DOI:10.20047/j.issn1673-7210.25081088
中图分类号:R193
张李娟, 王淑敏, 雷景美, 颜萍, 夏慧玲
| 【作者机构】 | 新疆医科大学护理学院 |
| 【分 类 号】 | R193 |
| 【基 金】 | 新疆维吾尔自治区区域协同创新专项-科技援疆计划项目(2022E02119) |
当前,中国整体已步入中度老龄化阶段,且人口老龄化水平在城乡之间表现出显著差异。第七次全国人口普查数据显示,我国60岁及以上人口有2.6亿人(18.5%),65岁及以上人口有1.9亿人(13.5%),其中农村60、65岁及以上老年人占比分别为23.81%、17.72%,比城镇分别高出7.99、6.61个百分点[1]。老龄化“城乡倒置”现象提示农村人口老龄化形势严峻,应给予更多关注。
随着我国互联网的快速普及和智能手机等设备的开发,社交媒体逐渐渗透到老年人生活的方方面面,且因其普及性与交互性,成为影响老年人健康的重要载体[2-4]。研究表明,社交媒体是老年人获取健康信息的重要途径,促进健康行为,是改善老年人健康状况的潜在工具[5-6]。研究显示,社交媒体使用与老年人健康呈正相关;同时与生理健康相比,其与老年人心理健康之间的相关性更为显著[7]。目前有关社交媒体使用与健康促进行为的理论机制尚不明确。
安德森健康行为模型是研究个体医疗卫生服务利用行为的权威理论模型,主要包括倾向因素(人口学特征、社会结构及健康信念等)、需求因素(感知、评估健康状况)和使能因素(个人/家庭资源与社会资源)3个维度[8-9]。以此模型为框架进行分析可以发现,社交媒体使用不仅直接提供健康信息,还可通过改变老年人的健康信念、需求感知和资源可及性,间接推动健康促进行为。
数字化和老龄化的交融和共存是现阶段我国社会的重要特征,积极应对人口老龄化背景下,探究社交媒体使用与健康老龄化之间的内在联系显得尤为关键。然而,当前相关研究多聚焦于青少年群体,对老年人群体的关注则相对匮乏。因此,本研究选取农村老年人作为研究对象,探讨社交媒体使用对健康老龄化的影响并明确健康促进行为的中介作用机制,进而为农村健康老龄化实践提供科学依据,助力缩小城乡健康差距,有效应对人口老龄化挑战。
本研究于2024年12月,运用多阶段分层随机抽样策略,从山西省运城市下辖的13个县(市、区)中,以随机方式选取3个县(市、区)作为研究区域;随后在每个选定的县(市、区)内,再次采用随机抽样法,各抽取2个乡镇;进一步于每个被抽中的乡镇中,继续随机选取2个村庄;最终,以这些村庄内符合既定条件的老年人群作为本研究的调查对象。根据肖顺贞[10]提出的研究样本量粗估计法:样本量选取变量个数的5~10倍,本研究共纳入变量52个,考虑20%的无效问卷,计算样本量为312~624例,因此本研究共发放问卷580份。纳入标准:①年龄 ≥60岁(参照世界卫生组织对发展中国家老年人的年龄划分标准[11]);②调查时居住在现住址 ≥6个月;③使用智能手机且使用1种及以上社交媒体;④有一定的理解认知与沟通能力,能配合调查。排除标准:①患有严重的躯体或精神疾病;②经解释后仍然无法理解并完成本研究的问卷调查。本研究通过新疆医科大学伦理委员会审批(XJYKDXR20251023001),所有研究对象均自愿参与本研究且签署知情同意书。
1.2.1 一般资料 性别、年龄、文化程度、婚姻状况、居住方式、家庭月收入、经济来源、吸烟史、饮酒史、睡眠情况、慢性疾病、是否参加新农合、是否参加新农保等。
1.2.2 社交媒体使用问卷 由研究者结合本研究的目的,通过查阅相关文献及向专家咨询,主要参考张涵静[12]在“使用与满足”理论视域下的老年人微信接触研究中使用的调查问卷,通过增减题项,生成本研究的问卷题项,主要用于了解研究对象使用社交媒体的功能特征,采用Likert 5级评分法进行评估, “极不符合”“较不符合”“一般符合”“比较符合”“非常符合”分别对应1、2、3、4、5分。题目全部正向记分,分数越高表示使用社交媒体的功能水平越高。本研究中问卷Cronbach's α系数为0.967。
1.2.3 健康老龄化量表 由Thiamwong[13]编制,我国学者吴凡和绳宇[14]汉化。量表全面覆盖健康老龄化的九大维度,即认知功能正常、躯体功能正常、社交参与、拥有社会关系及支持、自我照护、接受年老、生活充足且简单、行善助人、压力管理,共包含35个条目,采用Likert 5级评分法进行评估,量表总分为35~175分,得分越高表明健康老龄化水平越优。本研究中量表的Cronbach's α系数为0.965,具有极高的内部一致性信度。
1.2.4 健康促进行为量表 由Wang等[15]研制,杨振和张会君[16]进行跨文化调适与修订并运用在社区老年人群中。经修订后的量表涵盖6个维度,即健康习惯、健康饮食、健康责任、健康锻炼、社会参与及口腔保健,共计包含22个条目。该量表运用Likert 4 级评分法进行评估,量表总分为22~88分,得分越高表明健康促进情况越佳。本研究中量表的Cronbach's α系数为0.911。
采用入户调查的形式开展,入户前已征得调查对象许可,同时,调查阶段正处于农闲时期,受访者能够积极配合,从而能够确保数据收集的效率和问卷信息的质量。调查员为研究者本人及经过严格培训的护理专业的本科生。为控制调查质量,由调查员组成的调查小组向研究对象解释说明本次调查的目的、意义并填写知情同意书,一对一进行纸质版问卷的发放与填写,能够独立填写的老年人由其自行完成;对于因年龄、视力等原因存在填写困难等问题的老年人,由调查人员提供必要的指导和帮助,根据调查对象所述事实代为填写,同时,对于研究对象不太理解的问卷题项,调查小组成员逐一对其进行解释说明后再进行填写,问卷填写完毕后当场回收与核查。数据收集完毕,录入时执行双人核对,严格把控录入数据的质量。本研究共发放580份,回收有效问卷564份,有效回收率为97.24%。
采用EpiData 3.1软件建立数据库,对问卷的全部数据进行统一编码,使用SPSS 26.0统计学软件进行数据分析。计量资料用均数±标准差
表示,比较采用t检验或单因素方差分析;计数资料以人数表示。相关性分析采用Pearson相关分析法。中介效应分析时,以差异有统计学意义的人口学特征作为控制变量,健康老龄化为因变量,社交媒体使用为自变量,同时将健康促进行为作为中介变量,并运用中介效应检验程序展开分析;采用Hayes研发的PROCESS宏程序,运用Bootstrap法对中介效应展开检验,共进行5 000次抽样。以P<0.05为差异有统计学意义。
本研究中农村老年人社交媒体使用、健康促进行为、健康老龄化总分分别为(76.26±19.35)、(48.73±9.51)和(112.87±21.88)分。结果见表1。
表1 农村老年人社交媒体使用、健康促进行为、健康老龄化得分(分,![]()
112.87±21.88 3.22±0.63健康老龄化认知功能正常12.79±3.20 3.20±0.80项目总分条目均分社交媒体使用76.26±19.353.18±0.81健康促进行为48.73±9.51 2.71±0.53健康习惯15.93±3.03 3.19±0.61健康饮食7.96±2.022.65±0.67健康责任7.45±2.432.48±0.81健康锻炼5.08±1.552.54±0.78社会参与6.86±2.452.29±0.82口腔保健5.45±1.582.73±0.79躯体功能正常12.73±3.16 3.18±0.79社交参与8.72±2.762.91±0.92拥有社会关系及支持13.66±3.32 3.42±0.83自我照护12.36±3.04 3.09±0.76接受年老6.41±1.673.21±0.83生活充足且简单16.36±3.45 3.27±0.69行善助人13.62±2.75 3.41±0.69压力管理16.21±3.56 3.24±0.71
不同性别、文化程度、家庭月收入、睡眠情况及有无慢性疾病的农村老年人的健康老龄化得分比较,差异有统计学意义(P<0.05)。见表2。
表2 不同人口学特征的农村老年人健康老龄化得分比较(分,![]()
项目人数健康老龄化得分t/F值P值性别2.0930.037男234115.15±22.58女330111.25±21.25年龄(岁)60~<70385113.59±21.820.8180.44270~<80114110.63±22.52≥8065112.48±21.13文化程度3.0990.026小学及以下267110.09±20.96初中182114.36±22.42高中/中专64116.58±22.99大专及以上51117.41±21.86婚姻状况1.5800.115有配偶430112.06±21.86无配偶134115.47±21.83居住方式1.5500.186独居79112.25±20.11与配偶居住232112.45±22.48与子女居住86109.42±21.00与配偶及子女居住110114.04±22.03与兄弟姐妹或其他亲属居住57118.35±22.32家庭月收入(元)2.9230.013<1 000170110.13±20.941 000~<2 000184111.79±22.442 000~<3 00081115.73±23.123 000~<4 00059110.93±18.204 000~<5 00024123.25±22.80≥5 00046119.33±22.31经济来源1.3980.233农作收入191112.81±21.44退休金/养老金213114.10±21.92子女补贴98108.52±22.74亲友资助42115.76±20.65其他补贴20115.50±22.82吸烟史0.0830.934有179112.75±21.98无385112.92±21.86饮酒史1.0590.290有131114.64±21.56无433112.33±21.97睡眠情况3.1200.002睡眠良好451114.29±21.73睡眠障碍113107.17±21.64慢性疾病3.956<0.001有262109.00±21.29无302116.22±21.86参加新农保0.0020.999是350112.87±22.00否214112.87±21.72参加新农合0.5820.561是385112.50±21.74否179113.65±22.21
Pearson相关性分析结果显示,健康促进行为与健康老龄化呈正相关(r=0.566,P<0.01),社交媒体使用与健康老龄化呈正相关(r=0.611,P<0.01),社交媒体使用与健康促进行为呈正相关(r=0.400,P<0.01)。
2.4.1 中介效应的分析 方程1、方程2及方程3均呈现出显著的预测效果。进一步观察发现,社交媒体使用的偏回归系数有所变动,显示健康促进行为在社交媒体使用对健康老龄化的作用过程中,发挥了部分中介效应。见表3、图1。
图1 健康促进行为的中介效应模型
表3 健康促进行为的中介效应分析
方程因变量自变量βt值P值1健康老龄化社交媒体使用0.59317.002<0.0012健康促进行为社交媒体使用0.368 9.207<0.0013健康老龄化社交媒体使用0.45113.418<0.001健康促进行为0.38611.641<0.001
2.4.2 中介效应的验证 直接效应、间接效应、总效应值对应的95%CI均未包含0,中介效应达到显著水平,其中介效应值为0.142,在总效应值中占比为23.90%。见表4。
表4 健康促进行为的中介效应验证
效应路径效应值占比效应(95%CI)(%)总效应社交媒体使用→健康老龄化0.593(0.503~0.685)100.00直接效应社交媒体使用→健康老龄化0.451(0.365~0.539)76.10间接效应社交媒体使用→健康促进0.142(0.103~0.183)23.90行为→健康老龄化
本研究结果显示,农村老年人社交媒体使用得分为(76.26±19.35)分,处于中等水平,由于目前尚缺乏针对社交媒体使用情况进行量化评估的统一量表或问卷,因此得分情况暂无法与其他研究进行直观比较。未来研究应突破单一自陈式问卷的局限,采用多维度、客观化的测量指标,以实现方法学上的三角互证。例如,可与社交媒体平台合作,或在征得参与者知情同意后,通过屏幕使用时间报告、后台日志数据等,客观获取老年人的社交媒体使用频率、日均使用时长、主要使用功能(如看视频、与子女聊天、参与社群活动)等,以弥补自我报告可能带来的记忆偏差和主观误差。农村老年人健康促进行为得分为(48.73±9.51)分,处于中等水平,与史晶等[17]对宁夏银川市农村老年人调查结果基本一致。农村老年人健康老龄化得分为(112.87±21.88)分,处于中等水平,高于杨青建等[18]的调查结果。原因可能是杨青建等[18]的研究对象为农村空巢老年人,空巢老年人缺少家人陪伴,社交参与和社交联系相对较少,而良好的家庭陪伴有助于老年人身心健康发展[19]。同时,本研究调查结果低于吴凡和绳宇[20]、王娜[21]对北京、沈阳、武汉、青岛等城市的调查结果。原因可能是运城市地处经济欠发达的四线城市,与一线城市相比,运城市城镇化水平相对较低,医疗保障相对缺乏,社区养老、医养结合等养老相关配套设施及政策还需进一步完善,可能会影响当地农村老年人健康老龄化水平[22]。
本研究结果显示,社交媒体使用与健康老龄化呈正相关(r=0.611,P <0.01),即老年人社交媒体使用情况得分越高,其健康老龄化水平越高,与Fu和Xie[7]的研究结果一致。这可能是由于记忆减退和其他因素会降低老年人的健康管理水平,而老年人通过社交媒体可以更加方便地获取健康知识、交流保健经验,促进其健康素养的提高。有研究显示,经常使用互联网的人群更有可能采取健康的生活方式[5]。此外,相比于城镇老年人,农村老年人由于子女外出务工或搬迁往往面临更多的孤独,社交媒体使用促进了老年人的情感交流,满足其社交需求。情感支持和社会交往可以减轻老年人的负面情绪并改善其心理健康[23]。社交媒体使用还能促进老年人主动进行信息检索、回忆、思维决策等活动,从而改善其认知功能[4]。因此,应鼓励农村老年人积极、合理使用社交媒体,提高其心理、生理健康水平,促进健康老龄化。
健康促进行为与健康老龄化呈正相关(r=0.566,P <0.01),农村老年人健康促进行为得分越高,其健康老龄化水平越高。健康促进行为指个体以积极的行为方式,发挥自身潜能,达到并保持最佳健康状态的表现[24-25]。积极的健康促进行为能有效延缓功能衰退、降低慢性疾病发生风险,是达成健康老龄化的关键路径[26]。反之,若健康行为水平不足,老年人更易忽视自身健康需求,弱化疾病预防意识,制约健康老龄化实现。因此,应通过线上、线下多种途径、多种维度进行健康教育,如开展“银龄健康驿站”“老年学堂”等特色服务及通过新媒体宣传通俗易懂的科普作品,促进健康行为。
本研究结果显示,社交媒体使用是健康老龄化的重要预测变量(β=0.593,P<0.01),在社交媒体使用与健康老龄化的关联中,健康促进行为发挥部分中介效应(β=0.142,P<0.01),中介效应对总效应的贡献率为23.90%。提示社交媒体使用既可直接提升农村老年人健康老龄化水平,亦能通过增强健康促进行为间接促进健康老龄化。尽管健康促进行为仅解释了部分效应,但它揭示了一个具体且可干预的行为路径,为制订针对性的健康干预措施提供了重要的理论依据。相较于传统信息渠道的单一与滞后,短视频、公众号等社交媒体能将复杂的健康知识具象化,降低健康信息的获取门槛与理解难度,将抽象的医学知识转化为老年人可接受、易理解的内容,从而促进其健康行为。社交媒体还构建了一个线上支持社区,老年人能够在社群互动中获得情感鼓励与实用帮助,强化其坚持健康生活方式的意愿。
健康促进行为的中介效应还可通过安德森健康行为模型进行解释[8]。该理论模型认为个体倾向特征与健康状况密切相关,既可直接影响健康状况,也可通过影响健康行为而对健康状况产生间接作用,在本研究中,社交媒体使用可视为一种关键的个体倾向特征。根据这一模型可以推断,使用社交媒体的农村老年群体更易获取线上健康资讯,进而提升自我健康管理能力,强化健康促进行为,最终促进健康老龄化的实现。既往的研究也支持这一观点,老年人通过社交媒体获取健康信息、参与健康管理可显著改善其生活方式与健康结局,支持良好的数字融入对健康行为的正向驱动作用[6-7,27-28]。因此,全社会应关注社交媒体使用与健康促进行为、健康老龄化之间的相互关系,积极进行社交媒体的适老化改造,为老龄用户提供更具人性化的产品。例如,多数社交媒体存在操作界面繁杂、导航标签过小、随意出现弹窗广告等困扰,可通过设置老年关怀模式优化升级操作界面,嵌入人工智能模型实现智能语音交互便捷。目前社交媒体在内容生产上缺乏老龄化视角,未针对老龄群体健康需求、情感需求、社交需求等进行个性化内容生产,形成良性推送机制。此外,政府应加强适老化改造保障体系,鼓励相关企业的技术创新和服务升级,同时应加强对各类产品的评估和监管,共建“银龄幸福圈”。与此同时,健康促进行为在本研究中表现为部分中介效应(贡献率为23.90%),提示除该路径外,社交媒体使用可能通过其他潜在机制影响健康老龄化,如社会支持、数字素养等。研究显示,老年人社交媒体使用有助于建立良好的家庭代际互动及社会交往,使其获得更稳定的社会支持,增强自我效能感,延缓执行功能的老化,进而降低抑郁发生风险及改善认知功能[29-30]。尹鑫[31]研究显示,社交媒体使用既能直接提升其社会适应能力,又能通过提升数字素养间接增强其社会适应能力。
本研究结果显示,健康促进行为在社交媒体使用与健康老龄化间起部分中介作用,提示社交媒体使用不仅对健康老龄化产生直接影响,还可通过健康促进行为的中介作用产生间接正向作用。提示在关注农村老年人社交媒体使用的同时,还需注重其健康促进行为的强化,使之在促进健康老龄化中发挥最大的作用。本研究存在一定的局限性:①本研究属于横断面研究,基于现有数据无法确立社交媒体使用、健康促进行为与健康老龄化之间的因果关系,仅能揭示三者间的相关性特征。②本研究仅选取山西省运城市作为调查区域,样本的代表性不足,结论推广性存在一定程度的制约,未来可在全国范围、不同规模城市开展多中心、多层次、大样本量的相关研究,进一步探究农村老年人的社交媒体使用、健康促进行为与健康老龄化之间的复杂关联,从而助力适老化数字经济、释放人口老龄化对社会可持续发展的正向价值提供有力依据。
利益冲突声明:本文所有作者均声明不存在利益冲突。
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Study on the mediating effect of health-promoting behavior between social media use and healthy aging among the elderly in rural areas
张李娟(1993.9-),女,新疆医科大学护理学院2023级护理专业在读硕士研究生;研究方向:老年护理、社区护理。
[通讯作者] 夏慧玲(1973.8-),女,副教授;研究方向:老年护理、社区护理。
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