摘 要：探讨老年人亲子支持、孝顺期待与主观幸福感之间的关系，为促进老年人幸福感提供一些理论依据。采用问卷调查法对242名60岁以上城市老年人进行调查研究，并运用AMOS建模的方法进行中介效应分析。结果发现：城市老年人亲子支持、孝顺期待与主观幸福感正相关；其中老年人接受子女支持在孝顺期待与主观幸福感之间起着部分中介作用，中介效应占总效应的20.51%。因此，老年人孝顺期待对主观幸福感的预测效应部分是通过接受子女支持中介变量实现的。
关键词：城市老年人；主观幸福感；孝顺期待；亲子支持；接受子女支持
随着老年人口数量的增加，我国已逐渐进入老龄化社会，随之而来的关于老龄化与看护的交互作用研究一直是中国人口研究的重要课题［1］。如何促进老年人心理健康，提高他们的生活质量，已不是部分家庭和个体的问题，而是整个社会的问题。主观幸福感是测量老年人心理健康和生活质量的重要指标［2］。国内外研究发现，亲子支持对主观幸福感有显著预测作用［3-5］，而老年人的孝顺期待与亲子支持关系密切［6-8］。因此，本次研究提出假设：孝顺期待会显著地正向预测老年人主观幸福感，而亲子支持对二者的关系具有中介作用。当前，孝顺期待、亲子支持和老年人主观幸福感的两两关系研究较多，但三者之间的关系研究较少。为此，研究老年人孝顺期待、亲子支持与主观幸福感之间的关系具有现实意义和理论意义。
企业工人知晓检测机构、最近一年接受过HIV检测、获得检测前咨询服务的比例以及出现性病症状会到医院接受正规治疗的比例均较高，说明近年来在企业工人中开展的以同伴教育活动、专题讲座和培训为主的宣传干预工作较符合企业工人的特点和需求，取得了一定的干预效果。
一、研究对象与方法
（一）研究对象
参照相关研究［9-10］，采用方便取样法，随机抽取贵阳市老年大学、公园、社区等300名老年人为研究对象。所调查的老年人身体健康，在调查员的配合下可以完成问卷。本次调查回收有效问卷242份（有效率80.7%），其中男性96人，女性146人，平均年龄66.75岁；独生子女老年人119人，非独生子女老年人123人；有配偶178人，无配偶（离异、丧偶）64人。
e.g. A: The dinner is ready. Tim has not made it.Can anybody give him a call?
（二）研究工具
1.幸福感指数量表
该量表由Campell编制，共有9个条目，其中8个条目属于总体情感指数因子，1个条目属于生活满意度因子，两种因子得分加权相加就得到总体幸福感指数。所有条目采用7级计分，得分越高表示个体的主观幸福感水平越高。
本研究以老年人的主观幸福感为因变量、接受子女支持为中介变量、孝顺期待为预测变量，构建了接受子女支持在孝顺期待与主观幸福感之间的中介作用模型。中介效应分析表明，接受子女支持在孝顺期待与主观幸福感之间的中介效应显著，接受子女支持起部分中介作用，中介效应占总效应的20.51%。这说明，孝顺期待不仅直接对主观幸福感产生正向影响，还通过接受子女支持间接影响老年人主观幸福感。一方面，老年人可以直接调节自己的孝顺期待水平来增加正向情感，从而提高其主观幸福感。另一方面，老年人通过日常言语和行为向其子女传达高水平的孝顺期待，而当子女接收到这些信息后，会加强与老年人的社会互动，增加对老年人的情感、物质等支持，从而提高了老年人的主观幸福感。
2.老年人亲子支持量表（Parents-Adult Children Social Support Scale,PACSSS）
以孝顺期待、接受子女支持、给予子女支持为预测变量，主观幸福感为因变量，进行多元逐步回归分析，具体结果见表3。分析后结果显示，孝顺期待、接受子女支持都进入了回归方程，都对主观幸福感具有直接正向预测作用。
本调查采用王大华等［11］改编的问卷，分为老年人接受子女支持（Receiving Social Support,RSS）和老年人给予子女支持（Giving Social Support,GSS）2个分量表。RSS有26个条目，分为接受情感型支持、接受服务型支持、接受物质型支持；GSS有28个条目，分为给予情感型支持、给予服务型支持、给予物质型支持。每个条目计分分为4级，即1（从未）～4（经常），得分越高表示亲子支持水平越高。
3.孝顺期待量表
继续上述的文献计量法，如果Node types选择keyword，CiteSpace软件运行后的可视化图谱呈现，模块值(简称Q值)为0.7517，平均轮廓值(简称S值)为0.7155。一般而言，当S值在0.5以上，聚类一般认为是合理的；当S值在0.7时，聚类是令人信服的；Q值一般在区间[0,1)内，Q>0.3就意味着生成的网络结构是清晰的。因此，就Q值和S值而言，本次聚类都较为有效合理。[14]聚类后发现，国内学界对新汉学中的政治学研究成果的关注主要集中在以下五大热点问题。
—在2018洛杉矶车展上，针对媒体提问的采用转子发动机技术的马自达跑车何时亮相，马自达动力总成研发总监给出了以上回答
（三）共同方法偏差的控制
表4显示：间接效应的百分位数Bootstrap置信区间不含0，与原假设相悖，达到最低显著性水平（0.05），说明存在中介效应。且直接效应的Bootstrap置信区间不含0，与原假设相悖，达到最低显著性水平（0.05）。因此，接受子女支持在孝顺期待与主观幸福感之间存在部分中介效应，中介效应占总效应的20.51%。
（四）施测与数据处理
鉴于给予子女支持对孝顺期待与主观幸福感的相关程度较低，而多元逐步回归分析只有孝顺期待和接受子女支持进入回归方程，故仅考虑建立接受子女支持、孝顺期待对主观幸福感的预测模型。由于孝顺期待是单维度，且为了更精确地解释结构间的关系，根据相关研究，采用条目数平衡方法将其打包［15］，构建为3个新指标（图1）。
该量表共由9个条目组成，每个条目评分分为5级，即1（非常同意）～5（非常不同意），得分越低表示老年人对子女孝顺期待的水平越高。具有良好的结构效度（x2/df=1.78,CFI=0.99,RMSEA=0.05）。
二、研究结果
（一）不同背景老年人孝顺期待、亲子支持与主观幸福感整体状况
由于被试在选取过程中，男女比例不平衡，故对不同背景下老年人孝顺期待、亲子支持与主观幸福感进行差异分析。表1结果显示，不同性别老年人在孝顺期待、亲子支持、主观幸福感得分均无明显差异（P＞0.05），这与前人研究结果较为一致［14］。是否独生子女和有无配偶老年人在孝顺期待、亲子支持、主观幸福感得分均无明显差异（P＞0.05）。
表1不同因素城市老年人孝顺期待、亲子支持、主观幸福感整体状况（x±s）
组别性别n配偶独生子女男女有无是否96 146 178 64 119 123孝顺期待40.12±6.1 40.01±5.77 40.29±5.69 39.20±6.56 39.89±5.41 40.22±6.39接受子女支持76.46±15.25 79.3±15.59 79.05±14.64 75.02±18 76.87±15.32 79.58±15.62给予子女支持85.76±13.57 84.42±13.59 85.91±12.84 81.53±15.55 86.92±13.27 82.81±13.62主观幸福感53.04±7.45 53.59±8.57 53.80±8.09 51.86±8.19 52.63±8.14 54.18±8.08
（二）孝顺期待、亲子支持与主观幸福感相关分析
各变量相关分析见表2，结果显示：孝顺期待、给予子女支持、接受子女支持与主观幸福感呈正相关（p＜0.05）；孝顺期待与接受子女支持呈正相关（p＜0.01），而与给予子女支持相关不显著（p＞0.05）。
表2城市老年人亲子支持、孝顺期待与主观幸福感的相关分析（r）
注：*P＜0.05,**P＜0.01,P＜0.001***,下同。
孝顺期待给予子女支持变量给予子女支持孝顺期待主观幸福感接受子女支持0.416⋆⋆0.232⋆⋆0.318⋆⋆-0.010 0.132⋆0.351⋆⋆
（三）孝顺期待、亲子支持对主观幸福感回归分析
刘崐31岁时离开家乡，一直没有时间回乡探亲。垂暮之年，刘崐念念不忘桑梓，毅然变卖朝珠凑够回乡之资，可终未成行。同治十年（1871年）十月，刘崐解任，因看透清朝没落已无可挽回,故对慈禧的“前抚来京”一旨托病不出，留在异乡长沙终老,死后安葬长沙。
表3多元逐步回归分析
因变量主观幸福感预测变量接受子女支持孝顺期待R F t 0.427 R2 0.182调节后R2 0.17626.786⋆⋆⋆标准化系数（Bete）0.249 0.294 4.156⋆⋆⋆4.894⋆⋆⋆
（四）接受子女支持的中介效应分析
主试由心理学研究生担任，施测方式为个别施测和团体施测相结合。所有被试均为自愿参加。由于被试为老年人，他们的视觉、听觉发生一定程度的退行性变化，且部分被试文化程度不高，这些因素对老年人理解各个项目的意思产生了一定的影响。当遇到此类情况时，主试逐一读题，根据被试的回答，完成问卷。全部数据资料用SPSS 21.0和AMOS 20.0软件进行数据分析。
图1 接受子女支持在孝顺期待与主观幸福感之间的中介效应模型
注：FE为孝顺期待，RSS为接受子女支持，GWEI为总体情感指数，LS为生活满意度，ES为情感支持，MS为物质支持，SS为服务支持。
模型拟合后，各项指标分别为X2/df=1.79，RMSEA=0.057，RMR=0.33,GFI=0.97,CFI=0.98,AIC=68.51,ECVI=0.28,模型拟合很好。且本模型ECVI值既小于独立模型的ECVI值（3.92），也小于饱和模型的ECVI值（0.30），依据相关研究，我们能够得知该理论模型的复核效度较好，能应用到不同样本［16］。目前，相较于依次检验、Sobel检验，Bootstrap方法能够有效地降低Ⅱ类错误的发生，具有较高的检验力［17-18］。在本次中介效应分析中，重复取样为5 000次，置信区间设置为95%（表4）。
表4 Bootstrap法的中介效应
路径效应孝顺期待→主观幸福感的总效应孝顺期待→接受子女支持→主观幸福感的间接效应孝顺期待→主观幸福感的直接效应效应量0.39 0.08 0.31 95%百分位数Bootstrap置信区间（5 000次）（0.235，0.548）（0.019，0.464）（0.119，0.18）
由于所有被试采用自陈式作答完成了三个调查问卷，有可能存在共同方法偏差,因此需要对数据进行统计控制［12］。采用Harman单因素分析对数据进行偏差检验。结果显示共有24个因素特征值大于1，且第一个因子解释变异量为21.82%，小于40%，因此共同方法偏差问题不显著［13］。
三、结论与讨论
（一）老年人孝顺期待、亲子支持与主观幸福感的关系
相关分析结果表明，接受子女支持以及孝顺期待与主观幸福感正相关，但给予子女支持与主观幸福感相关水平较低，这与以往研究结果一致［15，19］。孝顺期待与接受子女支持正相关，但与给予子女支持相关不显著，这与王大华等［20］研究结果完全一致。这表明接受子女支持与孝顺期待以及主观幸福感内在关系相对密切。接受子女支持越多，老年人的主观幸福感越高；老年人对其子女的孝顺期待越高，其主观幸福感越高。而回归分析结果表明，接受子女支持、孝顺期待对老年人的主观幸福感有显著的预测作用，这一结论与以往研究结果一致［11,20］。
（二）老年人接受子女支持在孝顺期待与主观幸福感之间的中介效应
1.2 纳入与排除标准 纳入标准：①确诊为NSCLC的患者；②研究内容包括患者临床特征及TAMs性质与5年生存率联系的病例对照研究；③有客观结局的研究。排除标准：①会议摘要，病例报告，社论和叙述评论等类型文章；②重复发表或年代久远的文章；③来源于统计源期刊或遴选期刊；④原始文献数据不全，通过直接间接的方法无法获得比值比(odd ratio,OR)和95%置信区间(confidence interval,CI)；⑤文献存在明显错误。
（三）提升老年人幸福感的可行措施
1.老年人要正确认识和对待孝顺期待与接受子女支持之间的差异
已有研究发现，中国老年人很少提出高孝顺期待，而是接受低子女支持［21］。因为这种差异不仅说明子女给予的支持不足，而且还会给他们带来其他痛苦情绪。对于中国老年人而言，提出高孝顺期待、接受低子女支持意味着子女不孝顺。中国传统文化思想认为“百善孝为先”，孝是儒家思想的重要组成部分［22］，因此，为了保护家庭荣誉和拯救“面子”，中国老年人一般可能表现出接受亲子支持水平比实际的要高。且老年人会考虑到自己子女不仅需要工作，而且还要花很多的时间和精力养育下一代，这造成了老年人向子女传达的孝顺期待信息不准确。对于许多子女而言，父母已年迈需要被照顾的事实可能在他们的头脑中还没有凸显出来［23］。因此亲子间互动和支持较实际需要少，从而降低了老年人的主观幸福感。在实际生活中，建议老年人能够正确对待孝顺期待与实际接受子女支持之间的差异。
2.缩短父母与子女居住地的距离
Thijs和Dykstra［24］研究发现，子女是否承担照顾任务与父母孩子间的地理距离密切相关，这与中国的古话“远亲不如近邻”观点一致。人们通常认为子女因距离父母很远而不能或较少照顾年迈父母是可接受的。研究表明，当父母与自己居住在一起或居住在附近，子女更可能提供支持［25］。因此，为了提高老年人的主观幸福感和生活满意度，父母和子女居住地距离应尽量短，特别是丧偶的老年人。
3.丰富社会支持来源
相较西方国家老年人，大多数中国老年人得到社会支持来源比较单一［26］。除了配偶，子女是支持老年人最重要的提供者［27］。随着时代的发展，能够得到足够子女支持的老年人趋于减少，那么老年人如何积极改变这一现状呢？研究发现，老年人可以通过增加朋友、邻居、社区的社会支持来缓解因亲子支持水平不足而引起的不良情绪［23］。国内老年人还可以通过外出旅行、广场舞等休闲方式，丰富自己的生活。此外，到老年大学进一步学习深造可以丰富老年人的社会支持来源，使自己老有所学、老有所乐、老有所为。
一是引才要更加精准务实。引进人才要结合本地实际，明确引才目标和优惠条件，切忌盲目贪大贪洋。大连是老龄化严重和产业转型升级任务繁重地区，亟待引进年轻人才、技能型人才、创新创意人才、跨界复合型人才、新学科发展人才，不仅瞄准高端人才，更要储备大量中高级专业化技能人才，创造条件将大连高等院校培养的大量人才优先吸引在连就业创业，切实改善区域人才结构和补充数量短板。
本研究认为孝顺期待、亲子支持与老年人的主观幸福感均有正相关。其中接受子女支持在孝顺期待与老年人的主观幸福感之间起着部分中介作用。孝顺期待不仅直接对主观幸福感产生正向影响，还通过接受子女支持间接影响老年人主观幸福感。因此，从现实意义出发，为了提高老年人的主观幸福感，不仅要提高老年人对其子女的孝顺期待水平，还要提高其接受子女支持水平，并尽可能地丰富社会支持来源。
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Relation of subjective well-being to intergeneration social support,fealty expectation in the urban elderly
Wang Shan1;Wang Limin1;Ren Hua2
（1 Guizhou Normal Universty,School of Educational Science,Guiyang 550001,China;2 Guizhou University of Finance and Economics,Physical Education Department,Guiyang 550025,China）
Abstract： The study aims to explore the relationship among intergeneration social support，fealty expectation and subjective well-being of elderly people and provide references for promoting the Subjective Well-being of the urban elderly.A questionnaire survey was conducted on 242 elderly people over 60 years old,and the intermediary effect was analyzed using AMOS modeling method.The results showed that intergeneration social support and fealty expectation were positively correlated with subjective well-being.Receiving social support mediated the relationship between fealty expectation and subjective well-being and the value of mediating effect was 20.51%.Therefore,the prediction effect of filial piety on subjective well-being is realized in part by receiving social support.
Key words： urban elderly people;subjective well-being;fealty expectation;intergeneration social support;receiving social support
中图分类号：B844.4
文献标识码：A
文章编号：1671-055X（2019）01-0102-06
DOI：10.16595/j.1671-055X.2019.01.018
收稿日期：2018-03-11
第一作者简介： 王姗（1985- ），女，江苏连云港人，主要从事应用心理学研究。
*通讯作者： 任华（1986- ），男，山东临沂人，讲师，主要从事运动心理学研究。
（责任编辑：张俊英）
标签：老年人论文; 主观论文; 子女论文; 幸福感论文; 期待论文; 哲学论文; 宗教论文; 心理学论文; 发展心理学(人类心理学)论文; 《六盘水师范学院学报》2019年第1期论文; 贵州师范大学教育科学学院论文; 贵州财经大学体育工作部论文;