焦慮和感知社會支持在孤獨(dú)感與老年人形象關(guān)系中的鏈?zhǔn)街薪樽饔醚芯?/h1>
2018-07-18 03:29:54林忠永萬鵬宇楊新國
中國全科醫(yī)學(xué) 2018年20期
林忠永，萬鵬宇，楊新國
本文創(chuàng)新點(diǎn)：
國內(nèi)對于老年人形象的研究目前處于起步階段，并且對于焦慮、孤獨(dú)感和感知社會支持的研究目前仍局限于兩兩分析，本文綜合考慮4個變量的關(guān)系，通過對國內(nèi)外有關(guān)文獻(xiàn)的梳理，從多變量的關(guān)系研究出發(fā)與分析其關(guān)系，以及焦慮、孤獨(dú)感和感知社會支持對老年人形象的影響，填補(bǔ)了國內(nèi)關(guān)于老年人形象的研究空白，引入老年人形象這一概念，有助于促進(jìn)老年人形象的研究和為關(guān)愛老年人心理健康提供新的視角。
老年人形象是個體衰老時，其根據(jù)自身生理、心理狀況以及社會各界對其的看法，對自己形象的一種思考［1］。已有研究顯示，老年人積極地思考自己，而不是接受負(fù)面的刻板印象，對于老年人的身心健康能夠起到積極的作用［2］。目前，我國老年人較少思考自身形象。社會迅速發(fā)展的同時，社會媒體宣傳的老年人形象卻是被動、脆弱、固執(zhí)、軟弱與可憐［3］。這種廣泛宣傳的負(fù)面的刻板印象嚴(yán)重阻礙了老年人身心的健康發(fā)展。孤獨(dú)感是個體自我認(rèn)知處于社交孤立的狀態(tài)，并由此產(chǎn)生的一種不被接納的痛苦體驗(yàn)［4］。孤獨(dú)感是我國老年人普遍存在的一種嚴(yán)重的心理問題。因此，孤獨(dú)感可能會是老年人形象的一個重要預(yù)測變量。感知社會支持是主觀上感受到的支持，指個體對社會支持的期望和評價，以及對可能獲得的社會支持的信念［5］。孤獨(dú)感負(fù)向預(yù)測感知社會支持［6］。已有研究較少涉及感知社會支持與老年人形象之間的關(guān)系，但感知社會支持正面預(yù)測核心自我評價［5］，感知社會支持與老年人形象兩者均包含個體對自我的認(rèn)知評價，因此本研究預(yù)期感知社會支持可能是孤獨(dú)感與老年人形象之間的中介變量。焦慮是老年個體常見的一種狀態(tài)，焦慮負(fù)向預(yù)測社會支持［6］，焦慮的個體由于情緒的波動常心情不佳，對自身的老年人形象也可能產(chǎn)生影響，因此本研究預(yù)期焦慮和感知社會支持在孤獨(dú)感和老年人形象中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。本研究以老年人為研究對象，利用結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建孤獨(dú)感、感知社會支持、焦慮與老年人形象的關(guān)系模型，為促進(jìn)老年人形象的正面塑造與身心的健康發(fā)展提供實(shí)證支撐。
1 對象與方法
1.1 研究對象 2017年5—6月，采用隨機(jī)抽樣法選取廣西南寧市老年大學(xué)320例學(xué)員，排除腦器質(zhì)性病變或存在閱讀障礙者。研究對象均對本研究知情同意，并自愿參加。
1.2 研究方法
1.2.1 老年人形象問卷（the image of ageing scale，IAS） 采用CHOW等［1］修訂的老年人形象問卷，共14個條目，包括生理健康、社會道德、生活態(tài)度、心理狀態(tài)和自我認(rèn)知5個維度。得分為1分（完全不一致）至5分（完全一致），其中條目1、10、11、12、14為反向計分題，采用反向計分法：原得分1分轉(zhuǎn)換為5分、2分轉(zhuǎn)換為4分、4分轉(zhuǎn)換為2分、5分轉(zhuǎn)換為1分，總分越高表示老年人形象越積極。本研究中驗(yàn)證性因子分析結(jié)果：χ2/df=1.686，良適性適配指數(shù)（GFI）=0.949，比較適配指數(shù)（CFI）=0.974，非規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)（TLI）=0.964，增值適配指數(shù)（IFI）=0.974，漸進(jìn)殘差均方和平方根（RMSEA）=0.048，問卷Cronbach's α系數(shù)=0.801。
1.2.2 感知社會支持問卷（perceived social support scale，PSSS） 采用 RAMIREZ等［7］改編的PSSS，共計 6個條目，得分為0分（沒有）至5分（總是），總分越高表示老年感知社會支持程度越高。本研究中驗(yàn)證性因子分析結(jié)果：χ2/df=1.374，GFI=0.990，CFI=0.997，TLI=0.993，IFI=0.997，RMSEA=0.036，問卷Cronbach's α系數(shù)=0.869。
1.2.3 焦慮問卷（anxiety scale） 采用CATHERINE等［8］改編的焦慮問卷，共計3個條目，采用Likert 7點(diǎn)計分法，0=非常不同意，1=不同意，2=有些不同意，3=中立，4=有些同意，5=同意，6=非常同意，得分為所有條目得分總和，得分越高表示焦慮水平越高。本研究中驗(yàn)證性因子分析結(jié)果：CFI=1.00，IFI=0.997，RMSEA=0.671， 問 卷 Cronbach's α 系數(shù)=0.848。
1.2.4 孤獨(dú)感問卷（loneliness scale） 采用HUGHES等［9］改編的孤獨(dú)感問卷，共計3個條目，得分為0分（幾乎沒有）至2分（經(jīng)常），總分越高表示孤獨(dú)感水平越高。本研究中驗(yàn)證性因子分析結(jié)果：CFI=1.00，IFI=0.997，RMSEA=0.649，問卷Cronbach's α系數(shù)=0.825。
1.3 質(zhì)量控制 調(diào)查收集采用集體測驗(yàn)的方法，由2名心理學(xué)碩士擔(dān)任指導(dǎo)員并嚴(yán)格規(guī)范程序進(jìn)行問卷的填寫指導(dǎo)。問卷填寫完成后，當(dāng)場統(tǒng)一收回。
1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS 21.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計學(xué)分析。符合正態(tài)分布的計量資料以（x ±s）表示，不同基本特征的研究對象得分比較采用t檢驗(yàn)或方差分析；非正態(tài)分布的計量資料以M（P25，P75）表示，不同基本特征的研究對象得分比較采用非參數(shù)檢驗(yàn)；老年人形象、感知社會支持、焦慮和孤獨(dú)感的相關(guān)性分析采用Pearson相關(guān)或Spearman相關(guān)分析。采用AMOS 20.0軟件建立多重中介結(jié)構(gòu)方程模型和多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析焦慮與感知社會支持在老年人形象與孤獨(dú)感之間的多重中介效應(yīng)；采用偏差矯正Bootstrap檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头治鲋薪樾?yīng)的有效性，估計值的95%CI不包含0，表明部分中介效應(yīng)成立。采用Harman單因素檢驗(yàn)對全部測量項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，最大因子解釋總變量小于臨界值40.000%，未出現(xiàn)單一因子解釋絕大部分變異量的情況，表明研究數(shù)據(jù)的同源誤差得到了較好控制；一般要求χ2/df越小越好，越接近1表示擬合效果越好，實(shí)際研究中接近2可認(rèn)為模型擬合較好，同時χ2/df受被試量的影響較大，要求GFI、CFI、TLI和 IFI均 ＞0.900，RMSEA＜0.080［10］。以 P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。
2 結(jié)果
2.1 一般資料 共發(fā)放問卷320份，回收有效問卷293份，有效回收率為91.56%。293例研究對象中，男49例（16.70%），女244例（83.30%）；年齡：60～69歲者278例（94.88%），70～79歲者11例（3.75%），≥80歲者4例（1.37%）；婚姻狀況：單身16例（5.50%），非單身277例（94.50%）；經(jīng)濟(jì)狀況：較差88例（30.00%），一般200例（68.30%），富裕5例（1.70%）；IAS得分為（57.6±7.7）分，PSSS得分為（22.8±4.0）分，焦慮問卷得分為（10.9±4.5）分，孤獨(dú)感問卷得分為1（0，2）分。
2.2 不同基本特征的老年人得分比較 不同性別、婚姻狀況、年齡的老年人IAS、PSSS、焦慮問卷、孤獨(dú)感問卷得分比較，差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）；不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況的PSSS、焦慮問卷、孤獨(dú)感問卷得分比較，差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）；不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況的老年人IAS得分比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），其中家庭經(jīng)濟(jì)狀況一般者的老年人IAS得分高于較差者，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05，見表1）。
2.3 老年人形象、感知社會支持、焦慮和孤獨(dú)感的相關(guān)性分析 感知社會支持與老年人形象、焦慮均呈正相關(guān)（P＜0.05）；孤獨(dú)感與老年人形象、感知社會支持均呈負(fù)相關(guān)（P＜0.05）；焦慮與孤獨(dú)感呈正相關(guān)（P＜0.05，見表2）。
表2 老年人孤獨(dú)感、焦慮、感知社會支持和老年人形象的相關(guān)性分析〔r（rs）值〕Table 2 Correlation analysis of loneliness，anxiety，perceived social support and the image of the ageing in the elderly
2.4 焦慮和感知社會支持對老年人孤獨(dú)感與老年人形象之間關(guān)系的中介效應(yīng) 考慮所有單向路徑關(guān)系得到模型M1，該模型的擬合程度較好（見表3），“孤獨(dú)感→老年人形象”“焦慮→老年人形象”的路徑系數(shù)無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05，見圖1），按標(biāo)準(zhǔn)化路徑關(guān)系“由小到大”的順序逐一剔除不顯著的路徑。評估完全中介模型、部分中介競爭模型1，結(jié)果顯示，觀測數(shù)據(jù)與部分中介競爭模型1擬合最佳（見表3）。路徑分析表明，孤獨(dú)感對老年人焦慮具有正向影響（β=0.16，P=0.01），對老年人感知社會支持具有負(fù)向影響（β=-0.40，P＜0.001）；焦慮對老年人感知社會支持具有正向影響（β=0.18，P=0.006）；感知社會支持對老年人形象具有正向影響（β=0.30，P=0.003，見圖2），即老年人孤獨(dú)感程度越嚴(yán)重，其焦慮水平可能會越高，較高的焦慮水平使得其對于社會支持的感知更加敏感，進(jìn)而使得其感知社會支持程度加深，最終老年人形象積極化、正面化。
表1 不同基本特征的老年人各問卷得分比較（分，n=293）Table 1 Average score for IAS，PSSS，AS and LS among the elderly by demographic characteristics
采用偏差矯正Bootstrap檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头治鲋薪樾?yīng)的有效性，重復(fù)迭代2 000次，結(jié)果顯示，“孤獨(dú)感→感知社會支持→老年人形象”路徑中，感知社會支持的估計值為-0.353 5〔95%CI（-0.685 6，-0.126 8）〕，表明感知社會支持在孤獨(dú)感與老年人形象的部分中介效應(yīng)成立；“孤獨(dú)感→焦慮→感知社會支持→老年人形象”路徑中，“焦慮→感知社會支持”的估計值為0.028 4〔95%CI（0.004 9，0.088 9）〕，表明感知社會支持與焦慮在孤獨(dú)感與老年人形象的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)成立。
圖1 假設(shè)模型M1Figure 1 Mediation hypothesis model M1
圖2 部分中介競爭模型1Figure 2 Partial mediation model 1
表3 模型擬合指數(shù)Table 3 Fit indices of mediation models
2.5 共同方法偏差檢驗(yàn) 采用Harman單因素檢驗(yàn)對全部測量項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，共有6個因子的特征根值＞1，最大因子解釋總變量的20.564%，小于臨界值40.000%，未出現(xiàn)單一因子解釋絕大部分變異量的情況，研究數(shù)據(jù)的同源誤差得到了較好控制；單因素模型驗(yàn)證性因子分析的擬合結(jié)果為χ2/df=1.733、CFI=0.945、IFI=0.946、規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)（NFI）=0.881、RMSEA=0.050，說明各變量之間無嚴(yán)重的共同方法偏差。
3 討論
本研究結(jié)果顯示，家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的老年人形象得分低于一般者，因此其應(yīng)該受到社會與家庭更多的關(guān)注，一方面原因是，家庭經(jīng)濟(jì)水平與其所能得到的醫(yī)療救助是密切相關(guān)的，家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的老年人在面對疾病時，會考慮加重兒女家庭負(fù)擔(dān)等原因而隱瞞病情或是選擇簡單治療，無法及時得到有效的治療不僅加重了生理的病情，同時又進(jìn)一步地影響了老年人的心理健康，最終導(dǎo)致老年人形象的消極轉(zhuǎn)化；另一方面，家庭經(jīng)濟(jì)一般及富裕的老年人由于不用過多考慮金錢花費(fèi)，可以通過積極參與老年人培訓(xùn)或外出旅游等方式減少子女不在身邊產(chǎn)生的孤獨(dú)感，對老年人形象的健康發(fā)展起促進(jìn)作用。
本研究結(jié)果顯示，老年人形象與孤獨(dú)感呈負(fù)相關(guān)，與感知社會支持呈正相關(guān)。孤獨(dú)感水平高的老年人由于缺乏與親人朋友的有效溝通，在遇到生活困難時或心情郁悶時沒有可以釋放壓力的途徑或得到及時的幫助，壓力等不良情緒未能得到及時疏解，對老年人的身心會造成不同程度的傷害［11］，最終使老年人形象變得消極。同時根據(jù)感知社會支持的主效應(yīng)模型與緩沖模型［4］，一方面社會支持具有普遍的增益作用，可以直接提高老年人的心理健康水平，促進(jìn)老年人形象的正面化；另一方面，社會支持還可以作為緩沖劑，緩沖孤獨(dú)感造成的壓力等消極影響，抑制老年人的孤獨(dú)感水平，間接促進(jìn)老年人形象向積極方面轉(zhuǎn)化。本研究結(jié)果表明，焦慮與孤獨(dú)感呈正相關(guān)，焦慮與感知社會支持呈正相關(guān)，與已有的研究［12］結(jié)果不同，可能是因?yàn)槔夏耆颂幵诮箲]時，急于擺脫這種不良狀態(tài)，若此時得到幫助，其對感受到的支持與幫助的程度會被放大，感知到更多的社會支持。
焦慮在老年人孤獨(dú)感與感知社會支持關(guān)系中具有部分中介效應(yīng)，即老年人孤獨(dú)感不僅能直接預(yù)測感知社會支持，也能通過焦慮間接影響感知社會支持。首先，老年人孤獨(dú)感可以直接預(yù)測感知社會支持，孤獨(dú)感水平越高，感知社會支持水平也就越低。孤獨(dú)感水平高的人常與社會、家庭和朋友缺乏有效的溝通，對待周圍的人與事物抱有一種消極的對待方式，消極的生活方式對于人際交往通常是不利的，會導(dǎo)致在面對目前生活的困境時，無法感知到足夠的社會支持。因此老年人孤獨(dú)感越高，越容易減少感知到的社會支持。其次，老年人孤獨(dú)感還通過焦慮間接影響感知社會支持水平，具體而言，老年人孤獨(dú)感越強(qiáng)，會產(chǎn)生焦慮情緒，焦慮情緒的增加在一定程度上增加了老年人的感知社會支持水平。孤獨(dú)的老年人不能積極面對目前的老年生活，會變得焦慮，此時其對社會支持的需求也在增加，更能感受到社會支持的重要性，若其得到幫助，會產(chǎn)生更深的被支持的感受。因此，老年人孤獨(dú)感通過焦慮間接影響感知社會支持。
感知社會支持在老年人孤獨(dú)感和老年人形象之間的中介效應(yīng)顯著，表明孤獨(dú)感水平較高的老年人可以通過提高感知社會支持水平的方式來構(gòu)造積極的老年人形象。老年人的孤獨(dú)感會因?yàn)榕c外界無法進(jìn)行有效的接觸而產(chǎn)生的距離感增大［13］，老年人通過積極與外界接觸獲得更多的社會支持，有助于解決老年人心理問題，拉近情感距離，從而提高其心理健康與生活品質(zhì)，促進(jìn)老年人形象的積極改變。焦慮對老年人形象的直接效應(yīng)不顯著，感知社會支持在焦慮與老年人形象之間的中介效應(yīng)顯著，焦慮和感知社會支持在老年人孤獨(dú)感與老年人形象之間起鏈?zhǔn)街薪榈淖饔?，表明焦慮能通過增加老年人的感知社會支持來促進(jìn)老年人形象的積極轉(zhuǎn)變。因此老年人的孤獨(dú)感通過焦慮與感知社會支持間接影響老年人形象。
在積極塑造老年人形象的實(shí)踐中不能簡單地將原因歸于老年人自身，更應(yīng)該關(guān)注老年人孤獨(dú)感、焦慮和感知社會支持對老年人形象的影響。社會與家庭應(yīng)該幫助老年人減少孤獨(dú)感，提高感知社會支持，適當(dāng)讓老年人感受焦慮情緒，促進(jìn)老年人形象的自我提升與積極轉(zhuǎn)化，從而讓老年人能夠以積極的形象面對未來的生活，享受美好的晚年。
綜上所述，焦慮和感知社會支持在老年人孤獨(dú)感和老年人形象間具有鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。本研究不足之處為：第一，研究方法較為單一，本研究所有問卷為自我報告的方式，可能會存在被試效應(yīng)，而且研究對象均來自于同一區(qū)域同一所老年大學(xué)，可能存在區(qū)域效應(yīng)，在未來研究中，可以通過老年人的子女或老年大學(xué)的老師、同學(xué)的評定來研究老年人的孤獨(dú)感、焦慮、感知社會支持和老年人形象之間的關(guān)系，獲得可信度更高的數(shù)據(jù)，并且老年人的被試群體選擇不再局限于某一特定區(qū)域，可以在多個地域進(jìn)行隨機(jī)抽樣檢測；第二，影響老年人形象的因素除了感知社會支持、焦慮與孤獨(dú)感外，不排除存在其他諸多影響因素，有待進(jìn)一步深入探究。
志謝：感謝南寧市老年大學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)的大力支持與老年大學(xué)學(xué)員的認(rèn)真配合。
作者貢獻(xiàn)：林忠永進(jìn)行文章的構(gòu)思與設(shè)計，研究的實(shí)施與可行性分析，統(tǒng)計學(xué)處理，結(jié)果的分析與解釋，撰寫論文，論文的修訂；萬鵬宇進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，數(shù)據(jù)整理；楊新國負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制及審校，對文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理。
本文無利益沖突。
林忠永，萬鵬宇，楊新國
本文創(chuàng)新點(diǎn)：
國內(nèi)對于老年人形象的研究目前處于起步階段，并且對于焦慮、孤獨(dú)感和感知社會支持的研究目前仍局限于兩兩分析，本文綜合考慮4個變量的關(guān)系，通過對國內(nèi)外有關(guān)文獻(xiàn)的梳理，從多變量的關(guān)系研究出發(fā)與分析其關(guān)系，以及焦慮、孤獨(dú)感和感知社會支持對老年人形象的影響，填補(bǔ)了國內(nèi)關(guān)于老年人形象的研究空白，引入老年人形象這一概念，有助于促進(jìn)老年人形象的研究和為關(guān)愛老年人心理健康提供新的視角。
老年人形象是個體衰老時，其根據(jù)自身生理、心理狀況以及社會各界對其的看法，對自己形象的一種思考［1］。已有研究顯示，老年人積極地思考自己，而不是接受負(fù)面的刻板印象，對于老年人的身心健康能夠起到積極的作用［2］。目前，我國老年人較少思考自身形象。社會迅速發(fā)展的同時，社會媒體宣傳的老年人形象卻是被動、脆弱、固執(zhí)、軟弱與可憐［3］。這種廣泛宣傳的負(fù)面的刻板印象嚴(yán)重阻礙了老年人身心的健康發(fā)展。孤獨(dú)感是個體自我認(rèn)知處于社交孤立的狀態(tài)，并由此產(chǎn)生的一種不被接納的痛苦體驗(yàn)［4］。孤獨(dú)感是我國老年人普遍存在的一種嚴(yán)重的心理問題。因此，孤獨(dú)感可能會是老年人形象的一個重要預(yù)測變量。感知社會支持是主觀上感受到的支持，指個體對社會支持的期望和評價，以及對可能獲得的社會支持的信念［5］。孤獨(dú)感負(fù)向預(yù)測感知社會支持［6］。已有研究較少涉及感知社會支持與老年人形象之間的關(guān)系，但感知社會支持正面預(yù)測核心自我評價［5］，感知社會支持與老年人形象兩者均包含個體對自我的認(rèn)知評價，因此本研究預(yù)期感知社會支持可能是孤獨(dú)感與老年人形象之間的中介變量。焦慮是老年個體常見的一種狀態(tài)，焦慮負(fù)向預(yù)測社會支持［6］，焦慮的個體由于情緒的波動常心情不佳，對自身的老年人形象也可能產(chǎn)生影響，因此本研究預(yù)期焦慮和感知社會支持在孤獨(dú)感和老年人形象中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。本研究以老年人為研究對象，利用結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建孤獨(dú)感、感知社會支持、焦慮與老年人形象的關(guān)系模型，為促進(jìn)老年人形象的正面塑造與身心的健康發(fā)展提供實(shí)證支撐。
1 對象與方法
1.1 研究對象 2017年5—6月，采用隨機(jī)抽樣法選取廣西南寧市老年大學(xué)320例學(xué)員，排除腦器質(zhì)性病變或存在閱讀障礙者。研究對象均對本研究知情同意，并自愿參加。
1.2 研究方法
1.2.1 老年人形象問卷（the image of ageing scale，IAS） 采用CHOW等［1］修訂的老年人形象問卷，共14個條目，包括生理健康、社會道德、生活態(tài)度、心理狀態(tài)和自我認(rèn)知5個維度。得分為1分（完全不一致）至5分（完全一致），其中條目1、10、11、12、14為反向計分題，采用反向計分法：原得分1分轉(zhuǎn)換為5分、2分轉(zhuǎn)換為4分、4分轉(zhuǎn)換為2分、5分轉(zhuǎn)換為1分，總分越高表示老年人形象越積極。本研究中驗(yàn)證性因子分析結(jié)果：χ2/df=1.686，良適性適配指數(shù)（GFI）=0.949，比較適配指數(shù)（CFI）=0.974，非規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)（TLI）=0.964，增值適配指數(shù)（IFI）=0.974，漸進(jìn)殘差均方和平方根（RMSEA）=0.048，問卷Cronbach's α系數(shù)=0.801。
1.2.2 感知社會支持問卷（perceived social support scale，PSSS） 采用 RAMIREZ等［7］改編的PSSS，共計 6個條目，得分為0分（沒有）至5分（總是），總分越高表示老年感知社會支持程度越高。本研究中驗(yàn)證性因子分析結(jié)果：χ2/df=1.374，GFI=0.990，CFI=0.997，TLI=0.993，IFI=0.997，RMSEA=0.036，問卷Cronbach's α系數(shù)=0.869。
1.2.3 焦慮問卷（anxiety scale） 采用CATHERINE等［8］改編的焦慮問卷，共計3個條目，采用Likert 7點(diǎn)計分法，0=非常不同意，1=不同意，2=有些不同意，3=中立，4=有些同意，5=同意，6=非常同意，得分為所有條目得分總和，得分越高表示焦慮水平越高。本研究中驗(yàn)證性因子分析結(jié)果：CFI=1.00，IFI=0.997，RMSEA=0.671， 問 卷 Cronbach's α 系數(shù)=0.848。
1.2.4 孤獨(dú)感問卷（loneliness scale） 采用HUGHES等［9］改編的孤獨(dú)感問卷，共計3個條目，得分為0分（幾乎沒有）至2分（經(jīng)常），總分越高表示孤獨(dú)感水平越高。本研究中驗(yàn)證性因子分析結(jié)果：CFI=1.00，IFI=0.997，RMSEA=0.649，問卷Cronbach's α系數(shù)=0.825。
1.3 質(zhì)量控制 調(diào)查收集采用集體測驗(yàn)的方法，由2名心理學(xué)碩士擔(dān)任指導(dǎo)員并嚴(yán)格規(guī)范程序進(jìn)行問卷的填寫指導(dǎo)。問卷填寫完成后，當(dāng)場統(tǒng)一收回。
1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS 21.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計學(xué)分析。符合正態(tài)分布的計量資料以（x ±s）表示，不同基本特征的研究對象得分比較采用t檢驗(yàn)或方差分析；非正態(tài)分布的計量資料以M（P25，P75）表示，不同基本特征的研究對象得分比較采用非參數(shù)檢驗(yàn)；老年人形象、感知社會支持、焦慮和孤獨(dú)感的相關(guān)性分析采用Pearson相關(guān)或Spearman相關(guān)分析。采用AMOS 20.0軟件建立多重中介結(jié)構(gòu)方程模型和多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析焦慮與感知社會支持在老年人形象與孤獨(dú)感之間的多重中介效應(yīng)；采用偏差矯正Bootstrap檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头治鲋薪樾?yīng)的有效性，估計值的95%CI不包含0，表明部分中介效應(yīng)成立。采用Harman單因素檢驗(yàn)對全部測量項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，最大因子解釋總變量小于臨界值40.000%，未出現(xiàn)單一因子解釋絕大部分變異量的情況，表明研究數(shù)據(jù)的同源誤差得到了較好控制；一般要求χ2/df越小越好，越接近1表示擬合效果越好，實(shí)際研究中接近2可認(rèn)為模型擬合較好，同時χ2/df受被試量的影響較大，要求GFI、CFI、TLI和 IFI均 ＞0.900，RMSEA＜0.080［10］。以 P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。
2 結(jié)果
2.1 一般資料 共發(fā)放問卷320份，回收有效問卷293份，有效回收率為91.56%。293例研究對象中，男49例（16.70%），女244例（83.30%）；年齡：60～69歲者278例（94.88%），70～79歲者11例（3.75%），≥80歲者4例（1.37%）；婚姻狀況：單身16例（5.50%），非單身277例（94.50%）；經(jīng)濟(jì)狀況：較差88例（30.00%），一般200例（68.30%），富裕5例（1.70%）；IAS得分為（57.6±7.7）分，PSSS得分為（22.8±4.0）分，焦慮問卷得分為（10.9±4.5）分，孤獨(dú)感問卷得分為1（0，2）分。
2.2 不同基本特征的老年人得分比較 不同性別、婚姻狀況、年齡的老年人IAS、PSSS、焦慮問卷、孤獨(dú)感問卷得分比較，差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）；不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況的PSSS、焦慮問卷、孤獨(dú)感問卷得分比較，差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）；不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況的老年人IAS得分比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05），其中家庭經(jīng)濟(jì)狀況一般者的老年人IAS得分高于較差者，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05，見表1）。
2.3 老年人形象、感知社會支持、焦慮和孤獨(dú)感的相關(guān)性分析 感知社會支持與老年人形象、焦慮均呈正相關(guān)（P＜0.05）；孤獨(dú)感與老年人形象、感知社會支持均呈負(fù)相關(guān)（P＜0.05）；焦慮與孤獨(dú)感呈正相關(guān)（P＜0.05，見表2）。
表2 老年人孤獨(dú)感、焦慮、感知社會支持和老年人形象的相關(guān)性分析〔r（rs）值〕Table 2 Correlation analysis of loneliness，anxiety，perceived social support and the image of the ageing in the elderly
2.4 焦慮和感知社會支持對老年人孤獨(dú)感與老年人形象之間關(guān)系的中介效應(yīng) 考慮所有單向路徑關(guān)系得到模型M1，該模型的擬合程度較好（見表3），“孤獨(dú)感→老年人形象”“焦慮→老年人形象”的路徑系數(shù)無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05，見圖1），按標(biāo)準(zhǔn)化路徑關(guān)系“由小到大”的順序逐一剔除不顯著的路徑。評估完全中介模型、部分中介競爭模型1，結(jié)果顯示，觀測數(shù)據(jù)與部分中介競爭模型1擬合最佳（見表3）。路徑分析表明，孤獨(dú)感對老年人焦慮具有正向影響（β=0.16，P=0.01），對老年人感知社會支持具有負(fù)向影響（β=-0.40，P＜0.001）；焦慮對老年人感知社會支持具有正向影響（β=0.18，P=0.006）；感知社會支持對老年人形象具有正向影響（β=0.30，P=0.003，見圖2），即老年人孤獨(dú)感程度越嚴(yán)重，其焦慮水平可能會越高，較高的焦慮水平使得其對于社會支持的感知更加敏感，進(jìn)而使得其感知社會支持程度加深，最終老年人形象積極化、正面化。
表1 不同基本特征的老年人各問卷得分比較（分，n=293）Table 1 Average score for IAS，PSSS，AS and LS among the elderly by demographic characteristics
采用偏差矯正Bootstrap檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头治鲋薪樾?yīng)的有效性，重復(fù)迭代2 000次，結(jié)果顯示，“孤獨(dú)感→感知社會支持→老年人形象”路徑中，感知社會支持的估計值為-0.353 5〔95%CI（-0.685 6，-0.126 8）〕，表明感知社會支持在孤獨(dú)感與老年人形象的部分中介效應(yīng)成立；“孤獨(dú)感→焦慮→感知社會支持→老年人形象”路徑中，“焦慮→感知社會支持”的估計值為0.028 4〔95%CI（0.004 9，0.088 9）〕，表明感知社會支持與焦慮在孤獨(dú)感與老年人形象的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)成立。
圖1 假設(shè)模型M1Figure 1 Mediation hypothesis model M1
圖2 部分中介競爭模型1Figure 2 Partial mediation model 1
表3 模型擬合指數(shù)Table 3 Fit indices of mediation models
2.5 共同方法偏差檢驗(yàn) 采用Harman單因素檢驗(yàn)對全部測量項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，共有6個因子的特征根值＞1，最大因子解釋總變量的20.564%，小于臨界值40.000%，未出現(xiàn)單一因子解釋絕大部分變異量的情況，研究數(shù)據(jù)的同源誤差得到了較好控制；單因素模型驗(yàn)證性因子分析的擬合結(jié)果為χ2/df=1.733、CFI=0.945、IFI=0.946、規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)（NFI）=0.881、RMSEA=0.050，說明各變量之間無嚴(yán)重的共同方法偏差。
3 討論
本研究結(jié)果顯示，家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的老年人形象得分低于一般者，因此其應(yīng)該受到社會與家庭更多的關(guān)注，一方面原因是，家庭經(jīng)濟(jì)水平與其所能得到的醫(yī)療救助是密切相關(guān)的，家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的老年人在面對疾病時，會考慮加重兒女家庭負(fù)擔(dān)等原因而隱瞞病情或是選擇簡單治療，無法及時得到有效的治療不僅加重了生理的病情，同時又進(jìn)一步地影響了老年人的心理健康，最終導(dǎo)致老年人形象的消極轉(zhuǎn)化；另一方面，家庭經(jīng)濟(jì)一般及富裕的老年人由于不用過多考慮金錢花費(fèi)，可以通過積極參與老年人培訓(xùn)或外出旅游等方式減少子女不在身邊產(chǎn)生的孤獨(dú)感，對老年人形象的健康發(fā)展起促進(jìn)作用。
本研究結(jié)果顯示，老年人形象與孤獨(dú)感呈負(fù)相關(guān)，與感知社會支持呈正相關(guān)。孤獨(dú)感水平高的老年人由于缺乏與親人朋友的有效溝通，在遇到生活困難時或心情郁悶時沒有可以釋放壓力的途徑或得到及時的幫助，壓力等不良情緒未能得到及時疏解，對老年人的身心會造成不同程度的傷害［11］，最終使老年人形象變得消極。同時根據(jù)感知社會支持的主效應(yīng)模型與緩沖模型［4］，一方面社會支持具有普遍的增益作用，可以直接提高老年人的心理健康水平，促進(jìn)老年人形象的正面化；另一方面，社會支持還可以作為緩沖劑，緩沖孤獨(dú)感造成的壓力等消極影響，抑制老年人的孤獨(dú)感水平，間接促進(jìn)老年人形象向積極方面轉(zhuǎn)化。本研究結(jié)果表明，焦慮與孤獨(dú)感呈正相關(guān)，焦慮與感知社會支持呈正相關(guān)，與已有的研究［12］結(jié)果不同，可能是因?yàn)槔夏耆颂幵诮箲]時，急于擺脫這種不良狀態(tài)，若此時得到幫助，其對感受到的支持與幫助的程度會被放大，感知到更多的社會支持。
焦慮在老年人孤獨(dú)感與感知社會支持關(guān)系中具有部分中介效應(yīng)，即老年人孤獨(dú)感不僅能直接預(yù)測感知社會支持，也能通過焦慮間接影響感知社會支持。首先，老年人孤獨(dú)感可以直接預(yù)測感知社會支持，孤獨(dú)感水平越高，感知社會支持水平也就越低。孤獨(dú)感水平高的人常與社會、家庭和朋友缺乏有效的溝通，對待周圍的人與事物抱有一種消極的對待方式，消極的生活方式對于人際交往通常是不利的，會導(dǎo)致在面對目前生活的困境時，無法感知到足夠的社會支持。因此老年人孤獨(dú)感越高，越容易減少感知到的社會支持。其次，老年人孤獨(dú)感還通過焦慮間接影響感知社會支持水平，具體而言，老年人孤獨(dú)感越強(qiáng)，會產(chǎn)生焦慮情緒，焦慮情緒的增加在一定程度上增加了老年人的感知社會支持水平。孤獨(dú)的老年人不能積極面對目前的老年生活，會變得焦慮，此時其對社會支持的需求也在增加，更能感受到社會支持的重要性，若其得到幫助，會產(chǎn)生更深的被支持的感受。因此，老年人孤獨(dú)感通過焦慮間接影響感知社會支持。
感知社會支持在老年人孤獨(dú)感和老年人形象之間的中介效應(yīng)顯著，表明孤獨(dú)感水平較高的老年人可以通過提高感知社會支持水平的方式來構(gòu)造積極的老年人形象。老年人的孤獨(dú)感會因?yàn)榕c外界無法進(jìn)行有效的接觸而產(chǎn)生的距離感增大［13］，老年人通過積極與外界接觸獲得更多的社會支持，有助于解決老年人心理問題，拉近情感距離，從而提高其心理健康與生活品質(zhì)，促進(jìn)老年人形象的積極改變。焦慮對老年人形象的直接效應(yīng)不顯著，感知社會支持在焦慮與老年人形象之間的中介效應(yīng)顯著，焦慮和感知社會支持在老年人孤獨(dú)感與老年人形象之間起鏈?zhǔn)街薪榈淖饔?，表明焦慮能通過增加老年人的感知社會支持來促進(jìn)老年人形象的積極轉(zhuǎn)變。因此老年人的孤獨(dú)感通過焦慮與感知社會支持間接影響老年人形象。
在積極塑造老年人形象的實(shí)踐中不能簡單地將原因歸于老年人自身，更應(yīng)該關(guān)注老年人孤獨(dú)感、焦慮和感知社會支持對老年人形象的影響。社會與家庭應(yīng)該幫助老年人減少孤獨(dú)感，提高感知社會支持，適當(dāng)讓老年人感受焦慮情緒，促進(jìn)老年人形象的自我提升與積極轉(zhuǎn)化，從而讓老年人能夠以積極的形象面對未來的生活，享受美好的晚年。
綜上所述，焦慮和感知社會支持在老年人孤獨(dú)感和老年人形象間具有鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。本研究不足之處為：第一，研究方法較為單一，本研究所有問卷為自我報告的方式，可能會存在被試效應(yīng)，而且研究對象均來自于同一區(qū)域同一所老年大學(xué)，可能存在區(qū)域效應(yīng)，在未來研究中，可以通過老年人的子女或老年大學(xué)的老師、同學(xué)的評定來研究老年人的孤獨(dú)感、焦慮、感知社會支持和老年人形象之間的關(guān)系，獲得可信度更高的數(shù)據(jù)，并且老年人的被試群體選擇不再局限于某一特定區(qū)域，可以在多個地域進(jìn)行隨機(jī)抽樣檢測；第二，影響老年人形象的因素除了感知社會支持、焦慮與孤獨(dú)感外，不排除存在其他諸多影響因素，有待進(jìn)一步深入探究。
志謝：感謝南寧市老年大學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)的大力支持與老年大學(xué)學(xué)員的認(rèn)真配合。
作者貢獻(xiàn)：林忠永進(jìn)行文章的構(gòu)思與設(shè)計，研究的實(shí)施與可行性分析，統(tǒng)計學(xué)處理，結(jié)果的分析與解釋，撰寫論文，論文的修訂；萬鵬宇進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，數(shù)據(jù)整理；楊新國負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制及審校，對文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理。
本文無利益沖突。
