1 问题的提出

在我国步入老龄化国家之后，关注整个社会的养老及老年保健问题已成为当今社会的热点。主观幸福感(Subjective well-being，SWB)是衡量老年人心理健康和生活质量的重要指标(Peterson，Chatters，Taylor，& Nguyen，2014)，它是指个体对生活状况的总体评价，包括三个成分：生活满意度、积极情感和消极情感(Diener，Lucas，& Oishi，2002)。而Kozma和Stones(1980)将老年人的主观幸福感概念化为积极情感、消极情感、积极体验和消极体验。本研究以老年人为研究对象，故采用Kozma提出的主观幸福感评估方法。老年人主观幸福感的高低关系到老年个体能否实现晚年“幸福梦”，因此，需要有更多的研究参与到对老年人主观幸福感影响机制的探讨中。

亲密且支持的人际关系对老年期身体机能及认知恶化带来的消极影响起缓冲作用，有助于提升老年人的主观幸福感(Li & Fung，2011)。依恋是一种贯穿于生命全程的亲密关系。Brennan，Clark和Shaver(1998)将成人依恋分为两个维度：依恋回避和依恋焦虑，依恋回避指个体与依恋对象的亲密程度及个体在心理和情感上的独立程度，而依恋焦虑指个体对可能与依恋对象分离或被抛弃的担心程度。两个维度都有高低水平，低依恋焦虑和低依恋回避被称为安全依恋，其余水平组合被统称为不安全依恋。研究表明，依恋与幸福感密切相关。例如，成人依恋安全与幸福感呈正相关(La Guardia，Ryan，Couchman，& Deci，2000)。而从依恋维度出发的研究发现，成人依恋焦虑和依恋回避与生活满意度呈负相关，与消极情感呈正相关(Ling，2008)。通过上述文献回顾，可知依恋与幸福感密切相关。当前探讨依恋与主观幸福感的研究主要为相关研究，尽管也有探讨依恋对主观幸福感影响机制的研究，例如，Karreman和Vingerhoets(2012)的研究发现，情绪调节和心理韧性在依恋和年轻成人幸福感的关系中起中介作用；重新评价策略的使用是成人依恋关系影响个体主观幸福感的重要途径之一(王力，张厚粲，李中权，柳恒超，2007)。然而这些研究主要针对年轻群体，鲜有研究探讨老年依恋对主观幸福感的影响机制。老年期处于生命发展的晚期，重要依恋关系在个体年老时发挥着安全基地的功能，为老年人提供协助和保护(Antonucci，Akiyama，& Takahashi，2004)。老年人表现出依赖性增加及认知老化等特点，依恋对老年人幸福感的重要性也显得格外突出，依恋对主观幸福感的影响机制可能呈现出与年轻人群体不同的特点。因此，为了深入认识老年依恋对主观幸福感的影响，本研究拟探讨老年依恋对主观幸福感的影响机制。

我们可以从内部工作模型认识依恋维度。高依恋焦虑者倾向于害怕拒绝，持有消极的自我工作模型，在人际交往时容易患得患失；而高依恋回避者倾向于害怕亲密，持有消极的他人模型，倾向于与他人保持距离。心理动力学理论认为，孤独感体验是以个体早期情感关系及人际依恋为基础的，这暗示，作为一种重要的情感关系，依恋可能影响孤独体验。依恋影响孤独感的推论也得到了实证研究的支持。研究发现，成人依恋焦虑和依恋回避与孤独感呈显著正相关(Wei，Russell，& Zakalik，2005)。依恋风格能显著影响孤独感水平，安全型依恋能负向预测孤独感，不安全型依恋能正向预测孤独感(Deniz，Hamarta，& Ari，2005)。来自老年群体的研究发现，依恋回避和依恋焦虑都能显著正向预测孤独感(谢祥龙，段慧，谷传华，2014)。可见，个体的依恋状况可以预测其孤独水平，依恋安全性更高者因为拥有更积极的人际交往模型，更易与他人建立并维持人际关系，从而体验到较少的孤独感。而孔风(2012)等人的研究指出，孤独与正性情感、生活满意度呈显著负相关，与负性情感呈显著正相关。这表明，孤独感与幸福感相关，孤独感可能是影响主观幸福感的重要因素。其他研究证明了这一观点。从亲密关系中的孤独感、家庭孤独感和社交孤独感等方面评估成年人(18~95)孤独感的研究发现，这三类孤独感对个体的主观幸福感都有显著的消极影响(Hombrados-Mendieta，García-Martín，& Gómez-Jacinto，2013)。Tian(2014)的研究，则进一步证明孤独感能负向预测老年人的主观幸福感。这些研究表明，个体较高的孤独感，容易诱发各种消极体验，进而降低其主观幸福感。从上述分析，可知，依恋能预测个体的孤独感，而孤独感又是主观幸福感的重要预测因素，孤独感可能在老年依恋对主观幸福感的影响中发挥重要的作用，老年依恋可能通过孤独感间接影响主观幸福感。因此，本研究拟从依恋维度出发，把依恋焦虑和依恋回避作为预测变量，孤独感作为中介变量，主观幸福感作为结果变量，提出假设H1：孤独感在老年依恋焦虑和依恋回避对主观幸福感的影响中均起中介作用。

依恋理论认为，由于早期社会互动体验的差异，安全依恋个体比不安全依恋个体拥有更高的自尊水平。在安全型依恋者的早期互动中，照料者在合适的时间以有效的反馈方式回应需求，这有利于积极自我概念的形成，进而形成更高自尊；而不安全依恋者通常只接受到较少且不稳定的反馈，容易形成更低的自尊。依恋与自尊的关系也获得实证研究的证明。研究表明，不安全型依恋与更低的自尊水平有关(Park，Crocker，& Mickelson，2004)，而安全型依恋与更高的自尊有关(Mickelson，Kessler，& Shaver，1997)。而Wu(2009)的研究则进一步指出，依恋焦虑和依恋回避对自尊有直接的影响作用。可见，依恋影响个体自尊。Schimmack和Diener(2003)对比了内隐自尊和外显自尊对主观幸福感的预测效度，发现只有外显自尊是主观幸福感的显著预测因素。自尊被一致认为是主观幸福感的强烈预测因素(Cheng，& Furnham，2003)。因此，通过对依恋、自尊与主观幸福感之间关系的分析，本研究提出假设H2：自尊在老年依恋焦虑和依恋回避对主观幸福感的影响中均起中介作用。

孤独感和自尊都是与个体心理健康密切相关的变量。探讨孤独感与自尊关系的研究发现，孤独感与自尊呈显著负相关(孔风 et al.，2012)；高孤独感个体的自我评价偏低，往往报告出更低的自尊水平(Mellor，Stokes，Firth，Hayashi，& Cummins，2008)。也有研究者探讨了自尊、孤独感与生活满意度三者之间的关系，他们发现自尊在孤独感与生活满意度之间起部分中介作用(Çivitci & Çivitci，2009)，这表明孤独感可以预测自尊。而自尊又是主观幸福感的显著预测因素(Schimmack & Diener，2003)。综合上述分析，我们发现，依恋与孤独感密切相关，孤独感可以预测自尊，而自尊又对主观幸福感存在预测作用。因此，本研究提出假设H3：孤独感和自尊在老年依恋焦虑和依恋回避与主观幸福感的关系中均起链式中介作用。链式中介指多个中介变量表现出顺序性特征，形成中介链，预测变量通过中介链对结果变量产生间接效应(Taylor，MacKinnon，& Tein，2007)。

探讨老年人主观幸福感的影响机制，有助于帮助老年人实现晚年“幸福梦”。本研究将探讨老年依恋对主观幸福感的影响及其影响机制，期望为降低不安全依恋对老年人幸福感的消极影响提供实证依据。根据文献回顾及理论分析，本研究提出老年人依恋焦虑、依恋回避、孤独感、自尊和主观幸福感之间关系的假设模型(见图 1)。

2 研究方法 2.1 被试

采用便利取样的方法，选取重庆市北碚区的327名老年人作为研究对象，共发放327份问卷，回收有效问卷311份，有效率为95.11%。老人的年龄范围为55~95，平均年龄67.28，年龄标准差7.17。男158人，女153人；受教育水平，文盲8人，小学水平68人，初中水平139人，高中水平67人，大学及以上水平29人；退休前职业，医护人员4人，教师26人，工厂职工205人，公务员13人，农民36人，其他人员27人。

2.2 研究工具 2.2.1 亲密关系经历量表

采用由李同归和加藤和生(2006)修订的亲密关系经历量表(Experiences in Close Relationships Inventory，ECR)。量表共有36个项目，包括依恋焦虑和依恋回避两个维度。采用李克特7点计分(1=“非常不符合”，7=“非常符合”)，分数越高，表明依恋焦虑和依恋回避的水平越高。本研究采用题目平均分作为依恋焦虑和依恋回避的最后得分。验证性因素分析支持了问卷的结构，χ²/df=2.88，GFI=0.87，CFI=0.88，RMSEA=0.073。在本研究中，依恋两维度的Cronbach’s α系数依次为0.765、0.781。

2.2.2 孤独感量表

采用Russell，Peplau和Ferguson编制的 UCLA 孤独量表，中文版选自《心理卫生评定量表手册(增订版)》(汪向东，王希林，马弘，1999)。量表共有20个题项，单一维度。得分越高，表明孤独感越高。量表采用李克特4点计分(1=“从不这样”，4=“一直这样”)。本研究采用题目平均分作为孤独感的最后得分。验证性因素分析支持了问卷的结构，χ²/df=1.74，GFI=0.92，CFI=0.91，RMSEA=0.051。本研究中，量表的Cronbach’s α系数为0.827。

2.2.3 自尊量表

采用Rosenberg等人编制的自尊量表，中文版选自《心理卫生评定量表手册(增订版)》(汪向东 et al.，1999)。该量表共有10个题项，单一维度。得分越高，表明个体的自尊水平越高。量表采用李克特4点计分(1=“非常不符合”，4=“非常符合”)。本研究采用题目平均分作为自尊的最后得分。按照申自力和蔡太生的建议，我们将问卷中的第8题用明确的否定语气进行中文表述(即我觉得我将来难以获得更多的尊重)。验证性因素分析支持了问卷的结构，χ²/df=2.35，GFI=0.95，CFI=0.90，RMSEA=0.070。本研究中，量表的Cronbach’s α系数为0.773。

2.2.4 主观幸福感量表

采用纽芬兰纪念大学幸福感量表(MUNSH)，中文版本选自《心理卫生评定量表手册(增订版)》(汪向东 et al.，1999)。量表由24个项目组成，原始量表将主观幸福感分为正性情感、负性情感、正性体验、负性体验。量表采用3点计分(0=“否”，1=“不是”，2=“是”)。按照前人研究(Dai，Zhang，& Li，2013)，本研究将正性情感和正性体验合并为正性情绪(positive emotion)，把负性情感和负性体验合并为负性情绪(negative emotion)。本研究采用正性情绪的题目平均分减去负性情绪的题目平均分作为的最后的主观幸福感得分。验证性因素分析支持了问卷的结构，χ²/df=1.38，GFI=0.91，CFI=0.91，RMSEA=0.037。本研究中，正性情绪和负性情绪的Cronbach’s α系数分别为0.832和0.750。

2.3 施测和数据处理

由心理学研究生担任主试，采用个别施测和小团体(2~3人)施测相结合的施测方式，完成问卷需25~35分钟。当被试不能理解题项的意思时，主试将详细解释，并让其如实作答。如遇到文化程度偏低的被试，主试将逐一读题，然后根据被试的回答，选择合适的选项。问卷施测前，将反复强调需如实作答，并强调测试的匿名性及保密性，问卷施测后采取随机抽取问题提问的形式检验回答的真实性，以确保客观性。整个问卷施测完毕后，主试将向被试简单地介绍调查目的，并向被试提供20元的报酬。采用SPSS21.0和AMOS20.0进行数据分析。

2.4 共同方法偏差的控制

由于本次研究采用问卷调查法收集数据，数据都是通过被试的自我报告收集，因此测量中可能存在共同方法偏差(common method bias)问题。共同方法偏差通常使用两种方法进行控制：程序控制和统计控制(周浩，龙立荣，2004)。本研究首先采用个别施测和小团体施测相结合的问卷施测方式，被试来自不同的社区且在不同的地方接受测试，强调问卷的匿名性、保密性，同时向被试解释所得数据仅限于科学研究等，对测试程序进行了较为有效的控制。接着采用Harman单因子检验进行统计控制，即将所有变量的项目进行未旋转的主成分因素分析。结果显示总共有28个因子的特征值大于1，并且第一个因子解释的变异量只有12.11%(小于40%)，表明本次研究的共同方法偏差问题并不明显。

3 结果与分析 3.1 依恋、孤独感、自尊和主观幸福感的相关分析

对依恋焦虑、依恋回避、孤独感、自尊和主观幸福感进行Pearson积差相关分析(见表 1)，结果发现，依恋焦虑、依恋回避、孤独感、自尊和主观幸福感之间均存在显著的相关关系。这表明各研究变量之间密切相关。

3.2 研究工具的测量学特征 3.2.1 量表的项目打包

由于依恋焦虑子量表(18题)、依恋回避子量表(18题)、自尊量表(10题)和孤独感量表(20题)所含项目数较多，为了防止多个项目造成潜在变量的膨胀测量误差，我们采用平衡取向中的单因子法(single-factor method)(卞冉，车宏生，杨辉，2007)，分别对依恋焦虑子量表、依恋回避子量表、自尊量表和孤独感量表进行打包处理(parceling)，即首先确定将依恋焦虑子量表、依恋回避子量表、自尊量表和孤独感量表分别打成3个项目包，接着分别进行因子分析，把负荷最高的3个项目按负荷排序(由高到低)依次放到3个包中作为锚定项目，然后按照反方向(即由低到高)依次加入次高项目进行平衡，按此规则依次排列，直到所有题目都被平衡分配。这种打包方法通过平衡各项目包内题项的因子负荷和方差，可缩小项目包之间的差异。打包后的观测变量以每个包内项目的总分代替。

3.2.2 老年依恋影响主观幸福感的多重中介作用模型检验和分析

根据研究假设构建初始模型。构建的初始模型以依恋焦虑和依恋回避为外源潜变量，以孤独感、自尊和主观幸福感为内生潜在变量，依恋焦虑对孤独感、自尊和主观幸福感均产生影响，依恋回避对孤独感、自尊和主观幸福感均产生影响，孤独感对自尊和主观幸福感产生影响，自尊也对主观幸福感产生影响(见图 2)，采用结构方程模型的极大似然法(Maximum likelihond)对初始模型进行估计和检验。模型拟合结果(见表 2)，从结果可以看出，初始模型的各项拟合指标都较好，但依恋回避对自尊(β=-0.07，t=-0.95，p=0.41>0.05)、依恋回避对主观幸福感(β=-0.12，t=-1.55，p=0.24> 0.05)和依恋焦虑对自尊(β=-0.02，t=0.29，p=0.74>0.05)的直接路径均不显著。对原始模型进行修改，删除这三条不显著的路径后得到一个修改模型(见图 3)，修改模型的各项拟合指标也都比较理想(见表 2)，初始模型和修改模型属于嵌套模型，根据嵌套模型的比较原理，修改模型减少了三条路径，自由度增加了3个，△χ²(3)=3.43<7.81，p>0.05，修改模型的卡方值没有显著增加，但更小的赤池信息量准则(Akaike Information Criterion，AIC)值代表着一个更适合的假设模型，同时更小的期望交叉验证指数(expected cross-validation index，ECVI)表示更大的模型重复潜力(Lin，2016)。从表 2可知，修改模型的AIC和ECVI值比初始模型的更小，这表明修改模型与数据的拟合程度更好。为此，本研究将修改模型作为最终模型。

3.2.3 孤独感和自尊的中介效应作用检验

采用AMOS20.0软件中的偏差矫正的百分位Bootstrap法对中介效应的显著性进行检验，该方法能有效地降低II类错误的发生，统计功效高(方杰，张敏强，邱皓政，2012)。在本次研究的中介效应分析中，重复取样为1000次，中介效应的置信区间设置为95%。如果影响路径的95%置信区间没有包括0，则表明中介效应显著。由表 3可知，各路径的95%置信区间都没有包括0，这验证了孤独感和自尊在依恋与主观幸福感中的中介作用。

4 讨论 4.1 老年人孤独感在依恋焦虑、依恋回避对主观幸福感影响中的中介作用

结构方程模型表明，老年人的依恋焦虑对主观幸福感的直接效应显著，同时依恋焦虑也能通过孤独感间接影响主观幸福感，即孤独感在老年人依恋焦虑和主观幸福感的关系中起着部分中介作用；而老年人的依恋回避对主观幸福感的直接效应不显著，它完全通过影响孤独感间接影响主观幸福感，即孤独感在老年人依恋回避和主观幸福感的关系中起着完全中介作用。这与假设H1是一致的。Shin和Sok(2012)的研究发现，个体不安全依恋能在一定程度上增加其孤独感水平；老年人的依恋焦虑和依恋回避两维度都显著正向预测其孤独感水平(谢祥龙 et al.，2014)。老年人依恋焦虑和依恋回避能显著正向预测孤独感水平，可能与依恋个体对自我和他人的评价有关。依恋焦虑水平越高的老年人，越倾向于高估他人、低估自己，在与他人交往时，表现出不自信，容易过多地依赖他人，当依恋对象不在身边时，容易感到孤独。而高依恋回避的老年人，倾向于高估自己、低估他人，对人际关系表现出不信任，并且试图与他人保持距离以保持独立性，这种特点使他们缺少朋友，因而也容易感到孤独。研究发现，较高的孤独感往往会引发各种消极情绪体验，进而降低生活满意度水平(Mellor et al.，2008)。亲密关系中的孤独感、家庭孤独感和社交孤独感都对个体的主观幸福感存在显著的消极影响(Hombrados-Mendieta et al.，2013)。这些研究表明，高依恋焦虑的老年人和高依恋回避的老年人，由于在人际交往中的不恰当表现及体验，例如高依恋焦虑者为获得其他人更多的关注，倾向于使用过度激活的情绪调节策略，对人际交往中遇到的问题高度敏感(Wei，Vogel，Ku，& Zakalik，2005)，他们容易体验到孤独感，进而影响他们的幸福感水平；而高依恋回避者通常使用去激活的情绪调节策略，倾向于与他人保持距离，较难获得来自他人的社会支持，这直接增加了他们对生活的消极认知和感受，更容易产生孤独体验，进而影响主观幸福感。

4.2 老年人孤独感、自尊在依恋焦虑、依恋回避对主观幸福感影响中的链式中介作用 4.2.1 孤独感在依恋焦虑、依恋回避与自尊之间的中介作用

本研究发现老年依恋焦虑和依恋回避对自尊的直接效应不显著，老年依恋焦虑和依恋回避可以通过影响孤独感而对自尊产生间接影响，即孤独感在依恋焦虑、依恋回避与自尊的关系中起着完全中介作用，这说明依恋对自尊的影响可能并不是直接的，而是要通过其他变量的中介作用来实现。心理不协调理论认为，孤独来源于个体不和谐的人际关系，即个体所期待的人际关系与实际所拥有的人际关系不相匹配时，容易产生孤独感。本研究发现，高依恋焦虑或高依恋回避老年人更容易孤独，这可能反映了高依恋焦虑或高依恋回避老年人较差的人际交往状况。孤独感与自尊呈显著负相关(李彩娜，班兰美，李红梅，2010)，高孤独感的个体往往具有较低的自我评价，从而导致较低的自尊水平(马莹，2008)。这些研究表明，孤独感较高者倾向于拥有更低的自我评价，其自尊水平也更低。与前人研究一致，本研究发现，老年人依恋将通过影响孤独感，间接地对自尊产生影响。

4.2.2 自尊在孤独感与主观幸福感之间的中介作用

本研究还发现，老年人孤独感不仅对主观幸福感有直接影响，它还通过自尊的中介作用对主观幸福感产生间接影响。作为主观幸福感的重要组成部分，生活满意度可以在一定程度上反映个体的主观幸福感。研究指出，自尊是集体主义文化背景下成年人生活满意度的一个重要且显著的预测因素(Chen，Cheung，Bond，& Leung，2006)。这表明拥有更高自尊的个体，其幸福感可能也更高。其他研究进一步发现了自尊的中介作用。例如，孤独感较低者拥有更高的自尊和幸福感，自尊是孤独感与生活满意度的中介变量(Çivitci & Çivitci，2009)。张灏和陈国典(2012)发现，自尊在焦虑、孤独感组成的负向情绪因素与总体幸福感间具有部分中介作用。本次研究的结论验证了自尊在孤独感与主观幸福感之间的中介作用，并将该结论扩展到老年群体。可见，较少体验到孤独感的老年人对自己拥有更积极的评价，其自尊水平也更高，因而具有更高的主观幸福感。

综上所述，老年人的依恋焦虑和依恋回避可以预测其孤独感，而孤独感的高低影响着他们的自尊水平，自尊水平又是个体主观幸福感的重要预测因素。因此，不难看出，老年人依恋焦虑和依恋回避通过孤独感、自尊中介链间接地对主观幸福感产生影响。

4.3 本研究的不足与展望

本研究采用问卷调查的方法对老年人依恋焦虑、依恋回避、孤独感、自尊和主观幸福感之间的关系进行了实证探讨，验证了孤独感、自尊在依恋焦虑及依恋回避对主观幸福感影响中的中介作用，为中国老年人主观幸福感的提升进行了初步的探索。然而，本研究也存在不足，今后的研究可以从这几方面加以改进。第一，研究对象取向的地域限制。本次研究只选取了重庆市北碚区的老年人，这可能会限制研究结论的推广，今后可扩大取样范围。第二，本次研究采用了横断研究设计。尽管横断研究能提供一些有价值的信息，但不能建立因果关系，今后可采用纵向研究进一步验证本研究的发现。第三，本次研究对老年人依恋测量属于一般依恋测量，结果发现老年依恋可通过孤独感及自尊的中介作用对主观幸福感产生影响，其他更为具体的依恋(如夫妻依恋、亲子依恋)是否会对其幸福感有同样的作用模式，今后可进一步探讨。第四，依恋理论是一种人际互动理论，本研究对依恋如何影响孤独感，倾向于从人际交往的角度解释，但此次研究并没有对老年人的人际交往状况进行直接的测量，对结果的解释存在一定的推测性，为明晰依恋与孤独感之间的关系，今后的研究可从人际交往技能、人际交往质量等方面探讨依恋影响孤独感的作用机制。

5 结论

本研究得出以下结论：

(1) 老年人依恋焦虑对主观幸福感有直接的预测作用，孤独感在老年人依恋焦虑对主观幸福感的影响中起部分中介作用，自尊在老年人依恋焦虑对主观幸福感的影响中不起中介作用，孤独感、自尊在老年人依恋焦虑对主观幸福感的影响中起链式中介作用。

(2) 老年人依恋回避对主观幸福感没有直接的预测作用，孤独感在老年人依恋回避对主观幸福感的影响中起完全中介作用，自尊在老年人依恋回避对主观幸福感的影响中不起中介作用，孤独感、自尊在老年人依恋回避对主观幸福感的影响中起链式中介作用。