚居地，2018年巴州國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)報(bào)告指出當(dāng)?shù)乩淆g化程度略高于全新疆水平，而老年人口中失能老人作為老年群體中的弱勢(shì)人群亦是社會(huì)中受關(guān)注的群體，其因衰老或疾病導(dǎo)致行動(dòng)受限，社會(huì)參與度減少[1]，主觀幸福感降低。主觀幸福感是指?jìng)€(gè)體對(duì)自身狀態(tài)的綜合性主觀體驗(yàn)，包括了對(duì)生活滿(mǎn)意度的認(rèn)知性判斷以及積極和/或消極的情感性評(píng)價(jià)，是衡量個(gè)體心理健康的重要指標(biāo)[2]。既往研究使用回歸方法分析變量對(duì)主觀幸福感的影響，并得出健康狀況、養(yǎng)老模式、經(jīng)濟(jì)狀況、家庭關(guān)系、社會(huì)支持等因素會(huì)影響失能老人主觀幸福感的結(jié)論[3]，其中社會(huì)支持多被探討，它對(duì)于主觀幸福感有顯著增益作用[4-6]。綜上，眾多研究已單獨(dú)分析出失能對(duì)老人主觀幸福感會(huì)造成一定負(fù)面影響，而支持主體通過(guò)提供支持可以提升老人主觀幸福感，但三者綜合下互相影響效應(yīng)如何有待分析。

而社會(huì)支持涉及多元主體，各主體對(duì)于老人主觀幸福感非簡(jiǎn)單的一對(duì)一影響，且不同支持主體對(duì)改善失能老人主觀幸福感的作用有待探討，因此本文采用結(jié)構(gòu)方程模型，規(guī)避多重回歸方法的劣勢(shì)，研究樣本地區(qū)居家失能老人主觀幸福感現(xiàn)狀，探究不同失能程度下不同支持主體對(duì)老人主觀幸福感的影響，針對(duì)研究結(jié)果提出針對(duì)性建議，以期為提高居家失能老人的主觀幸福感提供參考。

1 資料來(lái)源與方法

1.1 研究對(duì)象

于2020年8-12月采用多階段抽樣方法對(duì)巴州222名居家失能老人完成入戶(hù)調(diào)查。首先根據(jù)人口構(gòu)成及社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展典型抽取尉犁縣、和靜縣為樣本縣(兩縣經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展處于新疆平均水平)，使用隨機(jī)抽樣法在兩樣本縣抽取14個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)(各民族構(gòu)成與新疆總體民族構(gòu)成相符，有漢族、維吾爾族、回族、蒙古族等)，隨機(jī)抽取下轄社區(qū)、村55個(gè)，最后采用整群抽樣法完成調(diào)查。共發(fā)放問(wèn)卷222份，回收222份，問(wèn)卷有效率為100%。其中輕度失能54人，中度失能82人，重度失能86人。本研究總體模型構(gòu)建滿(mǎn)足結(jié)構(gòu)方程模型常規(guī)樣本數(shù)200[7]，同時(shí)基于失能程度分層的模型構(gòu)建亦滿(mǎn)足潛變量數(shù)目10倍以上樣本量[8]。失能老人納入標(biāo)準(zhǔn)：具有當(dāng)?shù)爻Ｗ?hù)口且由家人照護(hù)的居家失能老人(使用ADL量表中軀體生活自理量表篩查，在吃飯、穿衣、上下床、如廁、洗澡、室內(nèi)走動(dòng)6項(xiàng)指標(biāo)中1-2項(xiàng)做不了為輕度失能，3-4項(xiàng)做不了為中度失能，5-6項(xiàng)做不了為重度失能)，配合調(diào)查；排除失語(yǔ)、失聰、認(rèn)知障礙、溝通障礙、調(diào)研時(shí)未在家中的老人。

1.2 研究方法

1.2.1 問(wèn)卷調(diào)查。采用自行設(shè)計(jì)的調(diào)查問(wèn)卷，問(wèn)卷?xiàng)l目均為有序分類(lèi)變量，內(nèi)容包括年齡、文化程度、子女個(gè)數(shù)等人口學(xué)資料，失能程度、自理程度等失能狀況及家庭支持、鄰里支持、朋友支持、政府支持等不同主體提供的支持情況(問(wèn)卷設(shè)計(jì)參考社會(huì)支持量表及Lubben社會(huì)網(wǎng)絡(luò)量表并結(jié)合研究目的)。問(wèn)卷經(jīng)統(tǒng)一培訓(xùn)的調(diào)查員進(jìn)行面訪式一對(duì)一調(diào)查。失能老人主觀幸福感測(cè)定采用廣泛應(yīng)用于老年人心理衛(wèi)生研究的紐芬蘭紀(jì)念大學(xué)幸福度量表[9]，該量表由Kozma和Stones編制，信效度良好[10]，共4個(gè)維度：正性情感(PA)、負(fù)性情感(NA)、正性體驗(yàn)(PE)和負(fù)性體驗(yàn)(NE)計(jì)24個(gè)條目，計(jì)分=PA+PE-NA-NE+24，總分0-48分，≤12分為低水平，12-36為中等水平，≥36分為高水平。

1.2.2 模型假設(shè)。參照文獻(xiàn)并根據(jù)研究目的、社會(huì)支持定義、樣本地區(qū)實(shí)際情況(本研究未涉及社會(huì)組織支持)及初步單因素分析結(jié)果設(shè)定了家庭支持、鄰里支持、朋友支持、政府支持、主觀幸福感、失能狀況為潛變量，將反映上述潛變量的觀測(cè)變量作為可測(cè)變量，進(jìn)行模型假設(shè)。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象基本特征

調(diào)查對(duì)象年齡集中在60-80歲，以中、重度失能為主(75.7%)，文化程度以文盲及小學(xué)為主，子女個(gè)數(shù)多為4-5個(gè)。失能老人主觀幸福感總體處于中等水平，其中低水平47人(21.20%)，中等水平95人(42.80%)，高水平80人(36.00%)，平均為(26.52±13.70)分，顯著低于常模(34.30±10.00)分。四維度得分為正性情感(4.44±3.19)分、負(fù)性情感(3.95±3.75)分、正性體驗(yàn)(7.61±3.74)分、負(fù)性體驗(yàn)(5.58±4.56)分。

2.2 結(jié)構(gòu)方程模型擬合與修正

2.2.1 模型的初步構(gòu)建。前期通過(guò)預(yù)調(diào)查收集40份數(shù)據(jù)，使用SPSS對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行內(nèi)部一致性評(píng)價(jià)，結(jié)果提示Cronbach's alpha為0.767，信度較佳。完成效度分析，得出KMO=0.781>0.05，Bartlett檢驗(yàn)P<0.05，說(shuō)明問(wèn)卷結(jié)構(gòu)較好，可測(cè)變量適合進(jìn)行因子分析構(gòu)建潛變量。經(jīng)驗(yàn)證性因子分析失能狀況、家庭支持、鄰里支持、朋友支持、政府支持和失能狀況作為潛變量與各自反映自身的可測(cè)變量及殘差項(xiàng)(e1-e21為誤差項(xiàng))共形成6個(gè)觀測(cè)組，每項(xiàng)觀測(cè)組的潛變量下包含2-4個(gè)可測(cè)變量。通過(guò)可測(cè)變量的調(diào)試選擇，最終確定外生潛變量——失能狀況，其包括失能程度(B1)、自理程度(B2)；朋友支持包括朋友支持?jǐn)?shù)量(E1)、朋友親密度(E2)、朋友緊密度(E2)。內(nèi)生潛變量中，家庭支持包括家庭親密度(C1)、家庭支持滿(mǎn)意度(C2)、家庭支持時(shí)間(C3)；鄰里支持包括鄰里緊密度(D1)、鄰里親密度(D2)、鄰里支持?jǐn)?shù)量(D3)；政府支持包括政府支持程度(F1)和政府支持滿(mǎn)意度(F2)。模型重點(diǎn)關(guān)注的內(nèi)生潛變量為失能老人主觀幸福感，由正性情感(A1)、負(fù)性情感(A2)、正性體驗(yàn)(A3)、負(fù)性體驗(yàn)(A4)共同測(cè)定。將6組變量通過(guò)AMOS構(gòu)建關(guān)系，完成模型初步建立。

2.2.2 模型的檢驗(yàn)及修正。將初始模型進(jìn)行識(shí)別及參數(shù)估計(jì)，完成擬合優(yōu)度評(píng)估，具體包括規(guī)范化卡方、擬合絕對(duì)指標(biāo)、相對(duì)指標(biāo)及簡(jiǎn)約指標(biāo)。結(jié)果提示初步擬合結(jié)果不佳，故對(duì)模型進(jìn)行修正，調(diào)整路徑關(guān)系再次評(píng)估，關(guān)鍵指標(biāo)RMSEA及SRMR顯著下降，模型擬合好，P-value of the close-fit test>0.05。見(jiàn)表1。

表1 模型擬合檢驗(yàn)結(jié)果

2.2.3 模型的最終擬合結(jié)果。通過(guò)對(duì)模型的修正與擬合得出最終模型圖。根據(jù)路徑系數(shù)大小可知失能狀況對(duì)于失能老人主觀幸福感的直接影響最大，方向?yàn)樨?fù)(β=-0.429，P<0.01)。不同支持主體對(duì)失能老人主觀幸福感的直接效應(yīng)為正，作用大小由高到低為家庭支持(β=0.198，P=0.01)、鄰里支持(β=0.147，P=0.04)、朋友支持(β=0.114，P=0.09)、政府支持(β=0.089，P=0.24)。結(jié)合路徑系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)可知朋友支持與政府支持對(duì)失能老人主觀幸福感作用不顯著；失能狀況未通過(guò)鄰里支持(P=0.25)與政府支持(P=0.50)對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響；而失能狀況可以通過(guò)作用于家庭支持的間接效應(yīng)(β=0.23*0.20=0.046，P=0.01)影響失能老人主觀幸福感，彌補(bǔ)失能對(duì)老人主觀幸福感的直接負(fù)向效應(yīng)。見(jiàn)表2，圖1。

表2 模型路徑系數(shù)顯著性檢驗(yàn)

2.3 支持主體對(duì)不同失能程度居家老人主觀幸福感影響的分層分析

為進(jìn)一步探究不同失能程度下各支持類(lèi)型對(duì)老人主觀幸福感的影響，以了解不同失能程度下應(yīng)該關(guān)注或加強(qiáng)建設(shè)的支持類(lèi)型，將失能程度劃分為輕度、中度、重度失能三層，分別構(gòu)建支持主體作為潛變量共同指向老人主觀幸福感的模型。A、B、C 3個(gè)分圖模型經(jīng)過(guò)修正，完成模型識(shí)別和參數(shù)估計(jì)、擬合優(yōu)度評(píng)價(jià)，結(jié)果較佳。由輕中重度失能各支持類(lèi)型對(duì)老人主觀幸福感的影響大小順位排序，知不同失能程度下，不同支持類(lèi)型對(duì)于失能老人主觀幸福感的影響各異。見(jiàn)表3，圖2。

表3 不同失能程度下不同主體支持對(duì)居家老人主觀幸福感的影響大小順位

3 討論

3.1 失能對(duì)居家失能老人主觀幸福感產(chǎn)生直接負(fù)向效應(yīng)

研究發(fā)現(xiàn)新疆巴州地區(qū)居家失能老人主觀幸福感為中等水平，低于常模[11]，分析由于老人失能健康狀況不佳導(dǎo)致的主觀幸福感下降。本研究中，失能狀況對(duì)于老人主觀幸福感的影響最大，為直接負(fù)性效應(yīng)(β=-0.429)，提示健康狀況是削弱其主觀幸福感的最根本原因，且隨著失能程度的加深，主觀幸福感下降，這與Ramirez、王維等研究結(jié)論一致[12-13]。身體健康是老人最根本的需求，老人的生理健康因素直接影響主觀幸福感。調(diào)查發(fā)現(xiàn)因生理健康受損，老人在失能過(guò)程中逐漸喪失價(jià)值感，社會(huì)適應(yīng)力下降，繼而產(chǎn)生焦慮、抑郁等負(fù)面心理致主觀幸福感水平下降。本研究中失能老人多為中、重度失能，失能多不可逆，隨著時(shí)間的延長(zhǎng)，老人的社會(huì)交往持續(xù)降低，甚至產(chǎn)生社會(huì)隔離，形成惡性循環(huán)。因此需要通過(guò)其他方式彌補(bǔ)失能對(duì)于老人的負(fù)面影響，引導(dǎo)失能老人積極尋求支持和幫助以應(yīng)對(duì)失能后出現(xiàn)的問(wèn)題，減少其應(yīng)激壓力，提高主觀幸福感。

圖2 不同支持主體對(duì)不同失能程度的居家老人主觀幸福感的影響作用

3.2 不同支持主體對(duì)居家失能老人主觀幸福感的影響存在差異

3.2.1 家庭支持顯著影響居家失能老人主觀幸福感。模型顯示，家庭支持對(duì)失能老人主觀幸福感的正向影響最大(β=0.198，P=0.01)。從巴州目前的社會(huì)發(fā)展實(shí)際出發(fā)，當(dāng)?shù)厣鐣?huì)養(yǎng)老及醫(yī)療保障體系尚不完善，家庭將長(zhǎng)期作為失能老人養(yǎng)老支持的主要力量，尤其在老人面臨失能等負(fù)性事件時(shí)發(fā)揮重要作用。巴州地區(qū)失能老人子女?dāng)?shù)量多，當(dāng)?shù)丶彝ヮ?lèi)型中主干家庭較多，老人失能后長(zhǎng)時(shí)間居于家中，與外界較少接觸，依靠配偶子女等先賦角色提供物質(zhì)、精神、經(jīng)濟(jì)支持，較多的家庭成員數(shù)量保證了家庭應(yīng)對(duì)失能危機(jī)時(shí)資源的充分，家庭中緊密的婚姻關(guān)系、和諧的家庭氛圍及代際間的關(guān)愛(ài)也利于家庭應(yīng)對(duì)危機(jī)[14]，家庭集合力應(yīng)對(duì)失能一定程度上減少了老人的心理負(fù)擔(dān)，提高老人主觀幸福感。另外，擬合結(jié)果還表明失能狀況通過(guò)影響家庭支持對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生間接效應(yīng)(β=0.046，P=0.01)，即家庭支持彌補(bǔ)了部分失能對(duì)主觀幸福感的直接負(fù)向效應(yīng)。家庭作為整體單元，老人遭遇失能后，家庭內(nèi)部會(huì)根據(jù)老人的失能情況進(jìn)行家庭資源的重新調(diào)整與分配[15]，其他家庭成員遞補(bǔ)老人在家庭中的角色并承擔(dān)照顧責(zé)任，一定程度緩解了失能對(duì)老人的心理沖擊，彌補(bǔ)老人的主觀幸福感，而這種彌補(bǔ)僅起部分作用，仍無(wú)法消除失能對(duì)于老人的打擊。但家庭支持對(duì)老人主觀幸福感的正向效應(yīng)最大的結(jié)果，提示老人更注重家庭對(duì)于自身的支持，重視家人的關(guān)愛(ài)。

3.2.2 鄰里支持影響居家失能老人主觀幸福感。鄰里支持對(duì)于主觀幸福感具有直接正向影響(β=0.147，P=0.04)。樣本地區(qū)社會(huì)結(jié)構(gòu)相對(duì)穩(wěn)定，社會(huì)流動(dòng)性低，鄰里守望互助觀念凸顯，鄰里間交流走訪與生活幫扶均為失能老人提供了良好的支持。鄰里支持是失能老人除家庭外最常接觸到的外界資源，經(jīng)常性的溝通與互動(dòng)，基于地緣關(guān)系的鄰里支持為老人提供熟悉、貼心的生活環(huán)境，有助于強(qiáng)化老人身份認(rèn)同感和個(gè)人價(jià)值感[16]，從而提高主觀幸福感。另外，失能通過(guò)影響鄰里支持對(duì)主觀幸福感的間接效應(yīng)(P=0.25)不顯著，這是因?yàn)猷徖镩g的互助行為與支持程度在老人失能前已經(jīng)存在。

3.2.3 朋友支持對(duì)居家失能老人主觀幸福感影響小。朋友支持(P=0.09)對(duì)于居家失能老人主觀幸福感的影響不顯著。分析原因：當(dāng)?shù)乩先耸芙逃降?，關(guān)系圈局限，年老后遭遇親近朋友離世或因失能加重難以外出，與朋友聯(lián)系頻率減少，因此朋友支持雖對(duì)主觀幸福感有積極作用[2]，但效應(yīng)程度小。

3.2.4政府支持對(duì)居家失能老人主觀幸福感影響小。政府在社會(huì)支持體系扮演重要角色，當(dāng)?shù)卣刹糠e極響應(yīng)新疆自治區(qū)號(hào)召開(kāi)展如民族團(tuán)結(jié)一家親、“訪惠聚”等系列扶貧扶弱工作，加強(qiáng)民生建設(shè)，在失能老人的經(jīng)濟(jì)、日常生活、宏觀政策等方面提供支持，發(fā)揮著福利供給與兜底保障作用，與家庭合力為老人提供支持。當(dāng)?shù)卣峁┑慕?jīng)濟(jì)支持已全覆蓋，根據(jù)每位失能老人的具體情況，可領(lǐng)取涵蓋高齡補(bǔ)貼、傷殘津貼、城鄉(xiāng)最低生活保障、草場(chǎng)補(bǔ)貼、軍人退伍金、四老(老黨員、老干部、老模范、老軍人)補(bǔ)貼等多項(xiàng)補(bǔ)助中的某種或某些補(bǔ)貼，針對(duì)困難家庭，政府采取如貧困建檔、結(jié)對(duì)幫扶、精準(zhǔn)扶助、優(yōu)先提供廉租房等。大多數(shù)老人提到政府部門(mén)會(huì)在有需要或一個(gè)月之內(nèi)上門(mén)走訪，甚至個(gè)別干部會(huì)分擔(dān)失能老人部分日常照料工作，節(jié)假日亦會(huì)有社區(qū)、村委會(huì)人員前去看望，對(duì)自治區(qū)下發(fā)的好政策進(jìn)行宣傳，幫助老人申領(lǐng)福利。政府支持是非常重要的家庭外部資源，整體上老人們對(duì)政府支持的評(píng)價(jià)較高，政府支持也切實(shí)發(fā)揮了重要作用。但本研究中綜合其他變量后發(fā)現(xiàn)，政府支持對(duì)于居家失能老人主觀幸福感的影響并不顯著(P=0.24)，由于失能的進(jìn)展，政府支持于老人而言已成習(xí)慣性支持，根據(jù)邊際遞減效應(yīng)，外部提供支持的次數(shù)增多，情感體驗(yàn)會(huì)逐漸降低，政府每月提供固定的支持，對(duì)于老人而言心理上的滿(mǎn)足感與體驗(yàn)感會(huì)逐漸降低，故對(duì)主觀幸福感的提升影響較小。另外，失能狀況也未通過(guò)影響政府支持間接提升失能老人的主觀幸福感，即老人失能并不會(huì)使政府支持情況有顯著改變從而提升老人主觀幸福感(P=0.50)，政府針對(duì)失能老人提供的多為普惠性支持，尚未做到精細(xì)化，且僅能保障老人的基本生活，難以滿(mǎn)足失能老人個(gè)性化、多元化需求，研究發(fā)現(xiàn)多數(shù)老人只能領(lǐng)到每月175元的基礎(chǔ)養(yǎng)老金，縱向來(lái)看，這筆養(yǎng)老金隨著時(shí)間推移，物價(jià)上升也顯得微不足道。橫向來(lái)看，政府對(duì)于申請(qǐng)殘疾證的失能老人予以專(zhuān)項(xiàng)補(bǔ)貼，雖較一般老人更具生活保障，但走訪時(shí)老人表示殘疾津貼的申領(lǐng)人群多為重度失能老人而非100%覆蓋，而對(duì)于重度失能的老人在繁重的藥物消耗面前補(bǔ)貼作用又微乎其微，因此總體上政府支持對(duì)提升老人主觀幸福感的影響并不顯著。此外，政府支持還存在一定問(wèn)題。第一，由于對(duì)于失能的認(rèn)知不足，大多居民甚至個(gè)別政府人員認(rèn)為老人臥在床上無(wú)法動(dòng)彈時(shí)才稱(chēng)為失能，老人重度失能在床才引起充分關(guān)注。政府對(duì)輕中度失能的老人重視程度相對(duì)不足，對(duì)輕中度失能老人相應(yīng)政策的宣傳較欠缺，因此領(lǐng)取殘疾補(bǔ)助的老人大多是重度失能老人。第二，各項(xiàng)補(bǔ)助并非失能老人皆有資格獲得，很多老人仍主要依靠基礎(chǔ)養(yǎng)老金，故生活負(fù)擔(dān)重。第三，當(dāng)?shù)貙?duì)于失能老人這一細(xì)分群體缺乏詳細(xì)統(tǒng)計(jì)，對(duì)老人個(gè)性化需求關(guān)注不足。第四，城鄉(xiāng)居民低保金有差距，城市每月456元，農(nóng)村311元，且農(nóng)村家庭收入相對(duì)更低，在失能老人的照顧上難度與壓力更大。綜上，提升失能老人主觀幸福感，首先要提高政府各部門(mén)對(duì)失能老人等特殊人群的關(guān)注度與認(rèn)知水平，做好失能老人詳細(xì)信息的收集，更加重視輕中度失能老人群體，并通過(guò)如健康教育、定期篩查等避免失能程度加重，同時(shí)發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)，在地方財(cái)政允許情況下，提高養(yǎng)老金水平和各項(xiàng)補(bǔ)貼的惠及面，縮小城鄉(xiāng)之間的政府補(bǔ)貼力度。

3.3 不同支持主體對(duì)不同失能程度居家老人主觀幸福感的影響存在差異

3.3.1 支持主體對(duì)輕度失能老人主觀幸福感的影響。a模型顯示，老人處于輕度失能時(shí)，家庭支持對(duì)其主觀幸福感的影響最大，家庭作為人類(lèi)社會(huì)最基本最重要的生活單元，是密切接觸的團(tuán)體[17]，當(dāng)老人初始喪失部分機(jī)體功能后，家庭成員首先作出反應(yīng)，為老人提供支持與安慰。其次是政府支持，當(dāng)老人處于輕度失能或剛遭遇失能時(shí)，政府每月給予的普遍性經(jīng)濟(jì)支持與關(guān)懷恰能使之開(kāi)始關(guān)注自身?yè)碛械馁Y源并充分利用，以減弱失能帶來(lái)的壓力，如經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)等，故對(duì)提升老人主觀幸福感大有裨益。因此，當(dāng)老人處于輕度失能時(shí)，應(yīng)首先保障家庭及政府為老人提供相應(yīng)的支持。另外，當(dāng)老人輕度失能時(shí)，交際圈仍處于相對(duì)開(kāi)放的狀態(tài)，而朋友相對(duì)鄰居是更為親密的主體，可予老人以安慰，化解內(nèi)心的憂郁[18]，因此朋友支持有增益作用，其影響大于鄰里支持。

3.3.2 支持主體對(duì)中度失能老人主觀幸福感的影響。b模型顯示，老人處于中度失能時(shí)，鄰里支持對(duì)居家失能老人主觀幸福感的影響最大，由末位躍至首位，可能由于失能程度的加重，老人的失能狀態(tài)為鄰居所知，而當(dāng)?shù)厣鐣?huì)關(guān)系網(wǎng)較閉鎖，在無(wú)更多支持主體存在時(shí)，鄰里間的關(guān)心問(wèn)候作為相對(duì)強(qiáng)烈的情感支持，帶給老人莫大的安慰。因此應(yīng)鼓勵(lì)老人多與熟悉的鄰居溝通，以積極的心態(tài)應(yīng)對(duì)失能。而家庭支持已作為長(zhǎng)久性支持對(duì)老人主觀幸福感的提升效果不凸顯，可計(jì)劃一些家庭活動(dòng)，提高老人的主觀幸福感。朋友支持對(duì)主觀幸福感的影響序位不變，朋友仍可給予老人一定的支持。政府支持序位由第二降至末位，分析此時(shí)政府提供的固定支持已逐漸無(wú)法滿(mǎn)足老人中度失能的需求，已呈飽和利用的狀態(tài)，基于此政府對(duì)失能程度居中的老人應(yīng)予更多重視。

3.3.3 支持主體對(duì)重度失能老人主觀幸福感的影響。c模型顯示，老人處于重度失能時(shí)，家庭支持對(duì)居家失能老人主觀幸福感的影響最大，家庭里道德、情感、經(jīng)濟(jì)支持的巨大作用在其余支持有波動(dòng)或難以發(fā)揮作用時(shí)，仍作為穩(wěn)定持續(xù)的支持類(lèi)型，因此重度失能時(shí)，家庭支持是影響失能老人主觀幸福感的首位。此時(shí)，鄰里支持繼續(xù)發(fā)揮積極作用。政府支持對(duì)重度失能老人有支持傾斜，而總體仍無(wú)法彌補(bǔ)老人的多重負(fù)擔(dān)、無(wú)法滿(mǎn)足多元需求，故雖序位略有提升，但對(duì)主觀幸福感的影響仍舊排后，因此應(yīng)探尋更為全面豐富、力度更強(qiáng)的個(gè)性支持。重度失能的老人大多久居家中，社交網(wǎng)絡(luò)閉鎖，朋友支持幾乎無(wú)法發(fā)揮作用，故對(duì)主觀幸福感的影響降至末位，而這種情況難以改變。