独自生活对老年人抑郁的影响
原文作者：ALFRED DEAN, PhD；BOHDAN KOLODY, PhD；PATRICIA WOOD, MPH；
GEORG E. MATT, PhD
单位：San Diego State University 圣地亚哥州立大学
摘要：独居对老年人的心理健康的影响尚不清楚。使用多元回归模型，作者试图区分独居对抑郁症状的影响与其他高度相关变量的影响：社会支持、压力源、年龄、性别和婚姻状况。这些数据来自于50岁及以上人群的分层社区概率样本。作者发现，独居的老年人有更高水平的抑郁症状；这种关系独立于来自朋友的表达支持、与朋友的面对面互动、不良生活事件、残疾和经济压力的影响。独居对男性的抑郁影响大于女性。不可取的健康事件对那些独居的人，特别是妇女有更大的影响。婚姻状况通过影响独自生活来间接影响抑郁症。本文讨论了这些发现和其他发现的含义。
关键词：独居老人；抑郁；影响因素
众所周知，越来越多的老年人独居。在美国，65岁及以上独居者的比例从1960年的19.7%增加到1980年的27.7% (Krivo amp; Mutchler, 1989)。老年女性（47%）高于男性（20%；Kramer，1983），丧偶者也非常高 (75%; Alwin, Converse, amp; Martin, 1985)。此外，预计独居的老年人人数将继续增长。
鉴于这些人口统计学上的事实，值得注意的是，心理健康和独居之间的关系并不清楚。正如最近所指出的(Henderson, Scott, amp; Kay, 1986)，对这个主题的研究一直相当有限，并产生了不一致的发现。很少有流行病学研究试图描述精神疾病与独居之间的联系。虽然一些早期的研究表明独居和精神疾病之间的关系，但由于方法问题和最近的发现，这受到了挑战(Hughes amp; Gove, 1981; Magaziner, Cadigan, Hebei, amp; Parry, 1988)。最近的一些研究试图辨别独居的老年人患抑郁症的风险是否更高，这可能是由于社会关系不足。亨德森等人。（1986）观察到老年人的抑郁症状水平较高，但没有发现重度抑郁症的发生率较高。他们得出的结论是，较高的抑郁症状可能不可避免地和不可补救地与配偶的缺席有关。然而，另外两项局限于老年妇女的研究发现，与与配偶生活的人相比，独居者患抑郁症状或重度抑郁症的风险并没有增加，而且比与他人一起生活的人生活得更好(Holzer, Leaf, amp; Weissman, 1985; Magaziner et al., 1988)。
我们的基本目的是研究独居可能影响抑郁症的三种方式。首先，我们研究了它的直接影响，独立于其他已知与抑郁和独居相关的相关变量。其次，我们研究了与这些其他变量单独生活对抑郁症的交互作用。第三，我们研究了独居如何介导年龄、性别和婚姻状况对抑郁症的间接影响。
独居的直接影响
独自生活的影响必须独立于其他可能影响抑郁症的变量。否则，独居的影响可能会被这些变量所掩盖或混淆。在这方面，控制年龄、性别、婚姻状况、不同类型的社会支持、压力源和其他变量的影响是非常重要的。
抑郁症状和抑郁症状似乎在较年轻的人群中更为普遍 (Lin, Dean, amp; Ensel, 1986; Weissman, 1987)。虽然研究没有发现年龄对抑郁症的一致直接影响，但检查这种可能性很重要(Turneramp;Noh，1988)。女性和未婚女性被观察到经历了更多的抑郁症(Ensel，1986)。由于独居与婚姻状况密切相关，因此试图区分它们的影响尤为重要。
社会支持已经证明了对抑郁症有强大的直接影响，以及对抑郁症有压力缓冲作用(Turner，1983)。人们期望独居的人患抑郁症和其他精神疾病的风险可能会增加，这是因为这些人缺乏足够的社会关系(Hughes amp; Gove，1981)。事实上，独居一直被视为社会孤立的一种衡量指标，甚至被作为幸福的替代衡量指标（Chappell amp; Badger，1989年）。然而，最近的研究表明，独居的老年人保持着社会联系（菲尔德amp;思维克勒，1988年；休斯和戈夫，1981年；劳顿，莫斯，和克莱班，1984年)和报告足够的附件(Henderson等人，1986年）。Alwin等人。（1985）发现，独居的人实际上有更多的朋友。无论如何，目前尚不清楚独居对抑郁症的影响是否与社会支持不同。
目前的研究强调需要区分表达支持和社会互动的影响，并区分支持的来源(Chappell amp; Badger，1989；迪安，Kolody，amp;Wood，1990；西曼和伯克曼，1988)。对老年人与成年儿童、其他亲属和朋友的互动频率影响的研究一致表明，与朋友的互动对主观幸福感和士气的影响最强(Leeamp;Ishii-Kuntz，1987)。因此，了解孤独生活和抑郁之间的任何联系是否不依赖于来自朋友的表达性支持和与朋友的社会互动是很重要的。
还有必要区分独自生活的影响和老年人所经历的与抑郁有密切关系的压力源的影响。独居者可能或多或少可能经历特定的压力源，包括不良健康事件、其他不良生活事件、残疾和经济压力(Lin等, 1986; Pearlin amp; Johnson, 1977; Turner amp; Noh, 1988)。
交互作用
研究独自生活对抑郁症的影响是否依赖于其他特征——即独居是否与其他变量共同影响抑郁症。例如，人们可能会认为，独居对支持率低的人有更大的影响，而独居者在面对压力源时更容易患抑郁。独自生活可能对男性有更强的影响，因为男性的支持关系更少，而且倾向于情感亲密关系更依赖配偶(Kendig, Coles, Pittelkow, amp; Wilson, 1988; Strain amp; Chappell, 1982)。
间接影响
老年人独自生活部分是婚姻状况、年龄和性别的结果。因此，研究年龄、性别和婚姻状况对抑郁可能产生的间接影响的程度是通过独居介导的变得很重要。
虽然本研究因此探索了这些不同的影响，但它受到几个局限性。本文提出的研究是基于一个横断面设计。因此，独居和抑郁之间的任何关系都只反映了假定的因果关系，因为我们已经排除了所有相关的第三个变量和混杂因素。遵循传统的用法，并考虑到这一点，我们应用了回归分析的概念和语言，并指代了独自生活的直接、间接和交互效应。其次，虽然我们已经试图排除尽可能多的第三个变量和混杂因素，但我们不能排除所有这些变量。未来的研究将不得不解决其他的相关变量（例如，其他类型的支持）。第三，我们对独居介导的间接影响的研究仅限于性别、年龄和婚姻状况。这并不是为了意味着独自生活不受其他因素的影响。
方法
抽样
这里报告的数据来自于1985年10月至1986年5月期间在选定的受访者家中进行的结构化访谈。本研究的目标人群是居住在纽约州奥尔巴尼-斯克内克塔迪-伦斯勒标准大都市统计区的50岁或以上的非机构个人。采用多阶段、不成比例的分层概率抽样设计，选择1174个个体，在四个年龄层50-64岁、65-74岁、75-84岁和85岁以上年龄层中分别产生约150名男性和850名女性。该样本的进一步特征可以在迪恩、科洛迪、伍德和Ensel（1989）中找到。这些分析仅限于65岁及以上的受访者(N=848)。
测量方式
抑郁症状。我们采用流行病学研究中心抑郁量表(CES-D)作为抑郁症状的测量指标(平均=5.4；中位数=3；SD=6.7；百分比评分N16=7.6)。这种由20项组成的仪器已被广泛使用，并反映了可接受的效度和信度(Radloff，1977)。我们将正偏态的CES-D变量转换为平方根，以改善分布的正态性(平方根变换的CES-D：均值=1.8；中位数=1.7；SD=1.5)。
残疾。采用17项的日常生活活动(ADL)指数，以3分量表评估残疾或损害水平：（0个=可以做，1个=可以做困难^，2个=不能做）。这些项目改编自标准来源(杜克大学老龄化研究中心，1978年；Katz，1983年)，并显示出较高的内部一致性(alpha=。89)。这里应用的残疾评分是被调查者年龄层内的原始ADL评分的百分位排名。因此，它测量的是一个年龄队列中残疾相对于残疾的程度。我们使用这种原始ADL评分的转换，因为我们之前观察到残疾和抑郁症之间的关联随年龄层而变化；也就是说，最年轻的年龄层的残疾似乎比最古老的年龄层对抑郁症的影响更强。
不理想的生活事件。一份140个项目的清单(Linetal.，1986)被用来提供过去6个月内不良生活事件的计数。在本研究中，我们区分了与健康相关的不良生活事件和非健康相关的不良生活事件，因为不良健康事件在对老年人的研究中具有不同的相关性。我们将前者视为一个简单的二进元变量，表明受访者在过去6个月内是否经历了不良的健康事件（如严重疾病或受伤、住院等；是的=1，没有=0）。后者代表了所有其他报告的不良生活事件的简单计数。
财务压力。采用由皮尔林、梅纳汉、利伯曼和穆兰（1981）改编的5个项目量表来评估应答者经历的经济压力或经济困难水平，如果适用，应答者家庭经历的经济压力或经济困难水平。项目根据被试者经历菌株的频率进行评分，从从不（1)到经常(4）(alpha=.94)。
朋友的社会支持。采用5项项目的一种表达支持的测量，称为关心和关注，来评估在访谈前6个月从朋友那里获得的表达支持。尺度分数测量3分的朋友表现以下行为的频率在过去6个月：显示你他或她喜欢你，给你支持当坏的事情发生，显示关心你生病时，与你分享美好时光，并显示关注当你不快乐。这个量表显示了较高的内部一致性(alpha=.90)。有关这种表达支持的概念化、测量和效果的进一步讨论，请参见Dean等（1990）。
互动频率。互动频率通过两个变量评估:面对面接触(见朋友)和电话接触(电话朋友)。响应类别和代码如下:1 =一年一次或更少;2 =一年几次，3 =每月一次;4 =每周;5 =每天。
结果
我们应用一系列的多元回归分析来建立我们最好的最佳模型来解释独居对CES-D的影响。我们的分析包括三个阶段：(a)在初始模型中测试直接效应，(b)删除所有不显著的变量，并在重新估计的模型中测试交互效应，(c)同时形成最终模型，包括所有显著的直接效应和交互效应。在我们最初的分析中，CES-D按年龄回归；性别（男性=1)；生活安排(独自生活=1)；婚姻状况，已婚为参考组和假变量(妻子=1，其他=0)和其他未婚=1，其他=0)；与朋友面对面接触的频率(见朋友)；与朋友的电话联系频率(电话朋友)的频率；来自朋友的表达支持(朋友支持）和压力源——残疾、经济压力、健康相关的不良生活事件和非健康相关的不良生活事件。婚姻状况变量、年龄或电话朋友都没有增加其他模型变量所解释的方差。接下来，我们形成了一个重新估计的模型，去掉了没有添加到所解释的方差中的变量，并测试了变量之间所有可能的一阶交互作用。这使我们能够确定独居在预测抑郁症时是否与其他模型变量相互作用。通过在每个变量之间创建具有直接效应的交叉产品项来测试交互作用。在输入主效应后，术语最初在回归方程中单独进行检验。最终的模型（表1）同时测试了所有重要的直接项和交互项的影响。
直接影响
表1给出了我们最终模型中发现的直接效应。我们看到独居和抑郁症之间存在正斜率，表明独居与更高水平的抑郁症状之间存在关联(b= .532)。正如预期的那样，压力源都显示出一个正斜率，指向预期的关联。同样，与预期的一样，男性、面对面的互动（见朋友）和朋友的表达支持与CES-D呈反相关；也就是说，它们与较低水平的抑郁症状相关。
交互作用
四个交互项进入主效应方程，当单独测试时，与plt; .05.表1给出了Hnal模型，其中同时测试了所有的直接效应和四个统计上显著的值得注意的交互项。独居和其他模型变量之间出现了一些有趣的相互作用。独居和其他模型变量之间出现了一些有趣的相互作用。对这些产品术语的检查表明，不良健康事件对独居受访者的CES-D的影响比与某人生活在一起的人的影响更强。一种应激源（即经济压力）的抑郁效应对独居者的影响较低。独居和性别之间另一个有趣但较弱的互动表明，独居对抑郁症的影响对男性比对女性更大。事实上，CES-D中男性的优势似乎仅限于那些与他人生活在一起的人。独居男性的CES-D评分似乎与独居女性相当，且高于与他人一起生活的女性。性和健康不良健康生活事件之间的最后一次互动表明，健康事件的抑郁影响主要是对女性，因为男性不良健康生活事件的斜率几乎为零。
虽然我们期望朋友的支持和与朋友面对面的交互频率会对独居者产生更强的负斜率，但我们没有观察到任何一个术语的具有统计学意义的交互作用，尽管在这个方向上有一个趋势。
这四种交互作用都相当弱，这一事实实际上排除了删除任何一个或多个，以实现具有更低的I类错误概率的更简单的模型。在这种情况下，我们选择将所有四种模型都纳入其中，同时建议在解释时要谨慎。
间接影响
虽然婚姻状况和年龄都没有作为对抑郁的直接影响进入回归，但这些变量有可能是通过独自生活间接发挥作用的。对年龄、婚姻状况和性别这三个人口统计学变量进行了回归检验，并单独作为因变量。虽然普通最小二乘回归不是预
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The Influence of Living Alone on
Depression in Elderly Persons
ALFRED DEAN, PhD
BOHDAN KOLODY, PhD
PATRICIA WOOD, MPH
GEORG E. MATT, PhD
San Diego State University
The mental health effects of living alone on elderly persons are not well known. Using multiple regression models, the authors attempted to distinguish the influence of living alone on depressive symptoms from the influence of other highly relevant variables: social support, stressors, age, sex, and marital status. The data derive from a stratified community probability sample of persons 50 years of age and older. The authors find that elderly persons who live alone have higher levels of depressive symptomatology; and this relationship is independent of the influence of expressive support from friends, face-to-face interaction with friends, undesirable life events, disability, and financial strain. The depressive influence of living alone is greater on men than women. Undesirable health events have a stronger impact on those who live alone, particularly women. Marital status influences depression indirectly through its influence on living alone. Implications of these and other findings are discussed.
It is well known that increasing proportions of elderly persons live alone. In the United States, the proportion of persons aged 65 and over living alone has increased from 19.7% in 1960 to 27.7% in 1980 (Krivo amp; Mutchler, 1989). The likelihood of living alone is higher for elderly females (47%) than for males (20%; Kramer, 1983) and is very
AUTHORS* NOTES: The work reported here is supported by a grant (MH41781) from the Center on Aging of the National Institute of Mental Health, Alfred Dean, Principal Investigator. Correspondence should be addressed to Alfred Dean, Ph.D., Social Supports, Aging and Health Project, San Diego State University, 6505 Alvarado Road, Suite 212, San Diego, CA 92120.
JOURNAL OF AGING AND HEALTH, Vbl. 4No. 1, February 1992 3-18 copy; 1992 Sage Publications, Inc.
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high among the widowed (75%; Alwin, Converse, amp; Martin, 1985). Furthermore, continued growth in the number of older persons living alone is to be expected.
In view of these demographic facts, it is noteworthy that the relationships between mental health and living alone are not well known. As has been noted recently (Henderson, Scott, amp; Kay, 1986), research on this topic has been quite limited and has yielded inconsistent findings. Few epidemiologic studies have attempted to describe the association of psychiatric disorders with living alone. Although some earlier studies suggested a relationship between living alone and psychiatric morbidity, this has been challenged due to methodological issues and recent findings (Hughes amp; Gove, 1981; Magaziner, Cadigan, Hebei, amp; Parry, 1988). Some recent studies have attempted to discern whether elderly persons who live alone are at higher risk of depression, possibly due to inadequate social relationships. Henderson et al. (1986) observed higher levels of depressive symptoms in elderly persons but did not find higher rates of major depressive disorder. They concluded that higher depressive symptoms were probably inevitably and irremediably associated with the absence of the spouse. However, two other studies limited to elderly women found that those living alone were not at increased risk of depressive symptoms or of a major depression compared to those living with a spouse and were better off than those living with others (Holzer, Leaf, amp; Weissman, 1985; Magaziner et al., 1988).
Our basic aim is to examine three ways in which living alone may influence depression. First, we examine its direct effect independent of other relevant variables known to be associated with depression and living alone. Second, we examine possible interaction effects of living alone with these other variables on depression. Third, we examine how living alone may mediate the indirect effects of age, sex, and marital status on depression.
INDEPENDENT DIRECT EFFECTS
It is essential that the influence of living alone be examined independent of other variables that may be expected to influence depression. Otherwise, the influence of living alone may be obscured by or confounded with these variables. In this respect, it is distinctly important to control for the influence of age, sex, marital status, different types of social support, stressors, and other variables.
Depressive illness and depressive symptoms appear to be more prevalent in younger age groups (Lin, Dean, amp; Ensel, 1986; Weissman, 1987). Although studies have not found consistent direct effects of age on depression, it is important to examine this possibility (Turner amp; Noh, 1988). Women and the unmarried have been observed to experience more depression (Ensel, 1986). Because living alone and marital status are closely related, it is particularly important to attempt to distinguish their effects.
Social support has demonstrated a robust direct effect on depression as well as having stress-buffering effects on depression (Turner, 1983). The expectation that persons who live alone may be at an increased risk for depression and other psychiatric disorders stems from the view that such persons lack adequate social relationships (Hughes amp; Gove, 1981). Indeed, living alone has been treated as a measure of social isolation and even as a surrogate measure of wellbeing (Chappell amp; Badger, 1989). However, more recent studies indicate that elderly persons who live alone maintain social contacts (Field amp; Minkler, 1988; Hughes amp; Gove, 1981; Lawton, Moss, amp; Kleban, 1984) and report adequate attachments (Henderson et al., 1986). Alwin et al. (1985) found that p
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