2019, Vol. 45扩展功能
文章信息
- 韩东良, 秦泽盈, 徐明图, 付聪, 李敬阳
- HAN Dongliang, QIN Zeying, XU Mingtu, FU Cong, LI Jingyang
- 离退休职工独居状态与抑郁和焦虑的关系及社会参与质量的中介作用
- Relationship between living alone of retired employees and depression and anxiety and mediating role of social participation quality
- 吉林大学学报(医学版), 2019, 45(04): 944-949
- Journal of Jilin University (Medicine Edition), 2019, 45(04): 944-949
- 10.13481/j.1671-587x.20190436
-
文章历史
- 收稿日期: 2019-01-12
2. 吉林大学公共卫生学院社会医学教研室, 吉林 长春 130021;
3. 吉林大学第一医院心理卫生科, 吉林 长春 130021
2. Department of Social Medicine, School of Public Health, Jilin University, Changchun 130021, China;
3. Department of Mental Health, First Hospital, Jilin University, Changchun 130021, China
退休后的家庭结构特点对离退休职工生活质量有着明显的影响[1]。“空巢家庭”会引发老年人孤独、抑郁、焦虑和无助等负面情绪，“空巢”对老年人心理健康存在明显的影响[2-5]。尤其需要关注的是“空巢家庭”中的无配偶独居老人，即未与配偶、子女、亲属及他人共同居住，长期独自一人生活的60岁以上老人。这一群体缺少社会支持和精神慰藉，日常生活能力受损较为严重，心理健康水平低下[6-7]。目前关于独居老人的研究大多围绕其经济状况、社会支持和政府政策等外在因素展开，忽略了自身的内在调节作用。研究[8-9]表明：社会参与对老年人的身心健康和社会适应具有积极作用。因而，本研究针对独居老人这一特殊群体的现状进行深入的调研，探讨社会参与质量在老年独居状态与抑郁和焦虑情绪间的中介作用，以期在此基础上完善日常管理工作策略，为促进老年人“健康老化”提供理论依据。
1 资料与方法 1.1 研究对象选取吉林大学第一医院离退休职工为研究对象。纳入标准：①能现场进行测量并独立完成问卷者；②主动配合，知情同意。排除标准：①罹患重大疾病，卧床不起者；②精神障碍和既往精神病史者；③严重听力、视力和言语障碍者。
1.2 资料收集方法2018年1—6月，以吉林大学第一医院离退休职工813人为研究对象，对于符合纳入标准的被试者进行入户自填式问卷调查，共计发放问卷680份，回收有效问卷658份，剔除无效问卷，获得有效问卷642份，有效应答率为94.4%。
1.3 调查工具① 一般人口学情况调查：采用自编人口学问卷，包括性别、年龄、文化程度、家庭月均收入和居住状况(独居、非独居)。其他一般情况包括是否有慢性病(高血压病、冠心病、糖尿病)，是否坚持工作，是否有规律的娱乐活动和体育活动(每周2次以上)。②社会参与质量测量：采用TDL生命质量测定表[10]进行测量，该量表共计16个条目，12项为5分制，4项为10分制，100分为最高分，20分为最低分。重测信度相关系数为0.77，α系数为0.86。其中，题目13，喜欢和亲友、同事接触；题目14，与大多数人关系融洽有兴趣和精力参与；题目15，可以积极主动地从事本职工作、社会工作、家务劳动和一些自己喜欢的团体活动。上述3个题目可有效地测量被试者的社会参与质量。③患者健康问卷抑郁分表(Patient Health Questionnaire-9, PHQ-9) [11]：PHQ-9是抑郁筛查的自评问卷，以《精神疾病诊断与统计手册》(DSM-Ⅳ)的诊断标准编写条目，评估过去2周内的抑郁状态。该量表由9个四分类条目组成，完全没有=1，几天=2，一半以上的日子=3，几乎每天=4。重测信度相关系数为0.91，α系数为0.92。④焦虑筛查问卷(General Anxiety Disorder-7，GAD-7) [12]：GAD-7以DSM-Ⅳ的诊断标准编写条目，评估过去2周内的焦虑状态。该量表由7个四分类条目组成，完全没有=1，几天=2，一半以上的日子=3，几乎每天=4。重测信度相关系数为0.93，α系数为0.94。
1.4 统计学分析采用Epidata3.1进行数据录入，采用SPSS24.0统计软件进行统计学分析。描述性分析中，连续性变量(年龄、生命质量量表评分、社会参与质量维度量表评分、抑郁量表评分和焦虑量表评分)以x ±s表示，分类变量(性别、文化程度、是否有体育活动和娱乐活动、是否有慢性病、家庭收入、是否坚持工作和是否独居)采用百分率进行描述。对于影响自变量的因素分别进行线性回归分析，并使用逐步回归分析法进行中介变量对于自变量和因变量的中介效应检验：检验自变量对因变量的回归系数c(Y=cX+e)的显著性，检验自变量对中介变量系数a(M=aX+e)的显著性，检验自变量和中介变量对因变量的回归系数b(Y=c′X+bM+e)和c′(Y=c′X+bM+e)的显著性。其中，若a、b均有显著性，则存在中介效应；若至少有一个系数无显著性，则需要行sobel检验。检验回归系数c′的显著性，若无显著性，该中介效应为完全中介效应；若回归系数c′有显著性，且c′＜c，则该中介效应应为部分中介效应。检验水准α=0.05。
2 结果 2.1 离退休职工的一般人口学信息本组研究对象平均年龄为(67.92±9.19)岁。在被调查的642名离退休人员中，男性占30.6%，女性占69.4%；独居者占16.7%。
2.2 离退休职工生命质量、社会参与质量和抑郁、焦虑情况生命质量总量表评分为(80.44±15.67)分，社会参与维度量表评分为(12.75±3.05)分，抑郁总量表评分为(12.50±4.83)分，焦虑总量表评分为(1.959±3.540)分。
2.3 影响离退休职工抑郁和焦虑情绪的相关因素以调查对象一般人口学信息变量为自变量，以抑郁和焦虑评分为因变量，分别进行线性回归分析，变量赋值见表 1。
| Variable | Value |
| Gender | 1=Male |
| 2=Female | |
| Education | 1=High school and below， |
| 2=Undergraduate | |
| 3=Master | |
| 4=Doctor | |
| Physical exercise | 1=Never |
| 2=Always | |
| Entertainment | 1=Never |
| 2=Always | |
| Whether to suffer from chronic diseases | 1=No |
| 2=Yes | |
| Family income | 1=Below 3 000yuan |
| 2=3 000-4000 yuan | |
| 3=4 000-5 000 yuan | |
| 4=5 000-6 000 yuan | |
| 5=Over 6 000 yuan | |
| Whether to insist on working | 1=No |
| 2=Yes | |
| Whether to live alone | 1=No |
| 2=Yes |
线性回归分析结果显示:体育活动(β=-0.948，P < 0.01)、娱乐活动(β=-1.423，P < 0.01)、慢性病患病情况(β=2.579，P < 0.01)、家庭收入(β=-0.557，P < 0.05)、是否坚持工作(β=-1.673，P < 0.05)和是否独居(β=2.097，P < 0.05)是抑郁情绪的影响因素。对调查对象的焦虑情绪影响因素分析显示：体育活动(β=-0.711，P < 0.01)、娱乐活动(β=-1.380，P < 0.01)、慢性病患病情况(β=1.204，P < 0.05)和是否独居(β=1.639，P < 0.05)是焦虑情绪的影响因素。见表 2和3。
| Variable | β | SE | T | P | R2 |
| Gender | 0.602 | 0.671 | 0.898 | 0.370 | 0.003 |
| Education | -0.864 | 0.464 | -1.849 | 0.662 | 0.014 |
| Physical exercise | -0.948 | 0.292 | -3.246 | < 0.01 | 0.042 |
| Entertainment | -1.423 | 0.387 | -3.674 | < 0.01 | 0.053 |
| Whether to suffer from chronic disease | 2.579 | 0.601 | -4.288 | < 0.01 | 0.070 |
| Family income | -0.557 | 0.244 | -2.279 | < 0.05 | 0.021 |
| Whether to insist on working | -1.673 | 0.674 | 2.481 | < 0.05 | 0.025 |
| Whether to live alone | 2.097 | 0.819 | -2.561 | < 0.05 | 0.022 |
| Variable | β | SE | T | P | R2 |
| Gender | -0.507 | 0.570 | - 0.100 | 0.921 | 0.001 |
| Education | -0.504 | 0.398 | -1.266 | 0.207 | 0.007 |
| Physical exercise | -0.711 | 0.249 | -2.856 | < 0.01 | 0.032 |
| Entertainment | -1.380 | 0.326 | -4.237 | < 0.01 | 0.069 |
| Whether to suffer from chronic disease | 1.204 | 0.523 | -2.301 | < 0.05 | 0.021 |
| Family income | -0.265 | 0.209 | -1.267 | 0.206 | 0.007 |
| Whether to insist on working | -0.295 | 0.579 | 0.509 | 0.611 | 0.001 |
| Whether to live alone | 1.639 | 0.696 | -2.335 | < 0.05 | 0.018 |
以独居状态为自变量，抑郁和焦虑为因变量，社会参与质量为中介变量，进一步探讨变量间的关系。以抑郁为因变量的中介效应检验结果显示：独居状态对抑郁的影响有显著性(β=2.097，P < 0.05), 即系数c(Y=cX+e)有显著性；独居状态对社会参与质量的影响有显著性(β=-1.366，P < 0.01)，即系数a(M=aX+e)有显著性。将独居状态和社会参与质量作为自变量同时纳入线性回归中，结果显示：独居状态对抑郁的影响无显著性(β=0.837，P=0.218)，即系数c′(Y=c′X+bM+e)无显著性；而社会参与质量对抑郁的影响有显著性(β=-0.923，P < 0.01)，即回归系数b(Y=c′X+bM+e)有显著性。a、b均有显著性，故不需行sobel检验，系数c′无显著性，即社会参与质量在独居状态和抑郁之间起着完全中介作用。见表 4和图 1。
| Dependent variable | Independent variable | Regression coefficient | ||||
| β | SE | t | P | R2 | ||
| Depression | Whether to live alone | 2.097 | 0.819 | -2.561 | < 0.05 | 0.022 |
| Social participant quality | Whether to live alone | -1.366 | 0.516 | 2.646 | < 0.01 | 0.024 |
| Depression | Whether to live alone | 0.837 | 0.677 | -1.236 | 0.218 | 0.350 |
| Social participant quality | -0.923 | 0.083 | -11.123 | < 0.01 | - | |
| “－”：No data. | ||||||
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| *P < 0.05，**P < 0.01. 图 1 调查对象社会参与质量在独居状态和抑郁之间的中介作用检验示意图 Fig. 1 Diagram of mediating effect test of social participant quality between living alone status and depression of subjects |
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以焦虑为因变量的中介效应检验显示：独居状态对焦虑的影响有显著性(β=1.639，P < 0.05)，即系数c(Y=cX+e)有显著性；独居状态对社会参与质量影响有显著性(β=-1.366，P < 0.01)，即系数a(M=aX+e)有显著性。将独居状态和社会参与质量作为自变量同时纳入线性回归中，结果显示：独居状态对焦虑的影响无显著性(β=0.713，P=0.245)，即系数c′(Y=c′X+bM+e)无显著性；而社会参与质量对焦虑的影响有显著性(β=-0.678，P < 0.01)，即回归系数b(Y=c′X+bM+e)有显著性。a、b均有显著性，故不需行sobel检验，系数c′无显著性，即社会参与质量在独居状态和焦虑之间起着完全中介作用。见表 5和图 2。
| Dependent variable | Independent variable | Regression coefficient | ||||
| β | SE | t | P | R2 | ||
| Anxiety | Whether to live alone | 1.639 | 0.696 | －2.335 | < 0.05 | 0.018 |
| Social participant quality | Whether to live alone | －1.366 | 0.516 | 2.646 | < 0.01 | 0.024 |
| Anxiety | Whether to live alone | 0.713 | 0.611 | －1.166 | 0.245 | 0.264 |
| Social participant quality | －0.678 | 0.075 | －9.057 | < 0.01 | － | |
| “-”:No data. | ||||||
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| *P < 0.05，**P < 0.01. 图 2 调查对象社会参与质量在独居状态和焦虑之间的中介作用检验示意图 Fig. 2 Diagram of mediating effect test of social participant quality between living alone status and anxiety of subjects |
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本研究结果表明：有规律的体育活动、娱乐活动、慢性病患病情况和是否独居是离退休职工抑郁和焦虑情绪的相关影响因素。本研究调查离退休职工高血压、冠心病和糖尿病3大类内科慢性内科疾病结果表明：慢性病患病情况对抑郁和焦虑均有正向作用，患有慢性病的离退休职工的抑郁和焦虑情绪问题更为突出，慢性病不仅直接影响生理健康，同时影响其心理健康，导致消极情绪问题。研究[13]显示：吉林省老年人慢性病患病率处于较高水平，需引起保健和管理部门的高度重视，应创造条件并鼓励老年人能够增加更多的、有规律的文体活动，愉悦身心，减少情绪障碍的发生。与以往研究[14-15]结果一致，独居状态对老年人抑郁焦虑情绪有明显的正向作用，独居老人更容易出现较高的抑郁和焦虑水平，导致消极情绪问题。独居老人缺少必要的日常生活照料和精神慰藉，尤其缺少良好的社会支持[16]，而抑郁症状将导致社会角色活动进一步减少，生存质量下降[17-20]。由此可见，独居老人的抑郁和焦虑等消极情绪问题尤其需要积极关注，应重视精神养老，这不仅需要政府和社会组织的积极投入，更需要老年群体提高自我意识，探索科学的方法努力进行自我调适。
3.2 独居状态老人的社会参与质量对抑郁和焦虑情绪的中介作用老年人的社会参与行为是指老年人以各种角色的扮演和介入方式，体现自身价值，保持与社会互动，实现社会资源共享的行为[21]，即只要能够在社会互动和人际交往的过程中实现自身价值，那么这种行为就形成一种至关重要的社会参与[22-23]。本研究结果显示：独居状态能正向预测焦虑和抑郁，在引入社会参与质量这一中介变量后，独居状态的作用不明显，社会参与质量起到完全中介作用，即在独居状态下如果老年人保持良好的社会参与水平，即保持与亲友、同事接触并与大多数人关系融洽，积极主动地从事本职工作、社会工作、家务劳动和团体活动，这些因素可以明显调节抑郁和焦虑情绪。由此说明社会参与能够使老年人社会适应能力达到良好状态，通过社会参与也能从不同渠道获得更多的社会支持，对老年人的身心健康具有积极作用。
综上所述，为了促进健康养老事业的发展，需要强化离退休职工的管理工作，为其创造积极的社会参与路径，增强其社会参与意识，在社会实践中体现自我价值，发挥余热、贡献力量，最终实现物质、精神和医疗照顾三位一体的服务，这是新形势下社会和谐进步的要求，但需要长期不懈的努力探索和不断完善。
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