陳蔚佳,史瑩瑩,戴詩夢,張譯勻,鄧昭耀,董超群

(溫州醫(yī)科大學(xué) 護理學(xué)院,浙江 溫州 325035)

總體幸福感作為衡量老年人晚年生活質(zhì)量的重要指標(biāo),已成為積極應(yīng)對老齡化問題的關(guān)鍵[1]。社會支持是幸福感較為穩(wěn)定和可靠的預(yù)測指標(biāo)[1]。Thomas[2]從獲得者和提供者兩個角度提出雙向社會支持的概念,指出只有互惠的支持性網(wǎng)絡(luò)關(guān)系才能更好地提升老年人幸福感與獲得感。既往研究[3-4]大多關(guān)注接受社會支持對老年人幸福感的影響,鮮有學(xué)者探索給予社會支持對老年人幸福感的影響。盡管有研究[5]指出,接受他人幫助的老年人更傾向于通過反饋對方以提升其價值感,但接受社會支持是否可通過給予社會支持的中介作用影響社區(qū)老年人的總體幸福感還有待更多實證探索。研究[6]顯示,家庭關(guān)懷可顯著提升老年人幸福感,并在社會參與和心理幸福感之間存在中介作用。鑒于給予社會支持是社會參與的正性體現(xiàn),本研究旨在探討雙向社會支持和家庭關(guān)懷度對社區(qū)老年人總體幸福感的影響,以期為科學(xué)提高社區(qū)老年人幸福感水平提供新依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象 2022年2-7月,采用便利抽樣法,選取浙江省6個城市(杭州、溫州、紹興、金華、衢州和嘉興)的383名社區(qū)老年人進行問卷調(diào)查。納入標(biāo)準:年齡≥60歲;社區(qū)內(nèi)居住時間≥1年;認知能力正常,能自主回答問題;知情同意。排除標(biāo)準:嚴重聽力、言語、理解障礙者;嚴重軀體、功能障礙(如臥床等)或心理障礙;嚴重疾病或終末期老人。采用樣本量粗略估計法[7],樣本量大約為研究變量的5～10倍,本研究共45個變量,乘以5倍后樣本量為225,再考慮到20%的無效問卷,因此最小樣本量為270。結(jié)構(gòu)方程模型的樣本量要求為“200～500”[8]。最終納入樣本量為383例。本研究已通過溫州醫(yī)科大學(xué)倫理委員會審核批準(2021-025)。

1.2 方法

1.2.1 研究工具

1.2.1.1 一般人口學(xué)問卷 由研究者自行設(shè)計,包括性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、子女?dāng)?shù)量、患慢性病種類等。

1.2.1.2 簡版雙向社會支持量表(brief 2-way social support scale,Brief 2-Way SSS) 由Obst等[9]編制,用于評估被試者的雙向社會支持。包括接受社會支持及給予社會支持2個子量表,其中接受社會支持包括接受情感支持和接受工具性支持兩個維度,給予社會支持包括給予情感支持和給予工具性支持2個維度。共12個條目,采用Likert 6級評分法,0分(完全不符合)～5分(總是符合),總分范圍0～60分,分數(shù)越高提示雙向社會支持水平越高。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.897。

1.2.1.3 總體幸福感量表(general well-being schedule,GWB) 由段建華[10]修訂,用于評估被試者的幸福感水平。包含對健康的擔(dān)心、精力、對生活的滿足和興趣、抑郁或愉快的心境、對情感和行為的控制、松弛與緊張六個維度。共18個條目,條目1～14采用1～5分或1～6分計分法,條目15～18采用0～10分計分法,其中條目1、3、6～7、9、11、13、15～16為反向計分,按選項得分值累計,總分范圍14～120分,分數(shù)越高提示幸福感越高。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.827。

1.2.1.4 家庭關(guān)懷度指數(shù)問卷(family APGAR index,APGAR) 該量表由Smilkstein等[11]編制,呂繁等[12]漢化,用于評估個體對家庭功能的滿意度。包括適應(yīng)度、合作度、成長度、情感度和親密度5個項目,采用Likert 3級評分法,0分(幾乎很少)～2分(經(jīng)常這樣),總分0～10分。分數(shù)越高提示家庭關(guān)懷度越高。本研究中該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.795。

1.2.2 調(diào)查方法 使用統(tǒng)一指導(dǎo)語向研究對象解釋本研究的目的和意義,研究對象知情同意后獨立完成問卷。問卷現(xiàn)場發(fā)放并當(dāng)場回收,如有漏填或錯填立即請研究對象補充或更正。問卷完成時間約20～30 min。本研究共發(fā)放問卷420份,回收有效問卷383份,有效回收率為91.19%。

2 結(jié)果

2.1 不同特征社區(qū)老年人GWB得分 本研究共納入社區(qū)老年人383例,平均年齡(71.48±6.77)歲。單因素分析顯示,不同年齡、婚姻狀況、家庭人均月收入和患慢性病種類的社區(qū)老年人GWB得分差異有統(tǒng)計學(xué)意義(均P<0.05)。見表1。

表1 社區(qū)老年人一般人口學(xué)資料及單因素分析(N=383)

2.2 社區(qū)老年人雙向社會支持、家庭關(guān)懷度與總體幸福感的相關(guān)性分析 社區(qū)老年人總體幸福感得分(89.05±10.34)分、家庭關(guān)懷度得分(8.71±1.70)分、雙向社會支持的得分(44.22±7.26)分。其中,接受社會支持得分(23.05±3.78)分,給予社會支持得分(21.17±4.15)分。Pearson相關(guān)分析顯示,總體幸福感與接受社會支持、給予社會支持、家庭關(guān)懷度均呈正相關(guān)(r=0.197、0.275、0.425,均P<0.05);家庭關(guān)懷度與接受社會支持、給予社會支持(r=0.271、0.318,均P<0.05)呈正相關(guān)。

2.3 社區(qū)老年人雙向社會支持,家庭關(guān)懷度及總體幸福感的中介效應(yīng)分析 本研究控制單因素分析中有統(tǒng)計學(xué)意義的人口學(xué)變量,以雙向社會支持中的接受社會支持為自變量,雙向社會支持的給予社會支持和家庭關(guān)懷度作為中介變量,總體幸福感為因變量構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型。該模型各指標(biāo)基本達到擬合標(biāo)準,見表2。接受社會支持對總體幸福感的直接效應(yīng)為0.013,直接效應(yīng)不顯著。接受社會支持對總體幸福感產(chǎn)生影響的總間接效應(yīng)為0.193,占總效應(yīng)的93.7%。其中,接受社會支持通過給予社會支持的中介效應(yīng)影響總體幸福感,其間接影響路徑系數(shù)標(biāo)準化估值為0.094,中介效應(yīng)與總效應(yīng)之比為45.6%;家庭關(guān)懷度在接受社會支持和總體幸福感之間的中介效應(yīng)值為0.039,但95%CI為-0.009～0.095,即該中介效應(yīng)無統(tǒng)計學(xué)意義;接受社會支持通過給予社會支持和家庭關(guān)懷度的鏈式中介作用影響總體幸福感之間,其間接影響路徑系數(shù)標(biāo)準化估值為0.060,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的29.1%。見圖1、表3。

圖1 社區(qū)老年人雙向社會支持、

表2 模型擬合度指標(biāo)

表3 社區(qū)老年人雙向社會支持、家庭關(guān)懷度與總體幸福感的模型路徑分析

χ2/df:卡方自由度比;RMSEA:漸進殘差均方和平方根;IFI:增值適配度;TLI:非基準化適配度指數(shù);CFI:比較適配度指數(shù)

3 討論

3.1 雙向社會支持、家庭關(guān)懷度與總體幸福感的現(xiàn)狀分析 結(jié)果顯示,社區(qū)老年人雙向社會支持得分為(44.22±7.26)分,處于較高水平,這與趙彤等[3]的研究結(jié)果一致;且接受社會支持得分[(23.05±3.78)分]與給予社會支持得分[(21.17±4.15)分]接近,說明社區(qū)老年人在接受他人支持的同時,也在為他人提供支持與幫助,發(fā)揮自我價值[13],證實了社會支持的互惠性特征。與張微等[14]的結(jié)果相似,本研究中社區(qū)老年人家庭關(guān)懷度得分[(8.71±1.70)分]處于較高水平,說明該群體具有良好的家庭功能,這可能與本組研究對象大多為已婚、多子女老年人有關(guān)。與此同時,社區(qū)老年人總體幸福感水平高于全國常模[15],其原因可能是參與本研究的老年人以60～74歲的年輕老年人為主,擁有較好的日?；顒幽芰皬V泛的社交網(wǎng)絡(luò)。

3.2 雙向社會支持、家庭關(guān)懷度與總體幸福感的關(guān)系 本研究結(jié)果顯示,雙向社會支持中的接受社會支持、給予社會支持與家庭關(guān)懷度均與總體幸福感呈顯著正相關(guān)。雙向社會支持的互惠性對于促進老年人的身心健康非常重要,即兩種社會支持均能在不同程度上促進社區(qū)老年人的幸福感水平[13]。且家庭成員對社區(qū)老年人的支持與幫助,可促進老年人自身幸福水平的提升。結(jié)構(gòu)方程模型提示,接受社會支持→家庭關(guān)懷度→總體幸福感的路徑并不成立,說明在自變量(接受社會支持)與中介變量(家庭關(guān)懷度)之間可能還存在其他變量的影響。但接受社會支持可通過給予社會支持的中介作用間接影響總體幸福感,這與Steffens等[16]的結(jié)果一致。其原因為社區(qū)老年人在接受社會支持的過程中安全感增加,能夠更好地促進其在日常生活中為他人提供支持與幫助,提升其幸福感[13]。社會互動理論指出,當(dāng)個體通過接受社會支持獲得社會認同時,更有動力通過給予他人社會支持從社會互動中獲利,這不僅有利于提升老年人的幸福指數(shù),更有利于形成一種良性的雙向社會關(guān)系[16]。

3.3 給予社會支持與家庭關(guān)懷度在接受社會支持和總體幸福感之間起鏈式中介效應(yīng) 結(jié)構(gòu)方程模型顯示,接受社會支持通過給予社會支持和家庭關(guān)懷度的鏈式中介作用間接影響總體幸福感。這可能是由于老人在接受社會支持過程中會自發(fā)形成想要幫助他人的想法,促進其給予社會支持[13]。本研究中,給予社會支持與總體幸福感呈顯著正相關(guān),但其效應(yīng)值并不高,此可能與老年人給予社會支持的力量比較微弱有關(guān)[17]。雖然老年人渴望為他人提供幫助,但可能對他人的幫助或?qū)κ虑榈慕Y(jié)局影響不大,難以從中得到獲得感及幸福感。因此社會應(yīng)當(dāng)重視老年人的社會價值,適時表達對老年人的肯定。其次,接受和給予社會支持的互惠過程增加了家庭成員間的合作互動與情感交流,而家庭關(guān)懷度則可通過促進老年人應(yīng)對生活事件及疾病的能力以增加其幸福感。此外,鑒于老年人可因社會支持的接受-給予失衡狀態(tài)導(dǎo)致家庭親密感和關(guān)懷度受損和幸福感降低,因此有必要提供社區(qū)-家庭聯(lián)動的服務(wù)體系以加強老年人雙向社會支持的互動過程,營造家庭積極氛圍,進而促進其總體幸福感。