姚 俊，張文靜，王 浩，侯艷杰

1.南京醫(yī)科大學醫(yī)政學院，2.健康江蘇研究院，3.護理學院，江蘇 南京 211166

《中國流動人口發(fā)展報告2018》顯示，2017年我國有2.44 億流動人口，雖然流動人群中仍以年輕人為主，但老年人比重在逐漸升高，2000年我國流動老年人數(shù)量為503萬人，2015年這一數(shù)量已達1 304萬，約為2000年的2.6倍［1］。相較于青年流動人口，流動老年人因受自身“衰老”與“流動”特征的雙重影響，面臨的健康風險明顯升高。根據(jù)世界衛(wèi)生組織對健康的定義，心理健康是健康的重要組成部分［2］。此外，有研究發(fā)現(xiàn)與青年流動人口相比，流動老年人的心理健康更容易受到流動因素的影響而產(chǎn)生負面效應［3］。然而，既往關于流動老年人的研究多局限于身體健康方面，忽視了心理健康的重要作用。

生活滿意度，主要指當個人的愿望或者需求得到滿足時對目前生活現(xiàn)狀的一種主觀感受程度，是衡量個人心理健康狀況的重要指標之一［4］。王一笑［5］的研究指出，目前我國有77.3%的老年人對生活感到滿意，處于中等偏上水平，但仍有上升空間。代際支持是指家庭內(nèi)部子女與父母之間的資源互換關系，是代際關系下的一種表現(xiàn)形式，也是影響老年人心理健康水平的重要因素。國內(nèi)學者普遍將代際支持分為經(jīng)濟支持、生活照料和情感支持三個方面［6-8］。生活滿意度是衡量個人心理健康水平的重要指標之一，大量研究發(fā)現(xiàn)，代際支持是影響流動老年人生活滿意度的重要因素。Lee等［9］研究指出，無論向上或向下的代際經(jīng)濟支持都能顯著促進老年人生活滿意度的提高。周堅等［10］研究發(fā)現(xiàn)，相較于無情感支持的老年人，有情感代際支持的老年人生活滿意度更高，而在生活照料方面未發(fā)現(xiàn)明顯差異?？傮w而言，代際支持是影響老年人生活滿意度的重要因素。相較于一般老年人，流動老年人作為一種特殊的老年群體，受“流動”特征的影響，其面對的健康風險往往更高。因此，我們推測代際支持對流動老年人生活滿意度有重要影響。但是，代際支持是如何影響流動老年人的生活滿意度呢？本研究擬探索代際支持對流動老年人生活滿意度的作用機制，并提出假設一：代際支持對流動老年人生活滿意度具有預測作用。

心理彈性是指個體在面臨逆境、創(chuàng)傷、悲劇、威脅、艱辛及其他生活重壓下能夠良好適應的“反彈能力”［11］。心理彈性最早研究聚焦于創(chuàng)傷后兒童的心理恢復能力，近年來越來越受到心理健康研究者的重視。多項在青少年群體的研究顯示，心理彈性與生活滿意度關系密切，心理彈性對生活滿意度有一定的預測作用［12-13］。廖紅［14］關于老年人心理彈性與生活滿意度關系的研究發(fā)現(xiàn)，老年人的心理彈性對其生活滿意度有著積極的作用。子代向父代提供支持可有效增加老年人應對不良事件的資源［15］，如解決問題的建議、生活上的照料和經(jīng)濟上的支持，在一定程度上可以提高老年人的心理彈性。因此，我們推測心理彈性可能是代際支持預測流動老年人生活滿意度的中介，進而提出假設二：心理彈性在代際支持對流動老年人主觀幸福感的預測中起中介作用。

自我效能是指個體對自己是否有能力完成某項任務進行的推測與判斷。自我效能不僅對一個人的動機和思維方式產(chǎn)生重要的影響，而且在決定個體對行為的選擇與行為的堅持、對待困難的態(tài)度和努力程度，以及情感和情緒方面都發(fā)揮強大作用［16］。許琪等［17］研究發(fā)現(xiàn)，老年人單方面得到子女支持并不能顯著提升其滿意度，還要存在其對子女的回饋，才對其生活滿意度有積極影響。在中國的文化背景下，給予子女一定的支持也是其自我效能的一種體現(xiàn)?？紫榱岬龋?8］和方必基等［19］的研究都發(fā)現(xiàn)，老年人自我效能對其主觀幸福感具有正向的預測作用。此外，吳芳等［20］對老年人親子支持和自我效能與主觀幸福感的關系研究發(fā)現(xiàn)，老年人自我效能對其主觀幸福感有直接正向預測作用，接受獨生子女的情感、物質支持通過自我效能對主觀幸福感有間接的預測作用。由于缺少對自我效能與生活滿意度之間關系的研究，且生活滿意度是主觀幸福感的主要內(nèi)容之一，我們推測自我效能可能是代際支持預測流動老年人生活滿意度的中介，進而提出假設三：自我效能在代際支持對流動老年人主觀幸福感的預測中起中介作用。

綜上，本研究將對代際支持與流動老年人生活滿意度的關系進行深入探索，并對心理彈性和自我效能的鏈式中介效應進行考察，以期深入揭示流動老年人生活滿意度的影響機制。

一、資料和方法

（一）資料收集

本研究對象為年老后隨子女遷居南京市的流動老年人，研究者于2020年在南京市江寧區(qū)、鼓樓區(qū)、玄武區(qū)、棲霞區(qū)和建鄴區(qū)的近30 個街道和社區(qū)進行問卷調(diào)查。鑒于研究對象的特殊性，本次調(diào)研采用滾雪球抽樣的方式，統(tǒng)一組織調(diào)研員進入各街道和社區(qū)進行一對一的問卷訪談。通過聯(lián)系街道工作人員及居家養(yǎng)老服務站點工作人員等方式，對調(diào)研人群進行嚴格的篩選，在一定程度上保證了調(diào)研對象的依從性。為保障數(shù)據(jù)的質量，在調(diào)研開始前我們對調(diào)研員進行統(tǒng)一、規(guī)范的培訓，并在錄入過程中采用雙人雙軌錄入的方法。最終共計回收問卷654 份，具體的納入標準為：①年齡≥60 歲；②戶口未遷入南京市；③遷居南京市的時間≤5年。排除標準為：①已在南京市落戶；②遷居南京市的年限＞5年。

（二）研究變量

1.因變量：生活滿意度

以生活滿意度作為因變量。采用Diener等［21］編制的生活滿意度量表（satisfaction with life scale，SWLS）進行測量。量表共計5個條目，采用7點計分方式，“非常不同意”～“非常同意”分別對應1～7 分，得分越高即個體生活滿意度越高。經(jīng)驗證性因子分析檢驗，刪除條目5“如果我能重新活過，差不多沒有東西我想改變”后，模型的擬合結果較好：χ2/df=1.186， RMESA=0.017， GFI=0.998， CFI=0.991，SRMR=0.008。修正后該量表的Cronbach’α系數(shù)為0.921，內(nèi)部信度較好。

2.自變量：子女代際支持

以子女向父母提供的代際支持作為自變量，主要包括子女向父母提供的三類代際支持：情感交流、生活照料和經(jīng)濟支持。分別以“從各方面考慮，您覺得和這個子女在感情上親近嗎？”“過去一年，子女是否給您提供生活照料幫助，例如家務、生活起居等？”“過去一年，這個子女是否給您提供各種包括錢和物在內(nèi)的經(jīng)濟資助？”三個題項進行測量。該測量模型的Cronbach’α系數(shù)為0.741，信度可接受。

3.中介變量：自我效能和心理彈性

采用Schwarzer 等［22］編制、王才康等［23］修改的一般自我效能量表（general self efficacy scale，GSES）對自我效能進行測量。量表共計10 個條目，采用4 點計分方式，“完全不正確”～“完全正確”分別對應1～4分，得分越高即個體自我效能越高。經(jīng)驗證性因子分析檢驗，刪除條目2“即使別人反對我，我仍有辦法取得我所要的”后，模型的擬合結果可接受：χ2/df=4.174， RMESA=0.070， GFI=0.962， CFI=0.968，SRMR=0.031。修正后該量表的Cronbach’α系數(shù)為0.893，內(nèi)部信度較好。

采用心理彈性量表簡版［24］（10-item-Connor-Davidson resilience scale，CD-RISC-10）對心理彈性進行測量。量表共計10 個條目，采用5 點計分方式，“幾乎從不如此”～“幾乎總是如此”分別對應0～4分，得分越高即個體心理彈性越好。經(jīng)驗證性因子分析檢驗，刪除條目1“我能夠適應變化”后，模型的擬合結果可接受：χ2/df=4.494，RMESA=0.073，GFI=0.958，CFI=0.970，SRMR=0.032。修正后該量表的Cronbach’α系數(shù)為0.914，內(nèi)部信度良好。

具體的變量描述見表1。

（三）數(shù)據(jù)分析

運用SPSS軟件和AMOS軟件對數(shù)據(jù)進行描述性分析、信效度檢驗、Pearson相關系數(shù)檢驗、Harman單因素分析、驗證性因子分析、結構方程構建和Bootstrap中介效應分析等。P＜0.05為差異具有統(tǒng)計學意義。

二、結 果

（一）描述性分析

本研究的654份樣本中，女性老年人相對較多，共438人（67.0%），男性僅216人（33.0%）；年齡60～86 歲，平均年齡66.05 歲，其中60～69 歲老年人居多，共511 人（78.2%），80 歲及以上老年人最少，僅7人（1.3%）；以已婚老年人為主，共553人（84.6%），其中396 人（71.6%）與配偶住在一起，喪偶者90 人（13.8%），離婚者僅11 人（1.7%），占比最低；未完成學業(yè)教育的老年人共167人（25.5%），小學、初中、高中/中專文化程度的老年人分布相對均勻，分別為187人（28.6%）、158人（24.2%）和104人（15.9%），38位老年人（5.8%）擁有大專及以上學歷；農(nóng)業(yè)戶口老年人較多，共453 人（69.3%），非農(nóng)業(yè)戶口老年人相對較少，僅201人（30.7%）。大部分老年人因照料晚輩遷居南京，共計506 人（77.4%）；其次為因養(yǎng)老遷居南京，共86人（13.1%）；其他原因（如務工經(jīng)商等）相對較少，僅62人（9.5%）。

（二）共同方法偏差與信效度分析

采用Harman 單因素方法檢驗進行共同方法偏差分析。結果顯示，KMO 值為0.946，5 個因子的特征根大于1且未旋轉前第一個因子解釋了總變異的41.1%，低于臨界值50.0%，表示本研究不存在明顯的共同方法偏差。

信度分析顯示，代際支持、自我效能、心理彈性和生活滿意度的測量工具的Cronbach’α系數(shù)和組合信度CR 值均大于0.7，說明各測量工具的信度較好。

效度分析顯示，各測量工具的因子負荷量（Std）和收斂效度（AVE）均大于0.5，說明各測量工具的效度較好（表2）。各測量變量的均大于各變量的相關系數(shù)，且驗證性因子分析結果顯示，相較于其他因子模型，四因子模型的擬合效果最佳（表3），說明四個測量變量具有較好的區(qū)分效度。

表2 各模型信效度檢驗

表3 驗證性因子分析結果

（三）變量相關性分析

如表4 所示，代際支持與生活滿意度、自我效能、心理彈性均呈顯著正相關（r=0.431，P＜0.001；r=0.292，P＜0.001；r=0.337，P＜0.001），自我效能與心理彈性、生活滿意度呈顯著正相關（r=0.706，P＜0.001；r=0.565，P＜0.001），心理彈性與生活滿意度顯著正相關（r=0.559，P＜0.001）。

表4 各模型相關性及區(qū)別效度

（四）自我效能和心理彈性的鏈式中介效應分析

1.結構方程模型構建

運用AMOS軟件構建結構方程模型，檢驗代際支持、生活滿意度、自我效能和心理彈性的關系。各變量間的路徑系數(shù)如圖1所示：代際支持與生活滿意度間的直接效應顯著（β=0.25，P＜0.001），代際支持正向預測自我效能（β=0.29，P＜0.001）和心理彈性（β=0.14，P＜0.001），自我效能與心理彈性對生活滿意度存在正向影響（β=0.31，P＜0.001；β=0.25，P＜0.001），自我效能正向預測心理彈性（β=0.66，P＜0.001）。

圖1 代際支持、生活滿意度、自我效能和心理彈性的結構方程模型圖

2.鏈式中介模型檢驗

采用Bootstrap 方法對鏈式中介進行檢驗，結果見表5。代際支持對生活滿意度的直接效應為0.554，95%CI：0.364～0.767，自我效能在代際支持與生活滿意度間的中介效應為0.198，95%CI：0.109～0.317，中介效果量為21.2%；心理彈性在代際支持與生活滿意度間的中介效應為0.078，95%CI：0.053～0.184，中介效果量為8.3%；自我效能與心理彈性在代際支持與生活滿意度間鏈式中介效應為0.107，95%CI：0.054～0.187，中介效果量為11.4%，中介效應顯著，自我效能與心理彈性可發(fā)揮鏈式中介作用。

表5 鏈式中介的Bootstrap的檢驗結果

三、討 論

（一）代際支持對流動老年人生活滿意度的影響

本研究證實了代際支持對流動老年人生活滿意度的影響，即代際支持對流動老年人生活滿意度有直接的正向預測作用，這與以往相關研究結果一致［25-28］。子女對流動老年人的代際支持包括情感支持、經(jīng)濟支持與生活支持，情感支持能有效減少流動老年人因遠離家鄉(xiāng)與親戚朋友而產(chǎn)生的孤獨感與焦慮感，為老年人提供精神慰藉，減少流動老年人的負性情緒；經(jīng)濟支持一定程度上是對流動老年人勞動付出的肯定和回報，體現(xiàn)了子女對父母付出的回報，能夠讓流動老年人在物質層面上帶來正向情緒；子女為父母提供家務幫助傳遞了對老人的關心和孝敬［29］，也是對情感支持的補充，無論是精神層面上還是生活層面上都帶來正面情緒體驗。流動老年人脫離原來熟悉的生活環(huán)境和社會關系網(wǎng)絡，大部分要承擔照料孫輩等家務活動，雖然流動老年人的身體健康水平較好，但因生活環(huán)境改變和原有社會支持網(wǎng)絡缺失造成的心理壓力影響其生活滿意度，能否及時獲取子女的日常照料、情感慰藉、經(jīng)濟支持等代際支持就成為提升老年人生活滿意度的關鍵因素。

（二）自我效能感和心理彈性的中介作用

代際支持通過增強自我效能感而間接提升了流動老年人的生活滿意度。這表明，自我效能感是影響代際支持預測生活滿意度機制的關鍵因素之一。為子女提供經(jīng)濟補貼、照看孫代等對子女生活方面提供支持可以有效提升流動老年人的自信心、自尊感，代際支持水平高的流動老年人，對生活中的消極事件更多持有積極的態(tài)度，有利于促進自我效能感的積極發(fā)展，進而有助于生活滿意度的提高。

代際支持通過心理彈性對流動老年人的生活滿意度有正向的預測，這與以往研究結論是一致的［14］。較高的代際支持水平可以使流動老年人體驗更高頻率的積極情緒，表現(xiàn)出對生活質量的滿意；但這不僅是因為他們覺得生活是美好的，更重要的是建立起了應對挑戰(zhàn)和困難的心理資源。子女對父母提供的情感支持、生活支持及經(jīng)濟支持，有效增加了流動老年人的各種應對資源，包括廣泛而靈活的應對方式、良好的人際關系和毅力，提高了流動老年人的心理彈性［15］。

代際支持通過自我效能感和心理彈性的鏈式中介效應預測流動老年人的生活滿意度，這一結果反映了流動老年人自我效能感和心理彈性具有密切聯(lián)系。較高的代際支持水平會使流動老年人改變對困境的看法，對自己處理生活困難能力更有自信心，即自我效能感得到了促進。高自我效能感會使流動老年人有更高的積極控制感與獲得感，當在異地生活遇到不順時，更容易得到來自子女的支持與幫助，進而增加了流動老年人應對日常負性生活事件的人際關系與廣泛且靈活的應對方式，所以心理彈性得到了較好的發(fā)展，最終間接提高了生活滿意度［30］。

（三）研究啟示和局限

本研究探究了代際支持對流動老年人生活滿意度的影響，以及自我效能感和心理彈性在其中的中介作用，為提高流動老年人生活滿意度提供一定的參考。第一，代際支持是促進流動老年人生活滿意度的重要因素，應積極發(fā)揮情感支持、經(jīng)濟支持與生活照料的作用，提升流動老年人的生活質量。第二，要加強對流動老年人自我效能感和心理彈性等積極品質的提升，從積極發(fā)展的角度提升其幸福感、滿意度。此外，本研究仍存在一些不足之處：第一，本研究為橫向設計，無法揭示變量之間的因果關系，未來研究可以通過開展追蹤回訪及與本地老年人做對比分析，進一步探究不同代際支持水平對流動老年人的認知、行為及身心健康的影響；第二，僅分析了子女對流動老年父母代際支持的整體水平，未對雙向的代際支持及不同代際支持維度進行分析，不同代際支持對個體的影響可能存在差異，未來研究可以進一步分析雙向代際支持及其各維度對流動老年人生活滿意度的影響。