吳國婷 張敏強,2 倪雨菡 楊亞威 漆成明 吳健星

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老年人孤獨感及其影響因素的潛在轉(zhuǎn)變分析*

吳國婷1張敏強1,2倪雨菡1楊亞威1漆成明1吳健星3

(1華南師范大學心理學院;2廣東省心理學會, 廣州 510631) (3廣州白云心理醫(yī)院, 廣州 510442)

采用潛在轉(zhuǎn)變分析探討老年人孤獨感的類別轉(zhuǎn)變及其影響因素。研究數(shù)據(jù)來源于美國Health and Retirement Study (HRS)項目組, 追蹤5442名老年人4年, 兩次測量其孤獨感。潛在類別分析結(jié)果表明, 老年人孤獨感存在4個潛在類別：低孤獨感組、社交孤獨組、情感孤獨組和高孤獨感組。潛在轉(zhuǎn)變分析結(jié)果表明, 低孤獨感組和高孤獨感組穩(wěn)定性較強, 其他兩組轉(zhuǎn)變程度較大。其中, 社交孤獨組傾向于向低孤獨感組轉(zhuǎn)變, 情感孤獨組傾向于向高孤獨感組轉(zhuǎn)變。進一步分析發(fā)現(xiàn), 男性老年人更可能陷入情感孤獨; 高水平社會支持、積極老化態(tài)度和生活態(tài)度取向等可能在一定程度上降低老年人的孤獨感水平。結(jié)論是, 老年人孤獨感可分4類, 不同類別間隨時間推移發(fā)生轉(zhuǎn)變, 且轉(zhuǎn)變方向受各種影響因素影響。

老年人; 孤獨感; 潛在轉(zhuǎn)變分析

1 前言

近幾十年來, 世界人口構(gòu)成劇烈變化, 《2015全球老齡事業(yè)觀察指數(shù)》指出全球60歲以上人口約9.01億, 占世界人口12.3％, 預計到2050年, 60歲以上人口數(shù)將超過15歲以下人口數(shù)。中國、印度、美國已經(jīng)成為老齡人口最多的國家。由于老年人群體中鰥孀比例較高, 遷居和都市化進程導致留守老人增多, 老年人孤獨已成為全球關(guān)注的熱點問題。孤獨感指個體感受到被他人隔絕或孤立(Hays & DiMatteo, 1987)。美國多項研究表明孤獨感在老年人群體中普遍存在(Iecovich & Biderman, 2012)。Victor, Scambler, Bond和Bowling (2000)指出, 9%~10%老年人容易產(chǎn)生孤獨感。65歲以上老年人中, 約5%~16%易產(chǎn)生孤獨感, 20%~40%偶爾會感到孤獨(Pinquart & S?rensen, 2001)。此外, 多項縱向研究表明, 雖然隨時間增長, 高孤獨組老年人比例幾乎不變, 但輕度孤獨組老年人數(shù)增多, 不孤獨組老年人數(shù)減少(Heikkinen & Kauppinen, 2011; Victor, Grenade, & Boldy, 2005)。我國也逐步進入老年社會, 研究者元分析發(fā)現(xiàn), 中國老年人孤獨感水平隨著年代變遷逐漸上升(閆志民等, 2014), 中國老年社會追蹤調(diào)查(China Longitudinal Aging Social Survey, CLASS)2014年基線數(shù)據(jù)顯示, 24.78%老年人有不同程度的孤獨感, 其中1.40%老年人有嚴重孤獨感; 獨居老人中有嚴重孤獨感的比例高達5.12%。國內(nèi)老年人孤獨感現(xiàn)狀不容樂觀, 但國內(nèi)目前缺乏對老年人孤獨感的追蹤研究, 所以借以美國數(shù)據(jù)為鑒?？傮w來說, 老年人孤獨人群的比例不斷增長, 關(guān)注老年人孤獨感問題具有現(xiàn)實意義。

作為一種負向情緒情感體驗, 孤獨感對個體的身心健康有較大的影響。第一, 老年人孤獨感與抑郁水平高相關(guān)(魏軍, 2015; Cacioppo, Hawkley, & Thisted, 2010; Heikkinen & Kauppinen, 2004)。抑郁和孤獨是兩個獨立的概念(Cacioppo, Hughes, Waite, Hawkley, & Thisted, 2006)。孤獨是導致抑郁的風險因素之一, 抑郁的老年人不一定伴有孤獨感, 但孤獨老年人經(jīng)常伴隨抑郁表現(xiàn)。第二, 孤獨感對老年人生理健康產(chǎn)生極大威脅。單一孤獨感不會影響老年人死亡率, 但當孤獨感與抑郁同時存在時, 死亡率將顯著增加(Stek et al., 2005)。這可能是由于孤獨感作為中介變量影響免疫系統(tǒng)和生理反應(Luanaigh & Lawlor, 2008), 容易導致老年人睡眠質(zhì)量下降、心腦血管疾病發(fā)病率增加(Steptoe, Owen, Kunz- Ebrecht, & Brydon, 2004; Coyle & Dugan, 2012; Hawkley, Thisted, Masi, & Cacioppo, 2010)。Hawkley, Thisted和Cacioppo (2009)通過兩年追蹤調(diào)查也發(fā)現(xiàn)孤獨感對老年人身體健康產(chǎn)生極大危害, 孤獨感老年人參加運動的頻率和持續(xù)時間都較無孤獨感老年人少, 甚至之后幾年出現(xiàn)完全不參加運動的現(xiàn)象。第三, 孤獨感是老年人認知功能減退的風險因素之一。隨時間發(fā)展, 孤獨感老年人會比無孤獨感老年人更容易發(fā)生認知功能減退(Shankar, Hamer, McMunn, & Stepoe, 2013; Tilvis et al., 2004)。因此, 研究老年人孤獨感具有實踐意義。

研究表明老年人孤獨感受一系列因素影響。隨年齡增大, 大多數(shù)老年人社交網(wǎng)絡縮小, 社會交往頻率降低, 獲得社會支持減少(Rodrigues, de Jong Gierveld, & Buz, 2014)。多項研究指出社會支持能顯著預測老年人孤獨感, 良好的社會支持能減輕老年人孤獨感(楊靜, 董軍, 嚴祥, 秦湘鑫, 2012; Ellwardt, Aartsen, Deeg, & Steverink, 2013)。此外, 對年齡增長以及未來生活保持積極態(tài)度的老年人, 感受到的孤獨感更低(Castellano, 2014)。性別對孤獨感的影響作用尚不明確, 一些研究表明, 女性老年人相對于男性更容易感受到孤獨(謝國秀, 2013; Cohen-Mansfield, Hazan, Lerman, & Shalom, 2016; Dong & Chen, 2017), 也有一些研究表明男性老年人更容易感受到孤獨(Borys & Perlman, 1985; Perlman, Gerson, & Sprinner, 1978)。因此, 應對老年人孤獨感影響因素深入研究。

以往孤獨感研究取得豐碩的成果, 但也存在以下兩點不足：第一, 多數(shù)研究者通過量表總分或各維度總分對被試孤獨感進行分類, 忽略了各題目上被試的表現(xiàn), 沒有深入挖掘數(shù)據(jù)。如1) Weiss (1973)提出將孤獨感分為情感孤獨和社交孤獨, 社交孤獨強調(diào)社會關(guān)系缺乏, 指與具有共同興趣愛好的朋友缺乏交往, 導致社會交往未能滿足而產(chǎn)生孤獨感。情感孤獨強調(diào)親密關(guān)系缺乏, 指現(xiàn)有關(guān)系無法滿足依賴、密切的需要而產(chǎn)生孤獨感?！肚楦信c社會孤獨量表》(Russell, Cutrona, Rose, & Yurko, 1984)以該理論為指導, 分別針對兩種孤獨感維度設計條目, 按照各維度總分將孤獨感分為社交孤獨和情感孤獨, 這種方法忽略了被試在各題目上的作答信息, 未能深度挖掘數(shù)據(jù); 2) UCLA孤獨感量表(Russell, Peplau, & Ferguson, 1978)認為孤獨感由現(xiàn)有社會交往與實際水平的差距產(chǎn)生, 通過量表總分高低來判定被試的孤獨感水平。但個體孤獨感不僅只存在某單一維度, 而是各種維度的結(jié)合, 因此, 應進一步探討是否存在不同孤獨感表現(xiàn)模式的個體或群體。第二, 國內(nèi)缺少針對老年人孤獨感的縱向研究, 國外雖然有數(shù)據(jù)收集, 但是缺少探討老年人孤獨感發(fā)展規(guī)律的深入研究。我國對老年人的關(guān)注及幫助還沒有建立起一個完整的體系, 對老年人各項數(shù)據(jù)收集也不足, 更缺乏縱向數(shù)據(jù)。以老年人孤獨感為關(guān)鍵詞對國內(nèi)文獻進行檢索, 暫未發(fā)現(xiàn)關(guān)于老年人孤獨感縱向?qū)嵶C研究。國內(nèi)有縱向研究探討了兒童孤獨感(周宗奎, 趙冬梅, 孫曉軍, 定險峰, 2006), 但老年人孤獨感是否穩(wěn)定不變、是否有其獨特發(fā)展軌跡, 是尚未解決的問題。國外雖然有大量縱向研究探討老年人孤獨感對抑郁、死亡率、身體健康狀況等因素的影響, 如Luo, Hawkley, Waite和Cacioppo (2012)采用交叉滯后法分析了老年人孤獨感與健康和死亡率之間的關(guān)系, 但鮮有研究深入探究孤獨感本身的發(fā)展規(guī)律。孤獨感會隨時間變化而改變(Heikkinen et al., 2011; Victor et al., 2005), 研究老年人孤獨感變化規(guī)律有其獨特價值, 可以依據(jù)變化狀況提供不同的援助。

為解決上述問題, 本研究擬用潛在轉(zhuǎn)變分析(Latent transition analysis, LTA)研究老年人孤獨感發(fā)展規(guī)律。LTA是以個體為中心的縱向數(shù)據(jù)分析方法, 能夠通過轉(zhuǎn)變矩陣估計個體在不同時間點潛在狀態(tài)的變化, 從轉(zhuǎn)變概率的角度研究個體階段性發(fā)展(王碧瑤, 張敏強, 張潔婷, 胡俊, 2015)。LTA不僅能科學地將老年人孤獨感進行分類, 通過轉(zhuǎn)變矩陣探討老年人孤獨感隨時間的變化情況, 還能進一步探討影響因素在不同類型孤獨感以及孤獨感轉(zhuǎn)變中所起的作用。具體而言, LTA能夠獲得被試在每個孤獨感題目上的作答特點及作答模式, 充分挖掘信息而且分類更加精確, 同時通過兩個時間點上被試所屬類別的變化情況, 從概率的角度描述老年人孤獨感各個潛在狀態(tài)隨時間變化的方向。此外, LTA能將可能的風險因素作為協(xié)變量納入模型中, 從時間發(fā)展的角度進一步驗證影響因素在不同類型的老年人孤獨感組中影響方向。

綜上, 本研究借鑒美國數(shù)據(jù)庫, 采用潛在轉(zhuǎn)變分析方法, 深入挖掘縱向數(shù)據(jù), 對老年人孤獨感不同階段及時間節(jié)點變化予以更為深刻、詳盡的分析, 以啟示如何更好地把握不同時間節(jié)點老年人孤獨感各方面變化及需要幫助的關(guān)鍵點, 并對不同類型的孤獨感給予針對性的干預方案及參考。鑒于此, 提出研究假設：(1)老年人孤獨感隨著時間會產(chǎn)生轉(zhuǎn)變, 并且存在一定的轉(zhuǎn)變規(guī)律; (2)老年人孤獨感轉(zhuǎn)變受性別、婚姻、社會支持、生活態(tài)度、老化態(tài)度以及日?；顒右蛩氐挠绊憽?/p>

2 方法

2.1 被試

數(shù)據(jù)來源于美國密歇根大學健康與退休研究(Health and Retirement study, HRS), 該研究起始于1990年, 采用電話訪談、問卷、面對面訪談等方式調(diào)查美國50歲以上老年人的健康狀況和經(jīng)濟狀況, 每波調(diào)查18000~23000人。健康方面涉及老年人生理、心理、認知以及行為習慣等。研究組將所有被試分成兩批, 每隔4年對同一批老年人進行調(diào)查研究。本研究選取該研究2010年和2014年老年人孤獨感數(shù)據(jù), 由于調(diào)查對象的遷徙、過世以及聯(lián)系方式變更等, 2010年、2014年總作答人數(shù)分別約為8100名和7400名, 其中6874名老年人同時參與了該項調(diào)查。剔除缺失過多、規(guī)律作答、邏輯錯誤的樣本, 共5442個有效樣本, 平均年齡65(±10.47)歲, 其中女性3238人(59%), 男性2205人(41%)。

2.2 研究工具

HRS項目組采用以下研究工具：

2.2.1 孤獨感量表(ULS-8)

孤獨感量表(University of California Los Angeles, UCLA)簡版量表(ULS-8) (Hays & DiMatteo, 1987)共8個條目, 采用3點計分(1=經(jīng)常, 3=從來沒有)。有孤獨感表現(xiàn)編碼1, 完全沒有孤獨感表現(xiàn)編碼2, 并將積極表現(xiàn)的條目反向計分, 如：“有值得信賴的人”、“我想要與人來往”。兩次測量其內(nèi)部一致性信度良好, Cronbach’s α系數(shù)分別為0.81、0.80。

2.2.2 社會支持問卷(SSQ)

采用基線測量數(shù)據(jù), 從社會支持問卷(Social Support Questionnaire) (Schuster, Kessler, & Aseltine, 1990)中選取7個條目, 從朋友、伴侶、孩子、親戚四個方面考察老年人的社會支持狀況。問卷為4點計分(1=總是, 4=從來不)?；€測量中, 問卷內(nèi)部一致性信度良好, Cronbach’s α系數(shù)為0.84。

2.2.3 老化態(tài)度問卷(Attitudes toward personal aging)

老化態(tài)度問卷(Attitudes toward personal aging)來源于Lawton (1975)修正的費城老年中心道德量表(The Philadelphia Geriatric Center Morale Scale)中老化態(tài)度維度下的題目, 調(diào)查老年人對年齡不斷增長的態(tài)度, 該維度共包含5個條目, 如：“我比去年更有活力”、“年紀越大, 覺得自己越?jīng)]用”, 采用7點計分(1=完全不同意, 7=完全同意), 得分越高代表隨著年紀的增長, 態(tài)度保持積極。基線測量中, 測試內(nèi)部一致性信度良好, Cronbach’s α系數(shù)為0.73。

2.2.4 生活態(tài)度取向測試(LOT-R)

生活態(tài)度取向測試(the life orientation test, LOT-R)由Scheier, Carver和Bridges (1994)修訂, 整個測驗共包含6個條目(與3個填空條目), 用來評估老年人對所期待的結(jié)果持積極或消極態(tài)度, 如：“我對未來充滿信心”、“我從來不指望好的事情會發(fā)生在我身上”。量表采用6級計分方式(1=完全不同意, 6=完全同意), 對反向條目進行反向計分, 分數(shù)越高代表越積極?；€測量中, 測試內(nèi)部一致性信度良好, Cronbach’s α系數(shù)為0.77。

2.2.5 協(xié)變量

除上述因素外, 本研究還探討了性別、婚姻狀況(有伴和無伴)以及老年人日常活動情況(分數(shù)越高, 代表日?；顒釉蕉?、越豐富)對老年人孤獨感的影響。日?；顒涌疾炝死夏耆丝赡苓M行的活動, 例如下棋, 做志愿者, 讀老年大學等。

2.3 數(shù)據(jù)處理

在SAS 9.2中使用PROC LTA (Lanza, Dziak, Huang, Wagner, & Collins, 2013)進行潛在轉(zhuǎn)變分析。潛在轉(zhuǎn)變分析中, 從零模型開始逐漸增加潛在類別的數(shù)目, 在參數(shù)限定的基礎(chǔ)上運用極大似然法對各模型進行估計, 反復進行假設模型與觀察數(shù)據(jù)之間的檢驗, 比較各模型的適配結(jié)果, 直至找到最佳模型(張潔婷, 焦璨, 張敏強, 2010)。模型一般采用赤池信息準則(Akaike Information Criterion, AIC)、貝葉斯信息準則(Bayesian Information Criterion, BIC)、一致赤池信息準則(Consistent Akaike Information Criterion, cAIC)等信息量統(tǒng)計指標來評價模型的擬合優(yōu)度, 模型擬合指標數(shù)值越小代表模型擬合越好。統(tǒng)計檢驗提供值,值顯著, 表明模型中每增加一個類別, 模型擬合優(yōu)度顯著提升。此外, 結(jié)合熵(Entropy)和分類誤差(Error)等分類質(zhì)量指標來進行綜合比較選取最佳模型。熵值取值范圍0~1, 越接近1, 模型分類越準確, 當熵值大于0.8時, 模型分類準確性達到90% (Lubke & Muthén, 2007)。

本研究中首先根據(jù)模型擬合指標(AIC、BIC、cAIC和aBIC)、熵值以及模型實用性, 確定本研究的最佳模型。其次, 根據(jù)最佳模型中各潛在狀態(tài)的條件概率對潛在狀態(tài)進行命名。最后, 對老年人孤獨感的潛在轉(zhuǎn)變模型及其影響因素進行分析, 探討老年人孤獨感隨時間發(fā)展的規(guī)律。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

通過Harman單因素檢驗(Harman’ s One-factor Test), 分別對兩個時間點的研究數(shù)據(jù)進行未旋轉(zhuǎn)的因素分析, 提取出12個特征值大于1的公因子, 時間點1第一個公因子解釋的變異量為18.43%, 時間點2第一個公因子解釋的變異量為17.52%, 不存在單一因子解釋力度特別大的情形, 表明本研究不受共同方法偏差的影響。

3.2 確定潛在類別數(shù)目

表1呈現(xiàn)了2010年和2014年不同類別數(shù)量潛在類別模型的模型擬合指標和熵值。由表1可知, BIC、AIC、cAIC和aBIC值隨著類別數(shù)目的增多不斷減小, 當模型達到4類別時, BIC和cAIC值最小, 表明4類別模型與數(shù)據(jù)擬合最佳, 且熵值較大。兩個時間點上, 模型表現(xiàn)一致, 隨著類別數(shù)的增加, 統(tǒng)計檢驗均顯著, 綜合考慮模型簡潔性與準確性, 本研究最終選取4類別潛在轉(zhuǎn)變模型。

3.3 類別命名

對4類潛在類別模型兩個時間點的結(jié)果進行分析, 以描述和命名這4個類別。根據(jù)8個項目的條件概率(即每個類別中的個體在每個項目上分別上選擇1的概率)進行命名, T1和T2的項目條件概率見圖1、圖2。

根據(jù)圖1、圖2所呈現(xiàn)各項目的條件概率, 將其分別命名為：低孤獨感組、社交孤獨組、情感孤獨組和高孤獨感組。低孤獨感組被試在多數(shù)條目上的發(fā)生率都低于10%, 該組被試占總體比例隨時間略有降低, 分別是44%和43%。高孤獨感組在多數(shù)條目上的發(fā)生率大于70%, 該組被試占總體的比例隨時間并未發(fā)生變化。社交孤獨組被試在“缺少同伴”、“被他人忽略”、“被他人孤立”3個與社會交往相關(guān)的條目上發(fā)生率較高, 在與親密關(guān)系相關(guān)的條目上發(fā)生率較低, 該組被試占總體比例隨時間略有下降, 分別為21%和20%。情感孤獨組的被試在“缺少同伴”、“被他人忽略”、“被他人孤立”3個條目上發(fā)生率較低, 在其他條目上發(fā)生率較高, 該組占總體的比例隨時間略有上升, 分別為14%和16%。在“我想與人來往”這一條目上, 4組被試發(fā)生率均低于10%, 說明4組被試均表現(xiàn)出與人交往的需要。

表1 T1、T2時間點上不同類別數(shù)量LCA模型的模型擬合指標及熵值

圖1 T1時間點孤獨感LCA分類結(jié)果

圖2 T2時間點孤獨感LCA分類結(jié)果

3.4 老年人孤獨感的發(fā)生率

表2呈現(xiàn)兩個時間點上老年人孤獨感的發(fā)生率, 除“被他人忽略”“被他人孤立”兩個條目外, 其余條目發(fā)生率均隨時間推移逐漸上升。且在“周圍的人圍著我但并不關(guān)心我”、“只要我需要, 就能找到伙伴”、“有值得信賴的人”、“因為孤僻我感到不開心”四個與情感孤獨有關(guān)的條目上上升率較高, 兩個時間點上發(fā)生率差異顯著。

表2 T1、T2時間點孤獨感表現(xiàn)的發(fā)生率

注：*代表< 0.05, **代表< 0.01。

3.5 老年人孤獨感的潛在轉(zhuǎn)變模型

潛在轉(zhuǎn)變分析結(jié)果如表3所示。轉(zhuǎn)變矩陣的對角線表示被試在兩個相鄰時間點保持原潛在狀態(tài)的概率。低孤獨感組和高孤獨感組的被試保持原組的概率較高, 分別為77%和60%, 而社交孤獨組和情感孤獨組在第二次調(diào)查中保持原組的概率較低, 分別為51%和45%, 社交孤獨組傾向于隨時間發(fā)展逐漸向低孤獨感組轉(zhuǎn)變(轉(zhuǎn)變概率為24%), 情感孤獨組傾向于隨時間變化向高孤獨感組轉(zhuǎn)變(轉(zhuǎn)變概率為31%)。

表3 T1、T2時間點的潛在狀態(tài)概率和潛在轉(zhuǎn)變概率

注：行為2010年的潛在狀態(tài), 列為2014年的潛在狀態(tài)。

3.6 老年人孤獨感的影響因素

為探究性別、婚姻狀態(tài)、日常活動、社會支持、老化態(tài)度、生活取向等因素對不同組別老年人孤獨感的影響, 以高孤獨感組作為參照組, 進行多元多項logistics回歸分析, 得出被試屬于低孤獨感組、社交孤獨組或情感孤獨組的概率與屬于高孤獨感組的概率在協(xié)變量影響下的變化之比, 即發(fā)生比(Odds Ratio, OR)。具體結(jié)果見表4。

從表4可以看出, 與女性相比, 男性在情感孤獨組中比例更高。除性別、婚姻狀態(tài)、日?；顒油? 其余影響因素的發(fā)生比都大于1, 說明這些影響因素都可能使孤獨感水平降低, 但程度不同。其中積極老化態(tài)度、生活態(tài)度和高社會支持水平的被試屬于低孤獨感組的概率更高, 分別為高孤獨感組的2.23倍、2.41倍和3.07倍。無伴的老年人更可能出現(xiàn)在高孤獨感組。日常活動對孤獨感的影響相對較低, 分別為高孤獨感組的1.15倍、1.20倍。

表4 協(xié)變量影響下T1潛在狀態(tài)概率的發(fā)生比

注：1) 行為2010年的潛在狀態(tài), 列為2014年的潛在 狀態(tài); 2) 因變量參考類別為高孤獨感組, 協(xié)變量性別、婚姻狀態(tài)為類別變量, 參考類別分別為女性、無伴老年人, 老化態(tài)度、生活態(tài)度取向、社會支持以及日常活動為連續(xù)變量, 分數(shù)越高, 老化態(tài)度、生活態(tài)度取向越積極、支持水平越高、日?；顒釉截S富; 3) *代表< 0.05, **代表< 0.01。

在探究各因素對老年人孤獨感類型影響的基礎(chǔ)上, 進一步探究各因素對老年人孤獨感類型間轉(zhuǎn)變的影響。將保持原潛在狀態(tài)的被試作為參照組, 此時, 發(fā)生比指被試轉(zhuǎn)變到其他組的概率與保持原組概率的變化之比。發(fā)生比大于1表示在協(xié)變量影響下, 被試發(fā)生該轉(zhuǎn)變的概率增加, 反之則減小。

從表5中可以看出, 男性老年人由低孤獨感組轉(zhuǎn)變?yōu)榍楦泄陋毥M的概率增加(OR= 1.52); 在生活態(tài)度因素影響下, 較多高孤獨感組的被試轉(zhuǎn)變到低孤獨感組(OR= 1.51); 在積極老化態(tài)度和社會支持影響下, 社交孤獨組、情感孤獨組以及高孤獨感組的被試轉(zhuǎn)變?yōu)榈凸陋毟薪M的人增多, 且具有積極老化態(tài)度的老年人更容易保留在低孤獨感組; 日?；顒迂S富的低孤獨感組老年人更容易保持在低孤獨感組。這表明高水平社會支持、積極老化態(tài)度和生活取向在一定程度上是降低被試孤獨感水平的積極因素, 日?；顒迂S富在一定程度上也有利于低孤獨感被試維持原有孤獨感水平。

表5 協(xié)變量影響下轉(zhuǎn)變概率的發(fā)生比

注：1) 行為2010年的潛在狀態(tài), 列為2014年的潛在狀態(tài); 2) 因變量參考類別為保留原組的被試, 協(xié)變量性別、婚姻狀態(tài)為類別變量, 參考類別分別為女性、無伴老年人, 老化態(tài)度、生活態(tài)度取向、社會支持以及日?；顒訛檫B續(xù)變量, 分數(shù)越高, 老化態(tài)度、生活態(tài)度取向越積極、支持水平越高、日?；顒釉截S富; 3)*代表< 0.05,**代表< 0.01。

4 討論

本研究根據(jù)老年人孤獨感表現(xiàn)確定了老年人孤獨感的潛在狀態(tài)以及在2010~2014年間的潛在轉(zhuǎn)變模式, 并且檢驗了性別、婚姻狀態(tài)、社會支持等因素對孤獨感的影響。

4.1 老年人孤獨感的分類

表2結(jié)果表明, 老年人孤獨感發(fā)生率隨時間推移輕微升高。根據(jù)老年人孤獨感表現(xiàn)的特征和發(fā)展狀態(tài), 老年人孤獨感可劃分為4個潛在類別：低孤獨感組、社交孤獨組、情感孤獨組和高孤獨感組。這與以往研究結(jié)果相似。Shevlin, Murphy和Murphy (2014)運用潛在類別分析將青少年孤獨感分為4組：低孤獨感組、兩個中等組以及高孤獨感組。本研究依照被試在各題目上的作答模式將中間兩組命名為社交孤獨組、情感孤獨組。與低孤獨感組相比, 社交孤獨組的被試在“缺少同伴”、“被他人忽略”、“被他人孤立”三個與社會交往缺失有關(guān)的條目上發(fā)生率較高, 在與親密關(guān)系缺失有關(guān)的條目上發(fā)生率較低, 而情感孤獨組則相反。值得注意的是, 4組被試在“我想與人交往”這一條目上均得分較高, 說明絕大多數(shù)老年人都表現(xiàn)出想與人交往的愿望, 這是以往多數(shù)研究采用孤獨感總分將被試直接歸類所忽視的內(nèi)容。此外, 孤獨感量表(UCLA)根據(jù)單維特質(zhì)設計, 對被試評價指標以總分形式呈現(xiàn), 但根據(jù)本研究結(jié)果, 在簡版量表(ULS-8)中可能存在著多維結(jié)構(gòu), 提取社交和情感兩個因子, 進一步進行驗證性因素分析發(fā)現(xiàn), 最終模型擬合度良好(CFI = 0.981, TLI = 0.970, SRMR = 0.031)。表明ULS-8量表是多維度量表, 為孤獨感量表的多維結(jié)構(gòu)提供了證據(jù)。

4.2 老年人孤獨感的轉(zhuǎn)變

從潛在狀態(tài)概率上看, 隨時間推移, 低孤獨感組老年人比例降低, 社交孤獨和情感孤獨組老年人增多, 高孤獨感組老年人保持不變, 這與以往研究結(jié)果一致(Heikkinen et al., 2011; Victor et al., 2005)。從潛在轉(zhuǎn)變概率可知, 社交孤獨組和情感孤獨組的老年人有很大可能性轉(zhuǎn)變到其他組(轉(zhuǎn)變概率分別為51%和45%), 說明這兩個組穩(wěn)定性較弱, 其中, 30%老年人從社交孤獨組轉(zhuǎn)為低孤獨感組, 即社交孤獨組大多數(shù)老年人的孤獨感表現(xiàn)逐漸減少或消失; 24%老年人從情感孤獨轉(zhuǎn)為高孤獨感組, 即情感孤獨組大多數(shù)老年人的孤獨感表現(xiàn)更加明顯。這些表現(xiàn)說明, 與情感孤獨組相比, 社交孤獨組的老年人孤獨感更容易得到緩解, 而情感孤獨組老年人狀況更容易惡化, 這可能是由于情感缺失產(chǎn)生的孤獨很難由社會關(guān)系所填補(Weiss, 1973)。

4.3 老年人孤獨感的影響因素

研究證實了性別、老化態(tài)度、社會支持等一系列因素對老年人孤獨感的發(fā)生有預測作用。其中, 男性老年人與女性相比更容易出現(xiàn)在情感孤獨組, 這可能是由于與女性相比, 男性在建立親密社交關(guān)系、構(gòu)造社會網(wǎng)絡、獲得社會支持等方面較為薄弱(Mullins & Mushel, 1992; Cohen-Mansfield et al., 2016; Dong & Chen, 2017)。在生活取向和老化態(tài)度兩個因素上, 與高孤獨感組相比, 生活取向、老化態(tài)度積極的老年人在低孤獨感組、社交孤獨組和情感孤獨組的比例更高, 這與以往研究結(jié)果一致(Castellano, 2014), 即積極老化態(tài)度和生活取向的老年人感受到的孤獨水平更低。此外, 社會支持也是對孤獨感影響較大的因素之一, 老年人孤獨感與其獲得的社會支持之間呈顯著負相關(guān)關(guān)系(Ellwardt et al., 2013; 王希華, 周華發(fā), 2010), 社會支持高的老年人在高孤獨感組中的比例最低。

4.4 老年人孤獨感轉(zhuǎn)變的影響因素

以往研究者僅從單一時間點的截面數(shù)據(jù)來研究影響因素和孤獨感之間的關(guān)系, 本研究則進一步探討隨時間發(fā)展, 性別、老化態(tài)度、社會支持等因素對不同類別老年人孤獨感發(fā)展過程的影響。結(jié)果表明, 就性別因素而言, 隨時間發(fā)展, 男性老年人更容易從低孤獨感組轉(zhuǎn)變到情感孤獨組, 進一步證實了與女性相比, 男性老年人更容易產(chǎn)生情感缺失, 感受到情感孤獨, 難以建立密切的人際關(guān)系(Mullins & Mushel, 1992; Cohen-Mansfield et al., 2016; Dong & Chen, 2017); 積極老化態(tài)度對老年人孤獨感影響較大, 不僅能使低孤獨感組老年人保持原有低孤獨感, 還能促使其他組老年人轉(zhuǎn)變?yōu)榈凸陋毟薪M。此外, 研究還發(fā)現(xiàn), 具有積極生活態(tài)度及高社會支持水平的老年人從高孤獨感轉(zhuǎn)變?yōu)榈凸陋毟薪M、社交孤獨組和情感孤獨組的概率大幅上升, 孤獨感表現(xiàn)得到改善, 從時間發(fā)展的角度證實了生活態(tài)度、社會支持會降低老年人孤獨感, 與孤獨感之間呈負相關(guān)(Chalise, Kai, & Saito, 2010; 朱琳穎, 2015; 張翔, 蘇少貞, 謝芳, 張?zhí)m月, 韋磐石, 2017)。另外, 日常運動豐富的老年人, 更容易穩(wěn)定在低孤獨感組, 且更容易從情感孤獨組轉(zhuǎn)為低孤獨感組。上述結(jié)果表明, 老化態(tài)度、生活取向、社會支持和日?；顒拥纫蛩啬軌蛴行У慕档图邦A防老年人的孤獨感。

4.5 本研究對改善老年人孤獨感的指導意義

研究結(jié)果可以為老年人孤獨感改善提出一定指導意見。第一, 通過問卷、訪談等形式對老年人孤獨感情況進行調(diào)查, 識別出屬于社交孤獨組、情感孤獨組和高孤獨感組的老年人, 針對其穩(wěn)定性較弱的特點進行合適的引導和干預, 促進其向低孤獨感組轉(zhuǎn)變; 第二, 高孤獨感的老年人占總體比例很高, 達到21%左右, 嚴重的孤獨感可能會引發(fā)高血壓、睡眠質(zhì)量下降, 免疫應激反應以及老年人認知功能等疾病, 且低孤獨感的老年人亦有可能向高孤獨感轉(zhuǎn)變, 相關(guān)人員應該對老年人孤獨感給予充分重視和警惕; 第三, 利用能夠改善老年人孤獨感的因素, 可對老年人進行適當?shù)闹笇Ш透深A, 比如社會支持、日?；顒拥? 大多數(shù)老年人表現(xiàn)出想與人交往的愿望, 應多開展活動, 滿足老年人發(fā)展朋友的需要, 建立更多老年人社交場所, 讓老年人有聚會交流的機會, 減輕老年人孤獨感, 同時在一定程度上也可讓老年人向低孤獨感轉(zhuǎn)變。關(guān)注獨身老年人, 及時對其進行心理疏導, 鼓勵并幫助其建立穩(wěn)定的社交關(guān)系; 第四, 應多關(guān)注男性老年人的孤獨感狀況, 相對于多數(shù)女性, 部分男性由于缺乏穩(wěn)定、密切的社交關(guān)系而更容易感受到孤獨。

4.6 對國內(nèi)孤獨感研究啟示

本研究采用美國老年人數(shù)據(jù), 研究結(jié)論在一定程度上為國內(nèi)老年人孤獨感研究提供了參考。中國是人口老齡化問題最嚴重的國家之一。目前國內(nèi)對老年人關(guān)注度逐漸上升, 如國內(nèi)正在積極開展實施中國老年社會追蹤調(diào)查。孤獨感作為影響老年人生活質(zhì)量的重要因素, 也越來越受到國內(nèi)研究者重視。有研究者采用中國老年社會追蹤調(diào)查2014年基線數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn), 24.78%老年人有不同程度的孤獨感, 老年人孤獨人群占比較高, 形勢較為嚴峻。

研究顯示, 美國老年人孤獨感存在不同類型, 老年人所屬孤獨感類型會隨時間發(fā)展按照一定規(guī)律發(fā)生轉(zhuǎn)變, 且老年人孤獨感發(fā)生、發(fā)展會受到各種因素的影響, 那么國內(nèi)老年人孤獨感是否也具備同樣的規(guī)律, 還有待進一步研究。隨著中國社會追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的完善, 研究者有機會深入了解中國老年人的心理健康狀況及發(fā)展變化情況, 從時間發(fā)展的角度, 探討國內(nèi)老年人孤獨感的發(fā)生、發(fā)展規(guī)律。本文介紹的潛在轉(zhuǎn)變分析方法適合于縱向研究, 且得到了有意義的結(jié)論, 可為國內(nèi)相關(guān)研究提供方法借鑒。

5 結(jié)論

(1)根據(jù)老年人孤獨感的表現(xiàn), 老年人孤獨感可劃分為4個潛在類別：低孤獨感組、社交孤獨組、情感孤獨組和高孤獨感組。老年人孤獨感表現(xiàn)出不穩(wěn)定性, 隨時間發(fā)展, 社交孤獨組更容易向低孤獨感組轉(zhuǎn)變, 情感孤獨組更容易向高孤獨感組轉(zhuǎn)變。

(2)絕大多數(shù)的老年人表現(xiàn)出想與人交往的愿望。

(3)社會支持、生活取向、老化態(tài)度是影響老年人孤獨感以及孤獨感轉(zhuǎn)變的重要因素, 日?；顒釉谝欢ǔ潭壬峡梢苑€(wěn)定低孤獨感組老年人的孤獨感水平。

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Changes in loneliness among elderly people and its effect factors: A latent transition analysis

WU Guoting1; ZHANG Minqiang1,2; NI Yuhan1; YANG Yawei1; QI Chengming1; WU Jianxing3

(1School of Psychology, South China Normal University, Guangzhou 510631, China) (2Guangdong Psychological Association, Guangzhou 510631, China) (3Baiyun Mental Hospital, Guangzhou 510442, China)

The high prevalence of loneliness and various accompanying adverse consequences (e.g., depression, higher blood pressure, insomnia, immune stress responses and worse cognition) are becoming serious public concerns. To provide insights on prevention and intervention programs, this study examines the properties and development of loneliness behaviors in elderly people. Taking a longitudinal perspective enables researchers to understand who is expected to transition to a higher risk status in the future, which will help to predict symptoms so that tailored interventions can be designed to protect the elderly from loneliness.

Two-wave longitudinal data over 4 years were derived from the American Health and Retirement Study (HRS). A total of 3238 women and 2205 men in their 50s were recruited. Latent class and latent transition models were used to identify meaningful subgroups of the elderly with different symptoms (i.e., lack of companionship, being left out, isolation from others, lack of belonging, and withdrawn from society) to describe transitions between those classes over the study period and to examine the effects of covariates on the latent transition model. Six covariates, including gender, marital status, attitudes toward aging, life orientation, social support and daily activities, were examined as potential predictors of loneliness.

Four loneliness subgroups were identified:(Class 1),(Class 2),(Class 3), and(Class 4).status was the most prevalent, barely showing any lonely behavior, while relatively serious loneliness occurred in,and. Specifically, individuals inlacked social intercourse relation, individuals inlacked a close relationship, and individuals inhad a high probability of exhibiting all the above mentioned symptoms. Elderly people inandwere highly stable, whileandtended to change to other statuses rather than remaining in the original status. Particularly, the participants indemonstrated a prominent trend to transition to a less problematic status (to), and the participants intended to change to a more problematic status (to). All participants in the four subgroups showed a strong willingness to communicate with others. Results of multinomial logistic regression revealed that elderly males were more likely to be in thegroup. In addition, more social support as well as a positive attitude toward aging and optimistic life orientation were more likely to keep elderly people from entering more severe loneliness statuses, indicating an ameliorated trend of loneliness that was expected.

This study demonstrated a transition pattern in elderly people loneliness with an individual-centered approach. Differential treatment effects were found across baseline loneliness classes, suggesting the benefits of tailoring intervention programs to yield good outcomes in elderly people.

elderly people; loneliness; latent transition analysis

2017-06-01

* 獲華南師范大學研究生創(chuàng)新計劃項目資助(2016wkxm91)。

張敏強, E-mail: zhangmq1117@qq.com

B844

10.3724/SP.J.1041.2018.01061