1 引言
生命意义感是个体对自身生命的认知和理解，并赋予生活以一致性、目的性和重要性的主观情感体验(King & Hicks, 2021)。对老年人而言，生命意义感提供了稳定的健康保障，有助于降低死亡焦虑、自杀率和抑郁水平(张荣伟, 李丹, 2018)。
国外研究初步显示，独处为老年人提供了反思和整合人生经历、重获人生价值感和意义感的空间和时间(Ost-Mor et al., 2021)。由于社会角色转变、功能衰退、社会网络缩小以及家庭小型化等原因，老年人的独处时间日益增加，其中65岁以上老年人每天约有一半时间独自活动，丧偶、独居以及80岁以上老年人日均独处时间超过70%(Chui et al., 2014)。随着独处时间的增加和对时间感知的变化，同时受情绪管理目标所驱动，老年人往往更倾向于独处，独处能力更为成熟，在独处时更多选择符合个人意志和价值观的目标(Carstensen et al., 2011; Weinstein et al., 2023)。中国传统文化强调通过独处实现自我修养，如庄子提倡的“自事其心”和“安之若命”，这些思想旨在鼓励个体通过独处实现自我调适和精神满足(陈畅, 2017)。独处能力不仅有助于情绪管理和自我反思，还可能成为老年人生命意义感的重要来源(Jiang et al., 2019)。无论是强调个体主义价值观的西方，还是强调亲情互依和关系取向的我国，具备独处能力都被赋予积极意义，并可能对晚年生活质量和生命意义体验产生积极影响。
独处被定义为缺乏社交互动或信息交流的客观状态，分为一个人独处或与他人共在的独处(Burger, 1995; Larson, 1990)。以往研究多聚焦于独处对个体身心健康的负面效应，指出其可能增加抑郁、认知障碍及心脑血管疾病等健康问题的风险(Leigh-Hunt et al., 2017)。近期研究综述显示，晚年独处并不必然引发心理健康风险(阿尔升•海达别克, 2024; Lay et al., 2020)。基于独处的动机和体验，研究者将其分为积极与消极两类(Lay et al., 2020; Long & Averill, 2003)。积极独处是个体基于内在动机自愿选择独处，与放松、专注和创造力等积极情绪及个人成长关联。消极独处则是在压力下被迫独处，常与社交焦虑、孤独感和隔离感等负面情绪相关。依据心理动力学理论，独处能力可能是决定独处适应性的关键因素(Winnicott, 1958)。近年来的一些研究表明，独处能力不仅增强了积极的独处体验，还有助于预防和降低晚年抑郁风险，为独处能力导致适应性提供了佐证(胡永时, 张镇, 2024; Menec et al., 2020; Weinstein et al., 2023)。
Winnicott(1958)认为，独处能力是个人成长和情绪成熟的重要标志，反映个体利用独处进行自我调节与自我建构的能力(Weinstein et al., 2023)。成熟个体能够利用积极独处体验化解情绪冲突，重建情绪平衡(Larson & Lee, 1996)。善于独处的老年人独处时体验到更多积极情绪如平静和放松，更少负面情绪如焦虑和孤独(Birditt et al., 2019; Ost-Mor et al., 2021)，更可能抵御独处的消极结果，进而有助于维持自我连续性和整合感，增强其生命意义感和幸福感(Weinstein et al., 2021)。据此，本研究假设：具备独处能力的老年人能更好地适应独处，从而增强其生命意义感。
尽管研究者已经认识到独处能力的适应性价值，如提升生命意义和幸福感(Ost-Mor et al., 2021; Weinstein et al., 2023)，但对其内在机制尚未充分探索，尤其是针对我国老年群体的研究还相对欠缺。自我决定理论(self-determination theory, SDT)提供了探索独处能力作用机制的框架，该理论认为，自主、胜任和关联需求是人类基本的心理动力(Ryan & Deci, 2017; Ryan et al., 2008)。自主需求意味着个体倾向于以自我意志为主导来控制行为决策，生活控制力的丧失被看作是衰老的标志。胜任需求体现个体对自身适应和掌控环境的能力持有坚定的信念。关联需求则是指个体具有某种社会连接感或归属感。一方面，高独处能力的老年人在独处中能通过符合个人兴趣和价值观的选择和行为进行自我建构，增强其自主性和控制感，满足自主需求(Weinstein et al., 2023)。在此过程中，专注力、创造力和自我效能感得以提升，能力需求获得满足(Toyoshima & Kusumi, 2022)。通过内化的亲密关系和个人精神追求，关联需求也得到满足(Karremans et al., 2017)。另一方面，基于SDT的实证研究显示，这三种基本心理需求满足是生命意义感三个独立的预测因素和重要来源，促进老年人不同形式的幸福感(Martela et al., 2018; Tang et al., 2019)。据此推断，独处能力通过基本心理需求满足增强老年人的生命意义感。
基于“人−环境”(person-environment)解释框架，独处能力的心理健康效应可能还受到老年人所嵌入的社会环境，尤其是家庭环境的影响(Edwards et al., 2006)。家庭亲密度是个体所感知的家庭成员间情感彼此依赖、生活相互支持的程度(申琳琳, 张镇, 2020)。根据社会情绪选择理论和相关实证研究，紧密的家庭关系提供更充足的情感支持，是老年人获得安全感、满足基本心理需求的重要来源(English & Carstensen, 2014; Kluwer et al., 2020)。Winnicott(1958)认为，良好的依恋和亲密关系对独处能力是否以及如何发挥作用至关重要。在和谐亲密的家庭环境中，老年人更有信心和能力适应独处并从中获益，进而促进基本心理需求的满足(Pauly et al., 2018)。依据独处需求理论(Buchholz, 1997)，在关系疏离的家庭环境中，独处能力作为一种保护性因素，可以补偿亲密关系缺乏带来的负面影响，维持基本心理需求的满足(Birditt et al., 2019)。由此推断，独处能力与家庭亲密度可能对基本心理需求满足产生交互作用，进而影响老年人的生命意义感。
综上所述，本研究基于自我决定理论框架，探究我国老年人独处能力与生命意义感的关系，以及基本心理需求满足的中介和家庭亲密度的调节作用(见图1 )。研究假设如下。
假设1：独处能力正向预测老年人的生命意义感。假设2：自主、胜任、关联需求满足在独处能力和生命意义感之间起中介作用。假设3：家庭亲密度调节“独处能力−基本心理需求满足−生命意义感”这一中介效应的前半段路径。
2 研究方法
2.1 被试
本研究采用方便取样，通过社区负责人在西安、兰州、福州三个城市招募视力良好、意识清晰的55岁以上的退休老年人作为研究对象。采用统一指导语，在微信群中推送问卷调研的链接，作答者自愿匿名提交问卷。共回收问卷1151份，剔除作答时间少于5分钟或答案雷同的无效问卷69份，有效问卷1082份(有效率94%)。详细信息见表1 。
表1 基本信息表(n=1082) |
| 变量 | 类别 | 人数 | 百分比(%) |
| 年龄(岁) | 55～59 | 522 | 48.24 |
| 60～69 | 426 | 39.37 | |
| 70～79 | 117 | 10.82 | |
| 80以上 | 17 | 1.57 | |
| 性别 | 女 | 629 | 58.13 |
| 男 | 453 | 41.87 | |
| 婚姻状况 | 有配偶 | 938 | 86.69 |
| 无配偶 | 144 | 13.31 | |
| 受教育程度 | 小学或以下 | 86 | 7.95 |
| 初中 | 231 | 21.35 | |
| 高中或中专 | 430 | 39.74 | |
| 大专 | 219 | 20.24 | |
| 本科及以上 | 116 | 10.72 | |
| 长期居住地 | 农村 | 199 | 18.39 |
| 城市 | 883 | 81.61 | |
| 月收入(元) | 1000以下 | 53 | 4.90 |
| 1000～3000 | 269 | 24.86 | |
| 3000～5000 | 431 | 39.83 | |
| 5000～7000 | 234 | 21.63 | |
| 7000以上 | 95 | 8.78 | |
| 居住状况 | 主要独居 | 86 | 7.95 |
| 主要和配偶 | 492 | 45.47 | |
| 主要和子女 | 161 | 14.88 | |
| 配偶和子女 | 301 | 27.82 | |
| 其他亲属 | 42 | 3.88 | |
| 身体状况 | 很差 | 8 | 0.74 |
| 比较差 | 62 | 5.73 | |
| 一般 | 434 | 40.11 | |
| 比较好 | 444 | 41.04 | |
| 很好 | 134 | 12.38 |
2.2 研究工具
2.2.1 独处能力量表(CBAS)
该量表测量个体在独处中的舒适度和压力应对能力(Larson, 1990)，在我国老年群体中信效度良好(胡永时, 张镇, 2024)。量表20个题目，包括独处适应和独处舒适两个子量表，各10题，如“独处时能让我舒缓压力”。采用李克特5点计分(1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”)，总分越高代表独处能力越强。在本研究中，独处能力总量表的Cronbach’s α系数为0.86，独处适应和独处舒适两个子维度Cronbach’s α系数分别为0.72和0.81。
2.2.2 基本心理需求满足量表(BPNS)
该量表测量个体基本心理需求满足的程度(Sheldon et al., 2006)，中文修订量表信效度良好并适用于我国老年群体(杜健 等, 2020)。量表9个题目，分为三个独立子量表，分别评估自主、胜任和关联需求的满足程度，各3题，如“我能够按照自己的方式做事情”。采用李克特5点计分，总分越高代表心理需求满足程度越高。在本研究中，总量表的Cronbach’s α系数为0.92，自主、胜任和关联三个分量表的Cronbach’s α系数分别为0.87、0.86、0.86。
2.2.3 生命意义感量表(MIL)
该量表测量老年人的生命意义感(Krause, 2004)，在我国老年群体中信效度良好(申琳琳, 张镇, 2020)。量表8个题目，包括价值、目标、目的和与过去和解四个维度，各2题，如“我觉得目前自己生活得很充实”。采用李克特5点计分(1代表“完全不同意”，5代表“完全同意”)，总分越高代表生命意义感越强。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.86。
2.2.4 家庭环境量表亲密度分量表(FES-CV)
采用家庭环境量表中的家庭亲密度分量表评估感知的家庭亲密度，中文版具有良好的信效度并适用于不同人群(陈红艳, 2017)。量表9个题目，如“我的家庭成员都会尽最大努力相互支持和帮助”。采用李克特5点计分，总分越高代表家庭亲密度越高。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.81。
2.2.5 控制变量
本研究将年龄、性别、婚姻状况、受教育程度、长期居住地、月收入、居住状况和自评健康作为控制变量，其中性别、婚姻状况、长期居住地(城市和农村)为二分变量；年龄、受教育程度、家庭月收入、居住状况及自评健康分为4等级及以上，视为连续变量。考虑到上述因素可能影响老年人独处能力等主要变量，本研究在潜变量中介效应和有调节的中介效应检验中对其予以控制(Lu et al., 2021)。
2.3 数据统计与分析
采用SPSS22.0对数据进行共同方法偏差检验、差异性分析、描述统计及相关分析；采用Mplus8.3构建潜变量结构方程模型并进行中介效应和有调节的中介效应检验。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法进行检验(Podsakoff et al., 2003)。检验结果显示，共有7个因子的特征值超过1，首个因子所阐释的变异量占比达到29.21%，这一比例明确低于40%的临界标准，表明本研究中共同方法偏差问题不显著。
3.2 描述性统计与相关分析
各变量在结构内部和跨结构之间均呈现显著正相关，符合预期(见表2 )。
表2 各变量的描述性统计和相关系数 |
| 变量 | M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| 1.独处能力 | 3.42±0.52 | |||||||
| 2.独处适应 | 3.39±0.51 | 0.90*** | ||||||
| 3.独处舒适 | 3.44±0.62 | 0.94*** | 0.69*** | |||||
| 4.生命意义感 | 3.89±0.68 | 0.36*** | 0.34*** | 0.32*** | ||||
| 5.自主需求满足 | 3.90±0.74 | 0.33*** | 0.34*** | 0.28*** | 0.78*** | |||
| 6.胜任需求满足 | 3.77±0.73 | 0.36*** | 0.36*** | 0.30*** | 0.72*** | 0.68*** | ||
| 7.关联需求满足 | 3.96±0.72 | 0.21*** | 0.23*** | 0.17*** | 0.72*** | 0.68*** | 0.64*** | |
| 8.家庭亲密度 | 3.82±0.68 | 0.22*** | 0.19*** | 0.21*** | 0.48*** | 0.41*** | 0.37*** | 0.51*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 测量模型检验
根据研究假设建立结构方程模型。为了降低随机误差带来的影响，增强模型解释力和建模效率，同时让估计更稳定，对同质、单维的家庭亲密度量表按照因子法中的平衡法打包处理，对其它变量依据内部一致性法以维度为单位进行打包(吴艳, 温忠麟, 2011)。采用6个潜变量，分别为独处能力(包括独处适应、独处舒适两个指标)、自主(三个指标)、胜任(三个指标)、关联(三个指标)、生命意义感(包括价值、目的、目标、和解四个指标)、家庭亲密度(打包后三个指标)。验证性因子分析结果显示测量模型拟合良好(Hu & Bentler, 1999)，χ²/df=3.00，RMSEA=0.04，CFI=0.98，TLI=0.98，SRMR=0.02。独处能力对生命意义感的正向预测作用显著(β=0.32, p<0.001)，假设1得到验证。
3.4 基本心理需求满足的中介效应检验
采用潜变量结构方程模型对中介模型进行检验(方杰, 温忠麟, 2018)。结果显示，中介模型拟合良好，χ²/df=3.43，RMSEA=0.05，CFI=0.97，TLI=0.96，SRMR=0.06。中介效应检验显示，独处能力显著正向预测自主(β=0.30, p<0.001)、胜任(β=0.36, p<0.001)、关联(β=0.18, p<0.001)；自主(β=0.45, p<0.001)、胜任(β=0.22, p<0.001)、关联(β=0.25, p<0.001)需求满足显著正向预测生命意义感；独处能力对生命意义感的预测不显著(β=0.06, p=0.06)。进一步通过偏差校正Bootstrap法对中介效应检验发现(见表3 )，中介效应量为0.26，95%CI为[0.20, 0.32]，相对中介效应占比81.25%。其中，自主需求满足的相对中介效应占比最高(51.92%)。假设2得到验证。
表3 中介效应分析 |
| 影响路径 | β | SE | t | 95%CI | 相对中介效应 占比(%) | |
| 低 | 高 | |||||
| 总效应 | 0.32*** | 0.03 | 9.49 | 0.26 | 0.39 | |
| 直接效应 | 0.06 | 0.03 | 1.85 | −0.01 | 0.13 | 18.75 |
| 总间接效应 | 0.26*** | 0.03 | 8.46 | 0.20 | 0.32 | 81.25 |
| 独处能力→自主 →生命意义感 | 0.14*** | 0.03 | 5.05 | 0.09 | 0.20 | 51.92 |
| 独处能力→胜任 →生命意义感 | 0.08** | 0.02 | 3.69 | 0.04 | 0.13 | 31.15 |
| 独处能力→关联 →生命意义感 | 0.04*** | 0.01 | 3.13 | 0.02 | 0.08 | 16.92 |
3.5 家庭亲密度的调节效应检验
采用潜调节结构方程法检验家庭亲密度的调节效应(王艳辉 等, 2017)。首先，加入潜调节项的主效应，显示模型拟合良好，χ²/df=3.03，RMSEA=0.03，CFI=0.96，TLI=0.97，SRMR=0.08。接着加入潜交互项(独处能力×家庭亲密度)，结果显示在包含潜交互项的模型中LogL全模型=−15256.86，未包含潜交互项的模型中LogL限定模型=−15260.18。之后，采用公式LR=−2×(LogL限定模型−LogL全模型)来评估两个模型之间的似然比差异，结果显示LR(df=2)=6.64，p<0.05，表明加入调节项的全模型拟合良好。调节效应检验结果显示(见图2 )，家庭亲密度负向调节了独处能力与自主、胜任、关联需求满足之间的关系(见表4 )。
表4 有调节的中介效应检验 |
| 变量 |  自主 | 胜任 | 关联 | 生命意义感 | |||||||
| β | t | β | t | β | t | β | t | ||||
| 年龄 | 0.01 | 0.49 | −0.03 | −0.99 | 0.06 | 1.87 | 0.02 | 1.14 | |||
| 性别 | −0.07* | −2.05 | 0.00 | 0.04 | −0.05 | −1.45 | −0.02 | −0.84 | |||
| 受教育程度 | 0.02 | 0.52 | 0.02 | 0.61 | 0.02 | 0.40 | 0.00 | 0.13 | |||
| 婚姻状况 | −0.03 | −1.15 | 0.00 | −0.12 | −0.04 | −1.42 | 0.03 | 1.66 | |||
| 长期居住地 | 0.08* | 2.11 | 0.04 | 1.14 | 0.11*** | 3.26 | −0.01 | −0.29 | |||
| 居住状况 | −0.02 | −0.79 | 0.04 | 1.41 | 0.01 | 0.37 | 0.03 | 1.66 | |||
| 月收入 | 0.04 | 0.90 | 0.04 | 1.08 | 0.00 | 0.06 | 0.03 | 1.04 | |||
| 身体状况 | 0.20*** | 5.38 | 0.24*** | 6.30 | 0.16*** | 4.14 | 0.05*** | 2.16 | |||
| 独处能力 | 0.26*** | 6.15 | 0.34*** | 9.27 | 0.11* | 2.40 | 0.08* | 2.48 | |||
| 家庭亲密度 | 0.32*** | 8.70 | 0.27*** | 7.06 | 0.51*** | 15.88 | |||||
| 独处能力×家庭亲密度 | −0.09* | −2.15 | −0.09* | −2.11 | −0.10* | −2.12 | |||||
| 自主 | 0.40*** | 7.06 | |||||||||
| 胜任 | 0.18** | 2.65 | |||||||||
| 关联 | 0.33*** | 5.30 | |||||||||
| R-sq | 0.29*** | 0.32*** | 0.37*** | 0.80*** | |||||||
为进一步探讨家庭亲密度在特定情境下的调节效应，简单斜率分析发现(见图3 )，在家庭亲密度高的情境下，独处能力对三个基本心理需求满足(β自主=0.05, p=0.28; β胜任=0.04, p=0.08; β关联=−0.04, p=0.29)的增强效应不显著；在家庭亲密度较低的情境下，独处能力对自主(β=0.25, p<0.01)、胜任(β=0.13, p<0.05)、关联(β=0.09, p<0.05)需求满足的促进作用显著。假设3得到验证，并支持了交互作用的补偿效应。
4 讨论
4.1 老年人独处能力对生命意义感的直接作用
研究发现，老年人的独处能力与生命意义感存在显著正相关，证实了假设1。具备独处能力的老年人在独处时情绪稳定性更高，能够更准确地认知自己并适应环境，从而增强对生活目的、价值和成就的整体感知(Ost-Mor et al., 2021)。中国传统文化特质如“知足”“自律”“内省”等可能在这一过程中发挥作用(Jiang et al., 2019)，后续研究可以从文化特异性的视角进一步探究。
4.2 基本心理需求满足的中介作用
基本心理需求满足在独处能力与生命意义感之间起完全中介作用，假设2得到验证。本研究基于SDT理论框架，从多重基本心理需求满足的角度验证老年人独处能力的积极作用，其解释具有理论整合性和广纳性。一个促进自我决定的环境可以同时预测自主、胜任和关联需求的满足，进而影响生命意义感的建构(Bauer et al., 2019; Ryan et al., 2008)。高独处能力的老年人在自主支持性环境中做出符合个人需求和价值观的决策，这有助于满足自主需求并提升生命意义感(Weinstein et al., 2023)。老年人在力所能及的情况下，独立应对晚年生活中的问题和挑战，可提升其能力感、成就感和自信心，从而满足胜任需求并增强意义感(Martela et al., 2018; Toyoshima & Kusumi, 2022)。此外，独处并不一定意味着孤独、孤僻或孤立无援，高独处能力的老年人能够平衡独处与社交，满足关联需求(Littman-Ovadia, 2019)。关联需求满足作为生命意义的重要来源已得到充分验证(Krause & Rainville, 2020; Martela et al., 2018)。整体而言，老年人独处能力越强，其基本心理需求满足程度越高，生命意义感提升越显著。此外，自主、胜任和关联需求的满足在预测生命意义感中各自独立发挥作用，解释了独处能力与生命意义感的关联(总中介效应占比81.25%)。其中，自主需求满足对这种关系的贡献最大(相对中介效应占比51.92%)，显示其在上述关系中的主导作用，契合SDT的内涵。
4.3 家庭亲密度的调节作用
家庭亲密度负向调节了独处能力与三种基本心理需求满足的关系，假设3得到验证。根据生态系统理论(Bronfenbrenner, 1994)，家庭作为生态系统中最关键的微观组成部分，通过物质保障、社会融入和情感支持，为老年人构建全面的支持框架。独处能力对老年人心理状况的积极影响，部分取决于所感知的家庭关系质量。这不仅直接影响基本心理需求满足，还可能影响独处能力与基本心理需求之间的关系。结合已有研究，亲密关系质量高的个体在独处时体验到的负面情绪较少，积极情绪较多，基本心理需求更易得到满足，独处能力对这些个体的影响相对较小(Pauly et al., 2018)。相反，家庭亲密度较低的老年人中，独处能力对基本心理需求的满足有更明显的促进作用，这一结果支持独处需求理论(Buchholz, 1997)，表明独处能力可能补偿家庭亲密度的不足。换言之，当亲密关系缺失时，高独处能力的老年人可以通过自我探索、个人兴趣或寻求友谊等方式获得情感和精神支持，从而释放负向情绪、缓解孤独感，这在一定程度上消解了亲密关系缺失带来的不利影响(Birditt et al., 2019)。
4.4 研究意义与不足
本研究聚焦于我国老年人独处能力与生命意义感的关联及其潜在机制，验证了独处能力的积极意义，丰富了老年幸福感研究的视角和内容。同时，从自我决定的理论视角检验自主、胜任和关联需求满足的中介作用，以及自主需求在其中的主导作用，揭示独处能力在促进自主需求满足的同时并不会导致关系满足感的缺失。研究还发现，对于关系疏远的家庭，独处能力对老年人基本心理需求满足具有更强的促进作用。在老龄化加剧的背景下，上述发现有助于从“人−环境”的角度确定干预策略，如针对特定家庭环境的老年人，独处能力的培养可能在满足基本心理需求、提升幸福感方面带来更明显的效果。
本研究也存在一些局限。首先，数据来自自我报告的问卷调查，缺乏对老年人独处能力的客观测量。未来研究应采用更多样化的测量方式(如日记法)考察独处能力及其影响，以增加研究的外部效度。其次，研究为横断面设计，无法直接揭示变量之间的因果关系。未来可通过纵向研究或实验设计进一步探索。再次，研究仅考虑了家庭关系对独处能力的调节作用，未来可基于生态系统视角更全面地探讨社会环境的作用。最后，样本主要为中、低龄且身体状况良好的老年人，并借助手机网络收集数据，限制了样本的代表性。不过，随着老年群体对社交媒体的接受度和使用率不断提升，新的沟通方式或影响老年人的社交习惯，为未来探索独处与心理健康的关系提供了广阔的问题空间。
5 结论
独处能力对生命意义感具有直接的积极影响；自主、胜任、关联需求满足在独处能力和生命意义感之间起完全中介作用；家庭亲密度负向调节独处能力与基本心理需求满足之间的关系。研究结果揭示，独处能力可以通过满足基本心理需求提升老年人的生命意义感。对于家庭支持不足的老年人，这种积极效应更为显著，有助于缓解亲密关系缺失带来的不利影响。