根据2021年公布的第七次全国人口普查显示，我国目前65岁及以上人口为19,064万人，占13.50% [1] ，迈入老龄化社会，预计到2060年，我国65岁及以上老年人口将达到峰值3.98亿 [2] 。作为世界上老年人口数量最多的国家，中国的老年群体能否过上一个幸福的晚年具有重大意义。但是随着社会发展的加速，家庭结构的变化与传统功能的弱化，老年群体周遭出现了诸多如个人精神生活的空虚、痛苦 [3] ，家庭生活不和谐、代际矛盾与代际冲突层出不穷 [4] ，以及社会福利资源的安排和供给短缺、不协调等个人、家庭与社会层面的问题 [5] ，这些问题时刻影响着老年群体的老年生活，严重危害着该群体的主观幸福感。尤其是普遍老年群体中的少数群体——拆迁安置社区老人，伴随着城市化发展与社会建设的需要，出现了一批批离开故土，走入城市的拆迁安置社区老年群体。有关数据显示，截至2023年，中国已有1972万的随迁老年人 [6] ，其中不乏房屋拆迁后跟随子女来到城市的拆迁安置老年人。拆迁安置社区老年群体主动或被动离开了熟悉的生活空间，打散了固定的朋辈关系，失去了原有的生计来源，进入城市后的诸多变故对其身心的消极影响要较一般老年群体而言更为严重，主观幸福感程度更低，由此来看，针对拆迁安置社区老年群体的心理健康与主观幸福感展开深入研究尤为必要。

疏离感作为现代人常出现的一种负面体验，不可避免地影响着人们的幸福体验。而老年人由于身体机能下降、社会地位降低，更是常常经受疏离带来的伤害 [7] ，这也从一定程度上验证了社会撤离理论(Disengagement Theory)。相关实证研究指出，疏离感对于主观幸福感的负面作用在农村老年人群体作用更明显，一定程度上是由于农村老年人的经济来源更为单一，文化娱乐资源对比城市老年人更缺失 [8] ，但心理韧性可以适当地缓解疏离感地负面作用 [9] 。这一作用关系不仅在农村老年群体中得到了有效地体现，在许多针对如青少年群体的研究中也得到了证实，青少年往往处于社会化、心智未成熟的阶段，缺乏舒适的人际关系，甚至产生人际疏离，无疑剥夺了青年学生的幸福感 [10] ，该结果在针对国内农村居民的实证研究中也得到了验证 [11] ，同时，农村居民疏离感与主观幸福感之间的中介变量不仅有心理韧性，还有感恩 [12] 。其次，疏离感作为一个重要的变量也出现在特殊群体的融入研究中，尤其是少数群体在文化融入的过程中，受疏离感的影响会产生一定的心理压力，从而降低自身的舒适感、主观幸福感 [13] 。拆迁安置社区老年群体最初作为外来的特殊群体，由于缺乏有效的文化融合，更易产生人际疏离，从而引起主观幸福感的下降 [14] 。基于此，提出研究假设一：人际疏离对拆迁安置社区老年群体的主观幸福感有显著的影响倾向。

代际支持作为代际关系的直接反映，对老年人的影响已经得到了学界的广泛认可，如一项对比韩国与美国代际支持对老年人主观幸福感的实证研究得出了在两个社会文化差异较大的国家接受子女的情感支持都能够增加老年人的主观幸福感这样的结论，但经济支持在美国父母身上呈现出负相关，在韩国父母那里呈现正相关 [15] 。但代际支持对主观幸福感的作用机制还未得出一致的结论。目前的研究显示子女给予的生活照料、以及情感慰藉、经济支持等均能有效地提升老年群体地主观幸福感，且城乡之间无明显差异 [16] 。但不同的代际支持模式会对老年人的主观幸福感产生不同的影响，例如有研究指出，单方面的接受子女的代际支持，反而会使老年人的主观幸福感产生下降趋势，原因在于在单向代际支持的过程中，老年人的自我效能感和自我价值感下降，并且感受到社会地位被损害 [17] 。基于此，提出研究假设二：代际支持对拆迁安置社区老年群体的主观幸福感有显著的影响倾向。

此外，在代际支持模式中，可能出现老年群体中的许多人由于社会、家庭的角色期待，常常牺牲自己的自由时间来为子女提供代际支持，因此降低了个人的主观幸福感的现象 [18] ，但在低主观幸福感的同时，其情绪波动性、心理安宁感及邻里或社会交互却呈现较为稳定的状况，同时在此基础上的路径研究也指出，代际支持在老年人的身体状况对其主观幸福感的影响中能够起到中介作用，有一定的或显著的遮掩效应 [19] 。基于此，提出研究假设三：代际支持在人际疏离对拆迁安置社区老年群体的主观幸福感影响过程中能够起到显著的中介效应。

被测对象的选定采用判断抽样法，从江苏省泰州市的H拆迁安置社区老年群体中取样，由于调查对象均为年龄较大、文化程度较低的老年人，且地理位置上居住较为集中，所以本研究使用结构式访谈完成了大部分资料的收集工作，部分存在难以当面沟通、临时改约或其它困难的老年人，则通过邻里互助采用自填式问卷的形式进行资料收集。整个调研过程自2024年2月2日开始至2024年2月28日结束，共305份问卷得以回收，经认真审查删除了3份无效问卷，最终获得了302份有效问卷，有效回收率为99.02%。

被被测对象中，男性146人，女性156人；与子女同住者142人，不与子女同住者160人；本小区有共同迁入的亲友的161人，无共同迁入亲友的141人；从农村迁入的170人，从城市迁入的132人；使用智能设备的有115人，不使用智能设备的有187人；教育水平多为未受过教育(13.6%)、高中毕业(17.2%)与大专毕业(18.9%)；家庭成员状况多为已婚有子女(44.7%)和丧偶有子女(31.5%)。

本研究中人际疏离的测量通过Jessor等编制的一般疏离感量表(General Alienation Scale, GAS)进行，该量表是一个双因子结构测评工具，主要测量人际疏离感和个体与自己所参与活动的不确定感，以及一种认为自己与别人分离的想法。GAS耗时相对较短，可理解性较强，适宜给老年群体使用，符合研究对象的认知特性，量表包含15个题项，各题项均采用4点计分，按相关描述的认同程度进行赋值(“1 = 非常不符”至“4 = 非常符合”)，分值越高即个体的疏离程度越深。原始研究中，GAS的内部一致性为0.81 [20] ，本研究中拆迁安置社区老年群体一般疏离感的信度为0.96，即内部一致性良好。

被测拆迁安置社区老年群体代际支持的测量借助中国老年社会追踪调查(CLASS)中对应板块的题项得以实现，该调查对于代际支持的测量已经得到了大规模的使用与检验，可信度较高，故本研究采用CLASS调查所使用的部分量表来进行测量。涉及板块共3个维度6个题项，其中第一、第二个题项涉及子女与父母之间的经济支持，采用二分法设计；第三、第四个题项涉及子女与父母之间的照料支持，采用5点计分；第五、第六个题项则分别涉及了情感支持，采用5点计分。分数越高则表明代际支持程度越高，代际间交流越密切。经检验，被测拆迁安置社区老年群体代际支持的整体内部一致性为0.72，即内部一致性良好。

主观幸福感的测量则通过纽芬兰纪念大学的研究者所开发的主观幸福感量表(Memorial University of Newfoundland Scale of Happiness, MUNSH)进行，该量表的编制专用于老年群体，通过被试对短期和长期情况感受的结合来把握被试者的幸福感状况 [21] 。量表共24个题项，包括了正性因子(13个题项)和负性因子(11个题项) 2个维度，各题项均采用3点计分，即“2 = 是”“1 = 不一定”“0 = 否”，正性因子分减去负性因子分即为总分。根据研究需要，本研究对MUNSH题项表述进行合理修订，以使其适用于拆迁安置社区老年群体。经检验，被测拆迁安置社区老年群体主观幸福感的内部一致性为0.93，即内在信度较好。

回收数据通过SPSS 24.0和Amos 24.0统计程序进行处理，使用α = 0.05的显著性水准以确保分析结果的可信度。采用相关关系分析和多元回归分析来获取人际疏离和代际支持与主观幸福感的相关性与预测性，并使用bootstrap法和路径分析来进行中介效应检验。

应用Harman单因子检验法，将所有题项负荷于一个因子进行验证性因子分析，发现特征根大于1的因子有9个，且首个因子的方差解释百分比为30.42%，说明本研究的数据不存在严重的共同方法偏差。

被测对象人际疏离、代际支持和主观幸福感的相关分析结果( 表1 )表明，主观幸福感与人际疏离呈显著负相关(p < 0.01)，与代际支持呈显著正相关(p < 0.001)。

注：^*p < 0.05，^**p < 0.01，^***p < 0.001，下同。

根据变量间的相关分析结果，进一步进行中介效应检验。结果显示，拆迁安置社区老年群体的人际疏离(β = −0.63, p < 0.001)对其代际支持起着显著的消极影响，即被测对象在拆迁安置之后所产生的人际疏离程度越深，其代际支持水平则越低。继而可以得出“拆迁安置社区老年群体的代际支持更易受其人际疏离的消极影响”这一结果。

同时，拆迁安置社区老年群体的人际疏离(β = −0.14, p < 0.05)、代际支持(β = 0.19, p < 0.01)对其主观幸福感皆能起到显著的影响效应，即被测对象人际疏离程度越低、代际支持水平越高，其主观幸福感水平则越高，这也说明人际疏离和代际支持皆是影响主观幸福感的关键因素，继而可以得出“人际疏离能够对拆迁安置社区老年群体的主观幸福感产生显著的消极影响”以及“拆迁安置社区老年群体的主观幸福感易受其代际支持的积极影响”这两个结果。至此，假设一及假设二成立。

表2 显示当人际疏离与代际支持共同投入回归模型中时，人际疏离对主观幸福感的影响相较于单独作用于主观幸福感时，由显著变为不再显著，说明人际疏离与主观幸福感之间存在着代际支持的完全中介效应。为进一步验证该效应，使用Amos 24.0进行路径分析，检验各个变量之间的路径系数，并用Bootstrap法验证代际支持在人际疏离与主观幸福感之间的中介效应( 图1 )。

结合回归分析及Bootstrap导出结果( 表3 )，可以发现人际疏离负向预测被测对象的代际支持和主观幸福感，而代际支持正向预测被测的主观幸福感，并且人际疏离通过代际支持影响主观幸福感。可见，代际支持在其人际疏离对主观幸福感的影响中起到中介的效应，且为完全中介。至此，判定假设3成立。

受城市化、现代化进程的影响，社会中的传统人际人际关系正在逐步被瓦解。在此环境之中，老年群体尤其是拆迁安置社区老年群体从“在地农民”变为了“上楼农民” [22] ，就像一颗树被“连根拔起”后，“移栽”到了社区 [23] 。且其人际交往行为的改变是制度性的，且伴随着失地、迁居等一系列的生产方式、生活方式、社会角色的转变 [24] 。由此，拆迁安置社区老年群体的人际疏离水平更是日益增加，从而带来一系列的负面情绪，影响其主观幸福感。就本研究的分析结果而言，被测拆迁安置社区老年群体的人际疏离水平处于较高水平，且对其主观幸福感起着显著性的消极影响，不断降低其老年生活水平，阻碍拆迁安置社区老年群体的社区融入，引发家庭矛盾与社区矛盾。人际疏离在一定程度上解释了老年群体在人际关系发生变化与晚年主观幸福感降低之间的联系，故有关部门可通过降低拆迁安置社区老年群体的人际疏离，以此来提升其主观幸福感，纾解其焦虑、迷茫等的负面情绪，并促使其提高晚年生活质量，最终提升拆迁安置社区的整体生活体验，有效降低城市化进程中的社会矛盾。

代际支持作为一种家庭内部的支持路径，有助于老年人顺利度过拆迁安置事件所带来负面效应。尤其，拆迁安置社区老年群体的人际交往特性在于很大程度上依赖于亲属、具有很强的熟人社会特性，与这部分亲属、熟人的人际交往对拆迁安置社区老年群体的主观幸福感造成了较大的影响 [25] 。该群体与一般朋友、邻居的交往不如亲属那样密切，因此人际关系相较年轻人受迁移影响也就更大，更加脆弱，主观幸福感更易受与亲属间的代际支持影响 [26] 。本研究中拆迁安置社区老年群体的代际支持对其主观幸福感的影响主要体现为两条路径：首先，代际支持作为一个单独的因子，影响着拆迁安置社区老年群体的主观幸福感水平，并有效缓解拆迁安置带来的心理问题。从这一路径上来看，随着拆迁安置社区老年群体代际支持水平的升高，其负面情绪显著减少，主观幸福感显著提升，从而更好地帮助老年群体抵御人际疏离所带来的负面效应。其次，代际支持作为在人际疏离对拆迁安置社区老年群体主观幸福感过程中的中介因素，即拆迁安置社区老年群体的代际支持能够有效干预人际疏离，从而最终影响改善拆迁安置老年群体的主观幸福感。在诸如搬入拆迁安置社区初期，老年群体失去了原有的社会关系，无法像在未拆迁安置前的社区那样获取来自周围社会关系的帮助。因此，可通过提升拆迁安置家庭中老年人的代际支持水平来消解人际疏离所带来的负性影响，从而有效提升拆迁安置社区老年群体应对能力。因此，在城市化进程中，建议将家庭代际交互增强的相关活动列入改善拆迁安置老年群体生活水平的方针之中。

此外，本研究也存在以下几点有待进一步完善。本研究主要存在以下几点不足：第一，本研究采取横向研究，无法对拆迁安置社区老年群体的人际疏离、代际支持和主观幸福感三者之间的关系作出更深一层的解释。在今后的研究中，可以将不同时期的横向研究相结合，更好地解释三个变量之间的关系。第二，由于调研成本有限与人员限制，本研究最终抽取的样本量较少，无法代表我国全部的拆迁安置老年群体。在今后的研究中，可以将分区域进行研究，比较我国发达地区与欠发达地区拆迁安置社区老年群体主观幸福感的差异。