目的:檢驗(yàn)醫(yī)院抑郁量表(HDS)在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人群中的信效度,探討心理彈性(內(nèi)部資源)在孤獨(dú)與抑郁之間的中介作用及社會(huì)支持(外部資源)的各維度(家庭、朋友、其他)對(duì)中介模型的調(diào)節(jié)效應(yīng),為制定健康照護(hù)的干預(yù)方案、促進(jìn)健康養(yǎng)老提供理論依據(jù)。方法:采用分層整群抽樣的方法,從山東省濟(jì)南市歷下、市中、槐蔭、天橋、歷城、長(zhǎng)清6個(gè)區(qū)25家養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中選取323位60歲及以上的老年人為研究對(duì)象,調(diào)查工具采用人口社會(huì)學(xué)問(wèn)卷、簡(jiǎn)易精神狀態(tài)評(píng)價(jià)量表(MMSE)、日常活動(dòng)能力量表(ADL)、10條目心理彈性量表(CD-RISC-10)、領(lǐng)悟社會(huì)支持量表(MSPSS)、孤獨(dú)量表(UCLA)及醫(yī)院抑郁量表(HDS)。采用SPSS22.0及AMOS22.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析,分析方法包括描述性分析、Mann-Whitney U檢驗(yàn)及Kruskal-Wallis H檢驗(yàn)、Pearson及Spearman相關(guān)分析、中介效應(yīng)及有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析。結(jié)果:1.HDS驗(yàn)證性因子分析發(fā)現(xiàn)條目4因子載荷較低(0.19),去掉條目4后得到6個(gè)條目的HDS,重新驗(yàn)證性因子分析發(fā)現(xiàn)各條目因子載荷在0.49～0.82,擬合指數(shù)為χ2=22.02...

【文章頁(yè)數(shù)】：84 頁(yè)

【學(xué)位級(jí)別】：碩士

【部分圖文】：

圖１．２心理彈性及社會(huì)支持的不同維度（家庭、朋友＇其他）在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年??人孤獨(dú)與抑郁間有調(diào)節(jié)的中介模型??

將孤獨(dú)作為一種慢性心理壓力，心理彈性作為一種內(nèi)部保護(hù)性資源，??社會(huì)支持作為一種外部保護(hù)性資源，假定心理彈性在孤獨(dú)與抑郁間起到中介作用??（圖１．１），社會(huì)支持的不同維度（家庭支持、朋友支持、其他支持）在中介模型??直接路徑及間接路徑中起到調(diào)節(jié)作用。本研究的理論框架如圖１．２。?....

圖２養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人醫(yī)院抑郁量表標(biāo)準(zhǔn)化路徑圖??在刪除條目４后得到６個(gè)條目的量表（ＨＤＳ－６），對(duì)其重新進(jìn)行驗(yàn)證性因子??

?山東大學(xué)碩士學(xué)位論文???第四章結(jié)果??４．１養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人ＨＤＳ的信效度??（１）結(jié)構(gòu)效度：通過(guò)驗(yàn)證性因子分析（Ａｍｏｓ２２．０）評(píng)估ＨＤＳ結(jié)構(gòu)效度，??將量表中的７個(gè)條目作為觀察變量，繪制路徑圖，得到標(biāo)準(zhǔn)化路徑模型圖，如圖??２所示。其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在０．１９？０．８１之間....

圖３養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人ＨＤＳ４標(biāo)準(zhǔn)化路徑圖??（２）信度：ＨＤＳ－６的Ｃｒｏｎｂａｃｈｉ系數(shù)為０．８０５，表明量表的內(nèi)部一致性較??

圖２養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人醫(yī)院抑郁量表標(biāo)準(zhǔn)化路徑圖??在刪除條目４后得到６個(gè)條目的量表（ＨＤＳ－６），對(duì)其重新進(jìn)行驗(yàn)證性因子??分析，如圖３所示，發(fā)現(xiàn)其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在０．４６？０．８２之間，均在０．４以上。??ｆ／ｄｆ?＝２＿４４８＜?３，?ＧＦＩ?＝?０．９７８，ＡＧＦ１?＝?０．９....

圖４心理彈性在孤獨(dú)與抑郁間的中介作用??

孤獨(dú)一抑郁間的中介作用成立。在加入心理彈性后，直接效應(yīng)（ｐａｔｈ?ｃ’）為０．３０８??（９５％ＣＩ：?０．２０５，?０．４１］；?Ｐ＜?０．００１），仍具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說(shuō)明此中介效應(yīng)為部??分中介，中介效應(yīng)量（Ｍ／ｃ）為３３．８％，如表５及圖４所示。??表５心理彈性在孤獨(dú)一抑郁....

本文編號(hào)：3972773