少年夫妻老來伴：夫妻依戀與留守老人孤獨(dú)感*

謝其利 李崇敬 全小山 何 飛 江光榮

(1華中師范大學(xué)心理學(xué)院, 青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 湖北省人的發(fā)展與心理健康重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,武漢 430079) (2貴州師范學(xué)院心理健康教育與咨詢中心, 貴陽 550018) (3貴州師范大學(xué), 貴陽 550001)(4安順學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院, 安順 561000) (5貴陽幼兒師范高等?？茖W(xué)校, 貴陽 550001)

1 引言

截至 2014年底, 我國 60歲以上留守老人約5000萬, 這是一個(gè)數(shù)量巨大的弱勢(shì)群體(中華人民共和國國家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì), 2015)。研究表明留守老人孤獨(dú)感強(qiáng)烈(謝其利, 宛蓉, 張睿, 2017;張春林, 張國兵, 李志, 伍業(yè)光, 2012), 孤獨(dú)感是一種消極的情緒體驗(yàn)(Jaremka et al., 2013), 長(zhǎng)期的孤獨(dú)體驗(yàn)會(huì)對(duì)老年人的身心健康造成負(fù)面影響, 如導(dǎo)致較高的抑郁和焦慮、較低的主觀幸福感和生活滿意度(Jaremka et al., 2013; Richard et al., 2017; Santini et al., 2016; 謝祥龍, 段慧, 谷傳華, 2014), 增高阿爾茲海默癥的患病率(Andrew & Rockwood, 2010), 導(dǎo)致較高的心血管疾病患病率和死亡率(Moyle, Kellett,Ballantyne, & Gracia, 2011; Perissinotto, Stijacic Cenzer,& Covinsky, 2012)。因而, 探討影響留守老年人孤獨(dú)感的因素, 為降低留守老人孤獨(dú)感提供參考非常有必要。

受中國傳統(tǒng)文化的影響(加之目前中國農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老體系尚處于完善中), 農(nóng)村老年人特別重視來自家庭的支持, 來自家庭成員(如配偶、成年子女)的支持對(duì)維護(hù)農(nóng)村老年人的心理健康具有重要作用(Lin, Yin, & Loubere, 2014; Zhang, Chen, Ran, &Ma, 2016)。在成年子女長(zhǎng)期外出務(wù)工的情況下配偶成為留守老人最重要的社會(huì)支持來源(Connelly &Maurer-Fazio, 2016; Lin et al., 2014; 謝其利等, 2017;Zhang et al., 2016), 已有研究表明與配偶共同生活的留守老人的孤獨(dú)感比獨(dú)居留守老人低(謝其利等,2017; 張春林等, 2012)。但是, 目前對(duì)留守老人夫妻關(guān)系的狀況以及夫妻關(guān)系是如何緩解留守老人孤獨(dú)感的探討較少, 需要進(jìn)一步探討。

夫妻之間的相互依戀程度是夫妻關(guān)系親密程度的重要體現(xiàn)(Hazan & Shaver, 1987; 王大華, 楊小洋, 王巖, & Miller, 2015)?！耙缿佟边@一概念最初是指嬰兒與主要撫養(yǎng)者之間建立的一種特殊情感聯(lián)系(Bowlby, 1969), 研究者認(rèn)為這種嬰兒時(shí)期形成的特殊情感聯(lián)系以及嬰兒與撫養(yǎng)者在互動(dòng)過程中形成的內(nèi)部工作模型對(duì)個(gè)體心理的影響穩(wěn)定地貫穿整個(gè)生命發(fā)展全程(Bowlby, 1969; Collins, 1996),大量實(shí)證研究也證明依戀對(duì)個(gè)體的身心健康有持續(xù)的影響(Antonucci, Akiyama, & Takahashi, 2004;van Assche et al., 2013)。隨著依戀研究的推進(jìn), 研究者(Hazan & Shaver, 1987)發(fā)現(xiàn)個(gè)體依戀的對(duì)象并不局限于生命早期的主要撫養(yǎng)者, 生命發(fā)展過程中的其他重要他人(如家庭成員、戀愛伴侶、教師和朋友)也可能成為重要的依戀對(duì)象。自然而然, 婚姻伴侶是成年人生活中最重要的依戀對(duì)象之一, 夫妻依戀(romantic attachment)也是成年人最為重要的特定依戀之一(Hazan & Shaver, 1987)。

社會(huì)情緒選擇理論 (Socioemotional Selectivity Theory, SST)認(rèn)為, 老年人以情緒目標(biāo)為主導(dǎo)安排自己的社會(huì)交往, 把更多的精力集中在重要關(guān)系(如夫妻關(guān)系、親子關(guān)系)上, 從而提升自己的積極體驗(yàn)(Carstensen et al., 2011)。事實(shí)的確如此, 隨著年齡的增加, 老年人開始逐漸從社會(huì)生活中退出,開始喪失朋友和親人、依戀對(duì)象的數(shù)量和類型逐漸減少, 他們更加專注于家庭生活(van Assche et al.,2013)?；谝话阋缿俚难芯拷Y(jié)果表明安全的依戀與老年人心理健康水平正相關(guān), 不安全的依戀與老年人心理健康水平負(fù)相關(guān)(Bodner & Cohen-Fridel,2010; Kafetsios & Sideridis, 2006; Mikulincer &Shaver, 2007; van Assche et al., 2013), 安全的依戀有助于降低老年人的孤獨(dú)感(Halat & Hovardao?lu,2010; Holtfreter, Reisig, & Turanovic, 2016; Kuwert,Knaevelsrud, & Pietrzak, 2014)。由于成年子女外出務(wù)工, 留守老人日常生活中缺少了成年子女這一重要的依戀對(duì)象, 依戀對(duì)象的數(shù)量比一般老年人更少, 夫妻依戀對(duì)緩解留守老人孤獨(dú)感的重要性更加凸顯。

依戀理論認(rèn)為, 安全的依戀就像一個(gè)基地, 讓個(gè)體可以放心地探索未知的世界, 以積極的眼光看待外部世界(Bowlby, 1969)。依戀安全水平較高的個(gè)體更容易主動(dòng)與他人互動(dòng)溝通并更多感知到來自他人的社會(huì)支持, 與依戀安全水平較低的個(gè)體相比,依戀安全水平較高的個(gè)體擁有更真誠、更親密的人際關(guān)系(Merz & Consedine, 2009; Zhang et al.,2016)。良好的社會(huì)支持是緩解老年人孤獨(dú)感、提高老年人心理健康的重要因素(Poulin, Deng, Ingersoll,Witt, & Swain, 2012; Timm & Keile, 2011; Zhang et al., 2016), 因而社會(huì)支持在老年人依戀與心理健康的關(guān)系中起中介作用(Kafetsios & Sideridis, 2006;Merz & Consedine, 2009; Zhang et al., 2016)。已有研究(王大華, 張明妍, 2011)表明夫妻依戀與配偶支持關(guān)系密切, 但是夫妻依戀這一特定的依戀是否會(huì)像一般依戀一樣起著“基地”的作用, 影響老年人更為廣泛的社會(huì)支持是一個(gè)有趣的問題。夫妻依戀雖然和一般依戀有一定的區(qū)別, 但也有諸多相似之處(Hazan & Shaver, 1987; 王大華等, 2015; 翟曉艷,李春花, 魏紅, 王大華, 2010), 因而一個(gè)有意思的假設(shè)是：夫妻依戀可能也會(huì)發(fā)揮“基地”的作用, 讓留守老人獲得來自配偶以外的更為廣泛的社會(huì)支持, 社會(huì)支持可能在留守老人夫妻依戀與孤獨(dú)感的關(guān)系中起中介作用。

Judge, Erez, Bono和Thoresen (2003)認(rèn)為個(gè)體的核心自我評(píng)價(jià)由自尊、控制點(diǎn)、神經(jīng)質(zhì)和一般自我效能4種人格特質(zhì)所構(gòu)成, 是個(gè)體對(duì)于自我持有的基本的、核心的價(jià)值判斷。依戀的內(nèi)部工作模型認(rèn)為, 擁有安全依戀的個(gè)體傾向于采用積極的工作模型評(píng)價(jià)自己和他人的價(jià)值, 而擁有不安全依戀的個(gè)體傾向于采用消極的工作模型評(píng)價(jià)自己和他人的價(jià)值 (Collins, 1996; Schmitt et al., 2004), 擁有安全依戀的個(gè)體對(duì)自己的評(píng)價(jià)更高, 而擁有不安全依戀的個(gè)體對(duì)自己評(píng)價(jià)較低(Mikulincer & Shaver,2007)。夫妻依戀大多在個(gè)體20歲以上才開始逐漸形成, 此時(shí)個(gè)體的自我評(píng)價(jià)已經(jīng)具有了一定的穩(wěn)定性。但是個(gè)體的自己評(píng)價(jià)并非一成不變的、而是畢生發(fā)展的, 在個(gè)體自我評(píng)價(jià)畢生發(fā)展的過程中, 支持性、親密的人際關(guān)系會(huì)顯著提高成年個(gè)體的自我評(píng)價(jià)(Orth, Trzesniewski, & Robins, 2010)。因而, 擁有安全夫妻依戀的留守老人的核心自我評(píng)價(jià)可能更高。已有研究表明自我價(jià)值感與老年人孤獨(dú)感關(guān)系密切, 自我價(jià)值感高的老年人孤獨(dú)感更少(McCarthy & Davies, 2003; 謝其利等, 2017)。而且,在面臨逆境時(shí)安全的依戀對(duì)個(gè)體的自我價(jià)值感有較好的保護(hù)作用, 可以避免或減少個(gè)體的自我評(píng)價(jià)受到逆境的負(fù)面影響(McCarthy & Davies, 2003)。因而, 安全的夫妻依戀對(duì)處在留守這一逆境中的老年人的核心自我評(píng)價(jià)可能有保護(hù)作用, 核心自我評(píng)價(jià)可能在留守老人夫妻依戀與孤獨(dú)感的關(guān)系中起中介作用。

依戀理論和實(shí)證研究均表明安全的依戀會(huì)讓個(gè)體感知到更多的社會(huì)支持(Bowlby, 1969; Merz &Consedine, 2009; Zhang et al., 2016)。而來自他人的社會(huì)支持和反饋會(huì)顯著影響個(gè)體自我價(jià)值的形成和維護(hù), 感知到更多社會(huì)支持和積極反饋的個(gè)體的自我價(jià)值感更高, 缺乏社會(huì)支持以及經(jīng)常感知到消極反饋的個(gè)體的自我價(jià)值感較低(Nguyen, Chatters,Taylor, & Mouzon, 2016; Orth et al., 2010; Poulin et al., 2012)。自我價(jià)值感又與老年人的孤獨(dú)感關(guān)系密切, 自我價(jià)值感高的老年人孤獨(dú)感更低(McCarthy& Davies, 2003; Poulin et al., 2012; 謝其利等, 2017;Zhang et al., 2016)。因而, 社會(huì)支持和核心自我評(píng)價(jià)可能會(huì)在夫妻依戀與留守老人孤獨(dú)感的關(guān)系中起鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樽饔谩?/p>

綜上所述, 相關(guān)理論和在普通老年人群體中的實(shí)證研究均表明依戀與孤獨(dú)感的關(guān)系密切, 并且依戀可能會(huì)通過社會(huì)支持和核心自我評(píng)價(jià)間接影響老年人孤獨(dú)感。但是, 中國留守老人夫妻依戀的基本狀況如何, 夫妻依戀是否可以緩解留守老人孤獨(dú)感以及通過何種途徑緩解留守老人孤獨(dú)感有待進(jìn)一步探討。此外, 以城市社區(qū)老年人為研究對(duì)象的本土化研究(王大華等, 2015; 翟曉艷等, 2010)表明中國老年人夫妻依戀包含安全、回避和焦慮三個(gè)維度(不同于傳統(tǒng)依戀研究中依戀回避和依戀焦慮的兩維結(jié)構(gòu)), 但是, 中國老年人夫妻依戀的三維結(jié)構(gòu)未在農(nóng)村老年人群體中驗(yàn)證過, 而且中國老年人夫妻依戀的三個(gè)維度與孤獨(dú)感的關(guān)系也不清楚, 非常有必要進(jìn)行探討。因而, 本研究擬探討以下問題：1.在中國農(nóng)村留守老人群體中驗(yàn)證老年人夫妻依戀的三維結(jié)構(gòu); 2.留守老人的夫妻依戀基本情況; 3.夫妻依戀與留守老人孤獨(dú)感的關(guān)系以及夫妻依戀維度影響留守老人孤獨(dú)感的路徑?；谙嚓P(guān)理論和已有研究, 提出如圖1的假設(shè)模型。

2 研究對(duì)象與方法

2.1 研究對(duì)象

研究對(duì)象是60歲以上、配偶健在(含再婚)的留守老年人, 選取的標(biāo)準(zhǔn)是：子女及子女配偶外出務(wù)工、常年不在本村居住半年及以上, 老人與配偶一起居住(Connelly & Maurer-Fazio, 2016)。兩所高校應(yīng)用心理學(xué)專業(yè)志愿參與調(diào)查的學(xué)生利用假期在貴州、湖南、重慶、四川、河南、云南等6省市(以貴州省為主)77個(gè)區(qū)縣的農(nóng)村地區(qū)通過方便取樣的方法進(jìn)行調(diào)查, 共調(diào)查510名留守老人, 510名留守老人的年齡在 60～88歲間, 平均年齡 68.05 ± 6.23歲, 平均婚齡41.23 ± 4.37年; 性別：男性269人(52.75%), 女性 241人(47.25%); 文化程度：文盲173人(33.92%), 小學(xué) 275人(53.92%), 初中 42人(8.24%), 初中以上 20人(3.92%); 職業(yè)：農(nóng)民476(93.33%), 非農(nóng)民34人(6.67%)。

2.2 研究工具

2.2.1 老年人夫妻依戀問卷

圖1 假設(shè)模型圖

采用符合中國老年人實(shí)際情況的《老年人夫妻依戀問卷》(王大華等, 2015; 翟曉艷等, 2010), 原問卷含 18個(gè)條目, 被試根據(jù)自己與配偶的相處的實(shí)際情形進(jìn)行7點(diǎn)評(píng)定(1 = 完全不同意, 7 = 完全同意), 原問卷包含依戀安全、依戀回避和依戀焦慮3個(gè)維度, 3個(gè)維度的重測(cè)信度在 0.87～0.91之間,總量表的重測(cè)信度為 0.88。由于已有研究(王大華等, 2015; 翟曉艷等, 2010)均是以城市社區(qū)老年人為研究對(duì)象, 未在農(nóng)村老年人群體中檢驗(yàn)過該量表的結(jié)構(gòu), 所以本研究采用和已有研究(王大華等,2015; 翟曉艷等, 2010)基本相同的方法在留守老人群體中對(duì)量表的結(jié)構(gòu)進(jìn)行檢驗(yàn)。在平衡性別、年齡、婚齡、文化程度等人口學(xué)因素的基礎(chǔ)上將510份數(shù)據(jù)分半, 255份數(shù)據(jù)用于探索性因素分析(EFA), 255份數(shù)據(jù)用于驗(yàn)證性因素分析(CFA)。EFA結(jié)果表明,18個(gè)條目可提取出4個(gè)特征根大于1的因素, 4個(gè)因素累計(jì)可解釋 61.51%的總變異。進(jìn)一步核查項(xiàng)目的因素載荷, 發(fā)現(xiàn)第4個(gè)因素只有2個(gè)條目、且這2個(gè)條目均在兩個(gè)因素上有大于0.40的負(fù)荷, 另有1個(gè)條目也在兩個(gè)因素上有大于0.40的負(fù)荷, 有1個(gè)條目的因素負(fù)荷小于0.4, 刪除這4個(gè)條目重新EFA, 結(jié)果表明可以提取3個(gè)特征根大于1的因素,3個(gè)因素可解釋60.75%的總體變異。3個(gè)因素分別為：依戀回避, 解釋 33.51%的總變異; 依戀安全,解釋 16.29%的總變異; 依戀焦慮, 解釋 10.95%的總變異。14個(gè)條目均表現(xiàn)出題項(xiàng)單極化并且最大載荷均出現(xiàn)在原量表構(gòu)想的維度上, 因素載荷分布范圍在0.64～0.87之間。采用另一半數(shù)據(jù)進(jìn)行CFA, 結(jié)果表明, χ2= 215.34,df= 74, χ2/df= 2.91, RMSEA =0.07, NFI = 0.90、IFI = 0.91、CFI = 0.92, 擬合良好。在本研究中, 修改后問卷依戀安全維度的Cronbach’s α系數(shù)為 0.77, 依戀回避維度的Cronbach’s α系數(shù)為 0.79, 依戀焦慮維度的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.69。

2.2.2 領(lǐng)悟社會(huì)支持問卷

問卷用于考察個(gè)體感受到的來自他人的社會(huì)支持(Dahlem, Zimet, & Walker, 1991)。問卷含家庭支持、朋友支持和其他支持3個(gè)維度, 每個(gè)維度4個(gè)條目, 量表采用7級(jí)計(jì)分(1 = 極不同意, 7 = 極同意), 項(xiàng)目累加求總分, 總分越高表明個(gè)體感知的社會(huì)支持越強(qiáng)。本研究CFA結(jié)果表明, χ2= 208.1,df= 51, χ2/df= 4.06, RMSEA = 0.07, NFI = 0.91、IFI = 0.90、CFI = 0.92, 擬合良好。本研究中家庭支持維度的Cronbach’s α系數(shù)為0.74, 朋友支持維度的 Cronbach’s α系數(shù)為 0.80, 其他支持維度的Cronbach’s α 系數(shù)為 0.76。

2.2.3 核心自我評(píng)價(jià)量表

量表由 Judge等(2003)編制, 是一個(gè)單維量表,用于評(píng)定個(gè)體的自尊、控制點(diǎn)、神經(jīng)質(zhì)和一般自我效能等4種人格特質(zhì)。本研究采用的修訂后的問卷包含10個(gè)條目(杜建政, 張翔, 趙燕, 2012), 量表采用4級(jí)評(píng)分(1 = 完全不符合, 4 = 完全符合), 總分越高表明個(gè)體對(duì)自己的評(píng)價(jià)越積極。本研究CFA結(jié)果表明, χ2= 152.95,df= 35, χ2/df= 4.37, RMSEA =0.08, NFI = 0.89、IFI = 0.86、CFI = 0.89, 擬合較好。本研究中量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.71。

2.2.4 ULS-8 孤獨(dú)感量表

量表由 Hays和 DiMatteo (1987)編制, 是一個(gè)單維量表, 周亮等(周亮, 黎芝, 胡宓, 肖水源,2012)在中國農(nóng)村群體中驗(yàn)證了該量表的信度和效度, 量表包含8個(gè)條目, 采用4級(jí)評(píng)分(1 = 完全不符合, 4 = 完全符合), 總分越高表明個(gè)體孤獨(dú)感越強(qiáng)烈。本研究CFA結(jié)果表明, χ2= 74.14,df= 20,χ2/df= 3.71, RMSEA = 0.07, NFI = 0.89、IFI = 0.92、CFI = 0.90, 擬合良好。本研究中量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.77。

2.3 調(diào)查程序

調(diào)查員由兩所高校應(yīng)用心理學(xué)專業(yè)志愿參與調(diào)查的學(xué)生擔(dān)任, 調(diào)查員利用假期的時(shí)間采用方便取樣的方式入戶調(diào)查。在正式調(diào)查前研究者共同討論、編寫調(diào)查指導(dǎo)手冊(cè), 并由研究者對(duì)所有調(diào)查員進(jìn)行個(gè)人調(diào)查的培訓(xùn)并強(qiáng)調(diào)調(diào)查的倫理問題(志愿參加、保密、確保問卷真實(shí)性等)。在調(diào)查前首先征得老年人的同意, 排除不能理解題目、不能自主表達(dá)自己意思的留守老人。填寫問卷前調(diào)查員講清楚指導(dǎo)語, 有能力自行填寫問卷的老年人請(qǐng)其自行填寫, 不識(shí)字(或者由于視力等原因不能自行填寫)的老年人由調(diào)查員逐條將題目讀給老年人, 老年人獨(dú)立選擇后由調(diào)查員將選項(xiàng)記錄在量表上, 填寫完成后當(dāng)場(chǎng)核查、回收問卷, 調(diào)查結(jié)束后贈(zèng)予參加調(diào)查的老年人一份小禮品。

2.4 共同方法偏差控制

首先從測(cè)量程序方面對(duì)共同方法偏差進(jìn)行控制, 如整個(gè)調(diào)查匿名進(jìn)行、對(duì)不同問卷的指導(dǎo)語、計(jì)分方式等進(jìn)行適當(dāng)?shù)淖儞Q、部分條目使用反向計(jì)分。在進(jìn)行數(shù)據(jù)正式分析前采用Harman單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)(熊紅星, 張璟, 葉寶娟, 鄭雪, 孫配貞, 2012), 對(duì)總體 48個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行單因子驗(yàn)證性因素分析, 結(jié)果顯示模型擬合不佳(χ2= 6758.76,df=1080, χ2/df= 6.26, RMSEA = 0.098, CFI = 0.39,NFI = 0.35, IFI = 0.39), 表明本研究中共同方法偏差得到較好控制、共同方法偏差不明顯。

2.5 統(tǒng)計(jì)方法

采用 SPSS 20.0統(tǒng)計(jì)軟件和AMOS 20.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)管理和分析。

3 結(jié)果

3.1 留守老人夫妻依戀基本情況

為了解留守老人的夫妻依戀風(fēng)格, 將留守老人的依戀維度分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)化成依戀類型(Becker, Billings,Evelrth, & Gilbert, 1997; 翟曉艷等, 2010)。首先對(duì)留守老人在《老年人夫妻依戀問卷》三個(gè)維度上的分?jǐn)?shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)分的計(jì)算, 然后采用K-means聚類法對(duì)夫妻依戀類型進(jìn)行劃分, 聚類摘要見表 1。聚類分析表明留守老人夫妻依戀可以分為 3類(Becker et al., 1997; 翟曉艷等, 2010)：(1) 安全型夫妻依戀：在依戀焦慮和依戀回避維度上得分均較低, 而在依戀安全維度上得分較高。表現(xiàn)為能自在地與老伴相處, 遇到事情能主動(dòng)向老伴尋求幫助和支持,相信自己值得老伴關(guān)心, 相信老伴尊重、理解和喜歡自己。(2) 拒絕型夫妻依戀：依戀焦慮和依戀回避維度分?jǐn)?shù)均較高, 依戀安全維度分?jǐn)?shù)較低, 表現(xiàn)為不喜歡和老伴有親密的情感聯(lián)結(jié), 喜歡和老伴保持距離。(3) 焦慮型夫妻依戀：在三個(gè)維度上得分均較高。表現(xiàn)為不自信, 擔(dān)心老伴嫌棄自己, 擔(dān)心老伴不能真正理解自己。為了驗(yàn)證聚類結(jié)果的合理性, 根據(jù)聚類的結(jié)果, 以依戀維度為結(jié)果變量, 以依戀類型為自變量進(jìn)行多因素方差分析。結(jié)果表明,在依戀安全維度上, 三種依戀類型之間存在顯著差異,F(2,508) = 493.53,p＜ 0.001, η2= 0.66; 在依戀回避維度上, 三種依戀類型之間存在顯著差異,F(2,508) = 275.16,p＜ 0.001, η2= 0.52; 在依戀焦慮維度上, 三種依戀類型之間存在顯著差異,F(2,508) =192.16,p＜ 0.001, η2= 0.43。表明本研究聚類的結(jié)果是合理的。

表1 留守老人夫妻依戀類型聚類分析摘要統(tǒng)計(jì)表

表1表明, 留守老年人安全型夫妻依戀人數(shù)為193人(37.84%), 拒絕型夫妻依戀人數(shù)為 159人(31.18%), 焦慮型夫妻依戀人數(shù)為158人(30.98%)。將留守老人夫妻依戀類型情況和城市社區(qū)老年人夫妻依戀類型情況進(jìn)行比較有助于更好地理解留守老人的夫妻依戀類型情況(見表 1), χ2分析表明,留守老人和社區(qū)老人的夫妻依戀類型整體上存在差異(χ2= 58.71,df= 2,p＜ 0.001, Cramer’s φ =0.24), 留守老人安全型夫妻依戀類型的比例顯著低于城市社區(qū)老年人(Z= ?5.63,p＜ 0.001), 留守老人拒絕型夫妻依戀的比例顯著高于城市社區(qū)老年人(Z= 7.01,p＜ 0.001), 留守老人焦慮型夫妻依戀的比例與城市社區(qū)老年人無顯著差異(Z= ?0.45,p＞ 0.05)。

3.2 不同夫妻依戀類型留守老人領(lǐng)悟社會(huì)支持、核心自我評(píng)價(jià)和孤獨(dú)感的差異

表2表明, 三種夫妻依戀類型留守老人的核心自我評(píng)價(jià)、領(lǐng)悟社會(huì)支持和孤獨(dú)感均存在顯著差異。進(jìn)一步事后檢驗(yàn)(LSD法)表明, 安全型夫妻依戀留守老人的領(lǐng)悟社會(huì)支持和核心自我評(píng)價(jià)顯著高于拒絕型和焦慮型夫妻依戀的留守老人; 安全型夫妻依戀留守老人的孤獨(dú)感顯著低于拒絕型和焦慮型夫妻依戀的留守老人; 焦慮型夫妻依戀留守老人的領(lǐng)悟社會(huì)支持高于拒絕型夫妻依戀留守老人。

3.3 留守老人夫妻依戀、領(lǐng)悟社會(huì)支持、核心自我評(píng)價(jià)和孤獨(dú)感的相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果表明, 留守老人夫妻依戀各維度與領(lǐng)悟社會(huì)支持各維度及總分、核心自我評(píng)價(jià)和孤獨(dú)感的兩兩相關(guān)均顯著(具體請(qǐng)見表3)。

3.4 結(jié)構(gòu)方程模型的建立

本研究中多個(gè)變量之間兩兩相關(guān), 采用結(jié)構(gòu)方程模型分析變量之間的關(guān)系更為有效(吳明隆,2013)。為了控制由于潛變量的多個(gè)項(xiàng)目造成的膨脹測(cè)量誤差, 在進(jìn)行模型建構(gòu)前對(duì)題目較多的單維量表進(jìn)行項(xiàng)目打包(吳艷, 溫忠麟, 2011)。在項(xiàng)目打包之前, 需要對(duì)單維量表進(jìn)行理論核查和 CFA檢驗(yàn), 如果檢驗(yàn)結(jié)果不理想, 應(yīng)重新檢查和提煉測(cè)量結(jié)構(gòu)。CFA檢驗(yàn)結(jié)果表明《核心自我評(píng)價(jià)問卷》和《ULS-8孤獨(dú)感量表》均符合單維同質(zhì)的打包前提(擬合情況請(qǐng)見研究工具部分), 因而采用“項(xiàng)目?結(jié)構(gòu)平衡法”對(duì)《核心自我評(píng)價(jià)問卷》和《ULS-8孤獨(dú)感量表》進(jìn)行打包處理(吳艷, 溫忠麟, 2011)。結(jié)構(gòu)方程檢驗(yàn)表明測(cè)量模型與數(shù)據(jù)擬合良好, 各因子載荷均顯著(系數(shù)均在 0.5以上,p值均小于 0.001,見圖2), 表明觀測(cè)變量較好地反映了所要觀測(cè)的潛變量, 可以進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程分析。

表2 不同夫妻依戀類型留守老人領(lǐng)悟社會(huì)支持、核心自我評(píng)價(jià)和孤獨(dú)感的差異

表3 留守老人各研究變量描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

在檢驗(yàn)包含中介變量的模型前, 先檢驗(yàn)夫妻依戀對(duì)留守老人孤獨(dú)感的直接預(yù)測(cè)作用, 分層回歸分析結(jié)果表明, 夫妻依戀的3個(gè)維度均顯著預(yù)測(cè)留守老人的孤獨(dú)感(依戀安全,β= ?0.27,p＜ 0.01; 依戀回避,β= 0.45,p＜ 0.001; 依戀焦慮,β= 0.60,p＜0.001)。接著, 用農(nóng)村留守老人數(shù)據(jù)擬合包含中介變量(領(lǐng)悟社會(huì)支持和核心自我評(píng)價(jià))的模型, 結(jié)果表明模型擬合良好, χ2= 679.77,df= 194, χ2/df=3.50, NFI = 0.89、IFI = 0.90、CFI = 0.91、RMSEA =0.07, 但是部分路徑系數(shù)不顯著(依戀安全到孤獨(dú)感,β= ?0.12,p ＞0.05; 依戀安全到核心自我評(píng)價(jià),β= 0.02,p ＞0.05; 依戀回避到孤獨(dú)感,β= 0.05,p ＞0.05; 依戀回避到核心自我評(píng)價(jià),β= ?0.01,p ＞0.05; 依戀焦慮到領(lǐng)悟社會(huì)支持,β= ?0.09,p ＞0.05)。為使模型更為簡(jiǎn)潔, 嘗試刪除不顯著的路徑系數(shù)后重新擬合模型, 結(jié)果表明模型擬合良好,χ2= 687.48,df= 199, χ2/df= 3.45, NFI = 0.90、IFI =0.92、CFI = 0.91、RMSEA = 0.07。兩個(gè)模型的 Δχ2=7.71, Δdf= 5, Δχ2/df= 1.54,p＞ 0.05, 這表明刪除不顯著路徑之后的簡(jiǎn)潔模型和假設(shè)模型整體上沒有差異, 但是簡(jiǎn)潔模型的部分?jǐn)M合參數(shù)更優(yōu), 所以刪除不顯著路徑系數(shù)后的簡(jiǎn)潔模型為最優(yōu)模型。留守老人各變量之間的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)具體請(qǐng)見圖2。

3.5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采用偏差校正的 Bootstrap方法檢驗(yàn)領(lǐng)悟社會(huì)支持和核心自我評(píng)價(jià)在留守老人夫妻依戀與孤獨(dú)感之間的中介效應(yīng)(方杰, 張敏強(qiáng), 2012)。在農(nóng)村留守老人的原始數(shù)據(jù)(N= 510)中抽取 3000個(gè)Bootstrap樣本進(jìn)行間接效應(yīng)估計(jì), 表4顯示了各個(gè)間接路徑的估計(jì)值和中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間, 如果95%置信區(qū)間沒有包括0, 表明中介效應(yīng)顯著(方杰, 張敏強(qiáng), 2012)。圖2和表4的結(jié)果表明, 領(lǐng)悟社會(huì)支持在依戀安全、依戀回避與留守老人孤獨(dú)感的關(guān)系中起中介作用; 領(lǐng)悟社會(huì)支持和核心自我評(píng)價(jià)在依戀安全、依戀回避與留守老人孤獨(dú)感的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔? 核心自我評(píng)價(jià)在依戀焦慮與留守老人孤獨(dú)感的關(guān)系中起部分中介作用, 中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為?0.23 × (?0.35) ÷ [0.41 + (?0.23) ×(?0.35)] = 16.41%。

4 討論

本研究表明《老年人夫妻依戀問卷》的三維結(jié)構(gòu)在農(nóng)村留守老年人群體中成立, 包含依戀安全、依戀回避和依戀焦慮三個(gè)維度。這一結(jié)果和在中國城市社區(qū)老人群體中的結(jié)果一致(王大華等, 2015; 翟曉艷等, 2010), 與此前國外大多數(shù)成人依戀問卷包含依戀回避和依戀焦慮的兩維結(jié)構(gòu)不同(Mikulincer& Shaver, 2007)。研究者(王大華等, 2015; 翟曉艷等, 2010)認(rèn)為在中國文化背景下的老年人夫妻依戀中的“依戀安全”維度體現(xiàn)了中國文化的特殊性?？赡艿脑蚴桥c個(gè)體主義文化背景下的老年人相比, 集體主義文化背景下的中國老年人更關(guān)注和善于營造和睦的婚姻關(guān)系, 有更多的積極情感體驗(yàn),也更樂意報(bào)告較積極的情感體驗(yàn)(王大華等, 2015;翟曉艷等, 2010)。而且并不是所有的成人依戀問卷都是兩維結(jié)構(gòu), 例如成人依戀量表(AAS)就包含親近、依賴和焦慮三個(gè)維度(Collins, 1996), 不過在后期數(shù)據(jù)處理時(shí)將親近和依賴維度進(jìn)行了合并, Schmitt等(2004)在 62個(gè)國家和地區(qū)調(diào)查成年人夫妻依戀的結(jié)果也表明夫妻依戀的維度和類型均會(huì)受到文化背景的影響。本研究在留守老人群體中驗(yàn)證了《老年人夫妻依戀問卷》的三維結(jié)構(gòu), 表明了中國老年人夫妻依戀三維結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性。但是本研究的結(jié)果和在城市社區(qū)老年人中的結(jié)果也有一些不同：因素分析的結(jié)果表明依戀回避維度是解釋力最大的維度, 和在城市社區(qū)老年人群體中依戀安全維度是解釋力最大的結(jié)果不一致(王大華等, 2015; 翟曉艷等, 2010), 這一結(jié)果可能和農(nóng)村留守老人的夫妻依戀的特點(diǎn)有關(guān), 具體的原因有待進(jìn)一步的研究進(jìn)行探討。

圖2 夫妻依戀與留守老人孤獨(dú)感結(jié)構(gòu)方程模型圖

表4 領(lǐng)悟社會(huì)支持、核心自我評(píng)價(jià)在夫妻依戀與留守老人孤獨(dú)感之間中介效應(yīng)檢驗(yàn)的Bootstrap分析

本研究結(jié)果表明, 農(nóng)村留守老人安全型夫妻依戀類型的比例低于不安全型夫妻依戀(拒絕型和焦慮型), 這一結(jié)果和已有研究(王大華等, 2015; 翟曉艷等, 2010)認(rèn)為中國老年人夫妻依戀中安全型夫妻依戀占主要類型的結(jié)果不一致。進(jìn)一步的分析表明, 留守老人安全型夫妻依戀比例低于城市社區(qū)老人安全型夫妻依戀的比例、拒絕型夫妻依戀的比例高于城市社區(qū)老人(王大華等, 2015; 翟曉艷等,2010)?？赡艿脑蚴窃谧优獬鰟?wù)工的情況下, 大多數(shù)留守老人需要照顧家庭、看管孫輩、承擔(dān)更多的農(nóng)活和家務(wù), 而在“男主外女主內(nèi)”的傳統(tǒng)家庭觀念的分工下, 農(nóng)村男性老人在日常生活中要承擔(dān)較多的農(nóng)活, 而女性老年人更多承擔(dān)家務(wù), 夫妻在一起勞作、交流的時(shí)間較少, 因而在空間和心理上和老伴保持一定的距離。此外, 本研究結(jié)果表明擁有安全型夫妻依戀的留守老人社會(huì)支持和自我評(píng)價(jià)更高、孤獨(dú)感更低, 和以普通老年人為研究對(duì)象的研究結(jié)果一致(Halat & Hovardao?lu, 2010; Holtfreter et al., 2016; Kuwert et al., 2014), 提示在成年子女長(zhǎng)期外出的情況下經(jīng)營安全夫妻依戀有助于降低留守老人的孤獨(dú)感。

本研究在已有研究(王大華等, 2015; 翟曉艷等,2010)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討中國文化背景下老年夫妻依戀的三個(gè)維度與孤獨(dú)感之間的關(guān)系、并探討領(lǐng)悟社會(huì)支持和核心自我評(píng)價(jià)的中介作用。相關(guān)分析表明依戀安全和領(lǐng)悟社會(huì)支持各維度及總分均顯著正相關(guān), 表明擁有安全依戀的留守老人可以從家庭以外感知和獲得更多的社會(huì)支持, 安全的夫妻依戀確實(shí)起到了類似一般依戀的“安全基地”的作用(Bowlby, 1969; Zhang et al., 2016)。中介效應(yīng)分析表明依戀安全通過提高領(lǐng)悟社會(huì)支持的路徑間接地降低留守老人的孤獨(dú)感, 此外, 依戀安全還通過領(lǐng)悟社會(huì)支持、核心自我評(píng)價(jià)的鏈?zhǔn)街薪槁窂浇档凸陋?dú)感, 這一結(jié)果和我們的假設(shè)一致。已有研究(王大華等, 2015; 翟曉艷等, 2010)表明依戀安全這一積極的維度是中國文化背景下獨(dú)有的、積極的維度,本研究的結(jié)果證實(shí)老年人夫妻依戀的依戀安全維度確實(shí)會(huì)提高留守老人的社會(huì)支持并提高其對(duì)自身的評(píng)價(jià), 從而降低其孤獨(dú)感, 表明中國文化背景下的夫妻依戀安全維度對(duì)降低留守老人孤獨(dú)感有積極作用。

基于依戀兩維結(jié)構(gòu)的研究表明依戀回避和依戀焦慮影響個(gè)體心理的路徑并不一樣(Zhang et al.,2016), 本研究結(jié)果也表明中國文化背景下老年人夫妻依戀的安全、回避和焦慮三個(gè)維度影響留守老人孤獨(dú)感的路徑并不一致, 依戀安全、依戀回避對(duì)孤獨(dú)感的作用主要是通過領(lǐng)悟社會(huì)支持和核心自我評(píng)價(jià)間接起作用, 而依戀焦慮的直接作用更大,核心自我評(píng)價(jià)在依戀焦慮與孤獨(dú)感的關(guān)系中只起到部分中介的作用。本研究表明依戀回避與領(lǐng)悟社會(huì)支持負(fù)相關(guān), 說明夫妻依戀中的依戀回避行為會(huì)導(dǎo)致留守老人消極尋求社會(huì)支持和導(dǎo)致較低的社會(huì)交往技能(Gillath, Johnson, Selcuk, & Teel, 2011;Mallinckrodt & Wei, 2005; Zhang et al., 2016)。依戀回避還通過降低社會(huì)支持的路徑間接導(dǎo)致留守老人較高的孤獨(dú)感, 這一結(jié)果和已有研究認(rèn)為依戀回避得分高會(huì)降低老年人心理健康水平的結(jié)果一致(Mallinckrodt & Wei, 2005; Zhang et al., 2016), 此外, 依戀回避還通過降低領(lǐng)悟社會(huì)支持進(jìn)一步降低核心自我評(píng)價(jià)的途徑導(dǎo)致留守老人較高的孤獨(dú)感,提示要需要重視夫妻依戀回避行為對(duì)留守老人孤獨(dú)感的影響。本研究表明夫妻依戀中的依戀焦慮維度除了直接預(yù)測(cè)留守老人孤獨(dú)感外, 還通過核心自我評(píng)價(jià)間接影響留守老人孤獨(dú)感, 依戀焦慮與核心自我評(píng)價(jià)負(fù)相關(guān), 而核心自我評(píng)價(jià)與孤獨(dú)感負(fù)相關(guān),和已有的結(jié)果一致(Mikulincer & Shaver, 2007;Roberts, Gotlib, & Kassel, 1996; Zhang et al., 2016),這一結(jié)果在中國留守老人群體中部分驗(yàn)證了依戀的內(nèi)部工作模型, 表明在長(zhǎng)期的夫妻共同生活中,夫妻依戀與留守老人的自我評(píng)價(jià)密切相關(guān)。

本研究尚存在以下不足：首先, 本研究沒有選取農(nóng)村非留守老人進(jìn)行調(diào)查, 無法考察子女外出對(duì)留守老人夫妻依戀的影響, 本研究中用于比較的城市老年人樣本取樣時(shí)間與本研究相距時(shí)間較長(zhǎng)且留守老人與城市社區(qū)老人的差異較大, 后續(xù)研究應(yīng)該選取包含農(nóng)村和城市老年人的樣本; 其次, 本研究是一個(gè)橫斷研究, 只能在統(tǒng)計(jì)上證明中介效應(yīng)和因果關(guān)系, 后續(xù)研究應(yīng)采用追蹤范式進(jìn)一步驗(yàn)證;此外, 由于取樣的困難, 本研究采用方便取樣, 樣本的代表性略顯不足; 另外, 本研究采用的是自評(píng)量表, 無法完全避免社會(huì)贊許效應(yīng), 后續(xù)研究應(yīng)結(jié)合他評(píng)的方式加以改進(jìn)。

盡管存在一些不足, 但是本研究還是具有一定的意義的。首先, 在中國留守老人群體中驗(yàn)證了《老年人夫妻依戀問卷》的三維結(jié)構(gòu), 是對(duì)老年人夫妻依戀本土化研究的一個(gè)補(bǔ)充; 其次, 本研究初步了解了留守老人夫妻依戀的特點(diǎn), 并進(jìn)一步探討夫妻依戀3個(gè)維度與留守老人孤獨(dú)感的關(guān)系以及領(lǐng)悟社會(huì)支持、核心自我評(píng)價(jià)的中介作用, 為降低留守老人孤獨(dú)感提供參考, 具有一定的現(xiàn)實(shí)意義, 也是對(duì)老年人夫妻依戀本土化研究的推進(jìn)。

5 結(jié)論

《老年人夫妻依戀問卷》具有穩(wěn)定的三維結(jié)構(gòu)(依戀安全、依戀回避和依戀焦慮)。夫妻依戀與留守老人孤獨(dú)感關(guān)系密切, 依戀安全維度和依戀回避維度通過領(lǐng)悟社會(huì)支持和核心自我評(píng)價(jià)間接影響留守老人的孤獨(dú)感, 依戀焦慮維度除了直接影響留守老人孤獨(dú)感外還通過核心自我評(píng)價(jià)間接影響留守老人孤獨(dú)感。在成年子女長(zhǎng)期外出的情況下, 安全的夫妻依戀有助于降低留守老人的孤獨(dú)感。

參 考 文 獻(xiàn)

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