王大華 楊小洋 王 巖 Richard B. Miller

(1北京師范大學(xué)發(fā)展心理研究所, 北京 100875) (2中山大學(xué)心理學(xué)系, 廣州 510275)(3 Brigham Young University, Utah, USA)

1 引言

依戀最初指孩子與其撫養(yǎng)者之間一種特殊的情感聯(lián)結(jié)(Bowlby, 1973)。在與撫養(yǎng)者不斷的交往過(guò)程中, 個(gè)體逐漸形成了關(guān)于關(guān)系中自我和他人的內(nèi)部表征, 即依戀的內(nèi)部工作模式(internal working models), 引導(dǎo)個(gè)體加工和處理未來(lái)的關(guān)系(Collins,1996)。因而, 依戀不僅僅是嬰幼兒期特有的心理過(guò)程, 還是“從搖籃到墳?zāi)埂必灤┥冀K的重要發(fā)展命題(Bowlby, 1973)。

1.1 一般依戀與特定關(guān)系依戀

隨著年齡的增長(zhǎng), 個(gè)體擁有的依戀關(guān)系不再單一指向其父母等早期撫養(yǎng)者, 而是變得越來(lái)越復(fù)雜多樣。如Trinke和Bartholomew (1997)就發(fā)現(xiàn)青年人擁有至少5個(gè)依戀對(duì)象, 包括家庭成員、戀愛伴侶和朋友。其中, 婚戀依戀(romantic attachment)作為成年階段最為重要的依戀關(guān)系備受研究者的關(guān)注。特別是對(duì)于老年人而言, 隨著父母的離世和朋友圈的縮小, 他們的依戀對(duì)象數(shù)目會(huì)減少(van Assche et al., 2013), 婚戀依戀的重要性則更加凸顯(Antonucci, Akiyama, & Takahashi, 2004)。研究者普遍認(rèn)為婚戀依戀與其他關(guān)系中的依戀存在很大差異(Furman, Simon, Shaffer, & Bouchey, 2002;Klohnen, Weller, Luo, & Choe, 2005)。如與自幼形成的親子依戀相比, 處于婚戀關(guān)系中的雙方地位是平等的, 他們互為彼此的依戀對(duì)象(Imamo?lu &Imamo?lu, 2006); 與同為同伴依戀的朋友依戀相比,雖都具有親密的特點(diǎn), 但是親密程度有顯著差異(Acevedo, Aron, Fisher, & Brown, 2012)。

由此可見, 特定對(duì)象的依戀關(guān)系具有獨(dú)特性。Collins和Read (1994)進(jìn)一步認(rèn)為成人的依戀模式或風(fēng)格并非單一的, 而是一個(gè)復(fù)雜的層級(jí)組織：最高階的層級(jí)為個(gè)體最一般的依戀模式, 它是從個(gè)體生命早期與撫養(yǎng)者的交往經(jīng)歷中抽取出的依戀表征; 而較低層級(jí)則為特定關(guān)系中的依戀模式, 如親子依戀模式、婚戀依戀模式和朋友依戀模式等, 這些是在與特定關(guān)系對(duì)象的交往中逐漸形成的, 并只在該特定關(guān)系中表現(xiàn)出來(lái)。最初, Bowlby (1969)認(rèn)為依戀風(fēng)格是早期依戀經(jīng)歷中形成的一種穩(wěn)定的特質(zhì), 持續(xù)一生。然而隨著依戀領(lǐng)域研究的推進(jìn),越來(lái)越多的研究者對(duì)依戀風(fēng)格的特質(zhì)性假說(shuō)提出了質(zhì)疑(Baldwin, Keelan, Fehr, Enns, & Koh-Rangarajoo,1996; Collins & Read, 1994)。在考察了一般依戀和多種特定關(guān)系中的依戀后, 很多研究發(fā)現(xiàn)同一個(gè)體在不同關(guān)系中的依戀風(fēng)格可能不同, 特定關(guān)系中的依戀風(fēng)格與一般依戀風(fēng)格的一致性程度也僅僅為中低等水平(Cozzarelli, Hoekstra, & Bylsma, 2000;Klohnen et al., 2005; Pierce & Lydon, 2001; Treboux,Crowell, & Waters, 2004); 當(dāng)預(yù)測(cè)特定關(guān)系的質(zhì)量時(shí), 特殊依戀比一般依戀具有更強(qiáng)的預(yù)測(cè)力(Cozzarelli et al., 2000; Ross & Spinner, 2001)。在中國(guó)年輕人的樣本中也得到了類似的結(jié)果, 如 Wang和Wang (2012)發(fā)現(xiàn)個(gè)體的婚戀依戀與親子依戀的相關(guān)僅在0.13至0.19之間, 與一般依戀的相關(guān)為中等程度(相關(guān)系數(shù)為0.42～0.47)。

然而, 對(duì)一般依戀與特定關(guān)系依戀一致性的研究多集中于年輕人樣本, 老年期依戀模式結(jié)構(gòu)的情況還未有實(shí)證研究。因此, 該領(lǐng)域研究者尚無(wú)法對(duì)依戀層級(jí)間關(guān)系進(jìn)行生命全程地描述。根據(jù)Fraley(2002)提出的原型理論, 自幼形成的一般依戀模式會(huì)始終影響個(gè)體處理各種人際關(guān)系。故, 即便人們不斷成長(zhǎng)、不斷經(jīng)歷新的人際關(guān)系, 但是一般依戀與特定關(guān)系中的依戀會(huì)一直存在密切關(guān)聯(lián)。但是他同時(shí)也強(qiáng)調(diào)了情境的作用, 因此認(rèn)為隨著個(gè)體年齡的增長(zhǎng), 一般依戀與特定關(guān)系依戀的相關(guān)程度會(huì)有所下降, 但最終會(huì)維持在一個(gè)非零常數(shù)。Fraley為從畢生發(fā)展的視角理解依戀構(gòu)建了理論框架, 但是缺少對(duì)老年期的實(shí)證研究。我國(guó)臺(tái)灣的老年依戀研究發(fā)現(xiàn)一般依戀類型分布中安全型占最大比例, 其次是冷漠型(劉敏珍, 2000), 而特定關(guān)系中的依戀則以專注型和安全型為主(吳文嘉, 2006), 這可能間接說(shuō)明了老年階段一般依戀與特定關(guān)系依戀存在較低的一致性。故本研究期望同時(shí)考察老年人的一般依戀與特定關(guān)系依戀(夫妻依戀), 以探索老年期依戀模式的一致性問(wèn)題。

1.2 特定關(guān)系依戀的測(cè)量

在已有的研究中, 對(duì)于成人特定關(guān)系依戀的考察通常利用一般依戀問(wèn)卷。例如, 研究者使用 RQ關(guān)系問(wèn)卷(Relationship Questionnaire, Bartholomew& Horowitz, 1991)、ECR親密關(guān)系體驗(yàn)量表(Experience of Close Relationship Scale, Brennan,Clark, & Shaver, 1998)、AAS成人依戀量表(Adult Attachment Scale, Collins & Read, 1990)等, 對(duì)不同依戀關(guān)系進(jìn)行考察時(shí), 只是更換問(wèn)卷中的依戀對(duì)象稱呼, 而不改變?cè)械捻?xiàng)目。但是, 如前文所述,不同的依戀關(guān)系具有不同的表征特點(diǎn), 用同樣的題對(duì)不同關(guān)系進(jìn)行測(cè)量則不可避免會(huì)造成偏差?；诖? 翟曉艷、李春花、魏紅和王大華(2010)針對(duì)老年夫妻關(guān)系, 編制出了《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》。他們共收集了18份成人依戀問(wèn)卷, 得到不重復(fù)的196個(gè)項(xiàng)目。通過(guò)讓老年人進(jìn)行評(píng)定, 保留85個(gè)描述適用于老年夫妻的項(xiàng)目形成最初的項(xiàng)目庫(kù)。474位老人參與了項(xiàng)目庫(kù)的測(cè)量, 經(jīng)過(guò)項(xiàng)目分析和探索性因素分析, 形成了 18個(gè)項(xiàng)目的《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》。最終問(wèn)卷共包含三個(gè)維度, 即依戀安全、依戀焦慮和依戀回避, 每個(gè)維度包含六個(gè)項(xiàng)目。國(guó)外研究者編制并常用的成人依戀問(wèn)卷通常為兩維度(依戀焦慮和依戀回避)結(jié)構(gòu)(Mikulincer & Shaver,2007), 而此測(cè)量工具多了依戀安全維度。這樣不同的結(jié)構(gòu)是否合理呢？實(shí)際上一些依戀問(wèn)卷在編制過(guò)程中也曾發(fā)現(xiàn)依戀的非二維結(jié)構(gòu), 如 AAS和ASQ依戀風(fēng)格問(wèn)卷(Attachment Style Questionnaire,Feeney, Noller, & Hanrahan, 1994), 但為應(yīng)用方便,這些問(wèn)卷在后期處理過(guò)程中仍然選擇將某些維度合并以配合通用的依戀焦慮-依戀回避這個(gè)二維框架(Mikulincer & Shaver, 2007)。然而, 采取權(quán)宜之計(jì)減少維度的策略以及依據(jù)因素間的相關(guān)進(jìn)行維度合并的方法是否合宜是值得商榷的。

在一系列研究中發(fā)現(xiàn), 《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》三個(gè)維度分?jǐn)?shù)對(duì)夫妻關(guān)系質(zhì)量的預(yù)測(cè)作用吻合理論構(gòu)想。例如, 依戀焦慮和依戀回避維度能夠顯著預(yù)測(cè)個(gè)體的消極支持行為、夫妻沖突和較低的婚姻滿意度, 而依戀安全維度分?jǐn)?shù)恰巧可以顯著預(yù)測(cè)積極支持行為、較少的夫妻沖突和較高的婚姻滿意度(王倩蓉, 王大華, 陳翠玲, 2012; 王大華, 張明妍,2011)。由此可見, 三維度結(jié)構(gòu)有其存在的合理性,但是自該問(wèn)卷編制至今, 缺少對(duì)其信效度的再次檢驗(yàn), 特別是結(jié)構(gòu)效度。因此, 本研究存在兩個(gè)主要目的。首先, 收集一批新數(shù)據(jù), 對(duì)《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》的信效度進(jìn)行檢驗(yàn), 探討三維測(cè)量結(jié)構(gòu)的合理性, 并對(duì)該量表進(jìn)行必要的修訂, 使其結(jié)構(gòu)得以優(yōu)化。其次, 利用《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》對(duì)老年人的特定關(guān)系依戀(夫妻依戀)進(jìn)行測(cè)量, 考察在老年期特定關(guān)系依戀與一般依戀的一致性程度, 以期為從生命全程角度理解一般依戀與特定依戀的一致性提供老年期的實(shí)證資料。

2 研究方法

2.1 被試

本研究在北京的社區(qū)召集老年被試, 總共有697名 60歲以上、配偶健在的老年人參加了本研究。其中男性316名(45.3%), 女性381名(54.7%),平均年齡為67.86歲(

SD

= 5.24), 平均婚齡為42.35年(

SD

= 6.78), 平均受教育年數(shù)為11.53年(

SD

= 3.67)。根據(jù)本研究需要, 篩選出精神狀態(tài)正常的老年人611名作為最終研究樣本。篩選標(biāo)準(zhǔn)為：畫鐘測(cè)驗(yàn)得分等于 3分, 老年抑郁量表 GDS得分小于 8分。最終保留了611名被試的數(shù)據(jù), 將被試隨機(jī)分成兩組, 第一組共 305人, 用于進(jìn)行探索性因素分析, 此部分被試的年齡分布為60到83歲, 平均年齡 67.63歲; 第二組共 306人, 用于進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析, 年齡分布為60～85歲, 平均年齡67.36歲,兩組被試在年齡的平均值上不存在顯著差異(

t

=0.64,

p

> 0.05)。進(jìn)一步考察兩組被試在年齡分布上是否存在差異, 在兩組被試中60～69歲的老年人分別有193名(63.30%)和206名(67.30%), 70～79歲的老年人分別有 110名(36.00%)和 95名(31.1%), 而80歲及以上的老年人分別有 2名(0.70%)和 5名(1.60%), 并且對(duì)兩組被試的年齡組分布進(jìn)行了差異檢驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩組分布無(wú)顯著差異(

z

= ?0.95,

p

> 0.05)。除此, 在性別分布(χ= 1.41,

p

> 0.05)、婚齡(

t

= ?0.75,

p

> 0.05)和受教育年限(

t

= 0.14,

p

>0.05)上兩組被試之間也不存在顯著差異, 兩組被試的詳細(xì)信息見表1。

表1 被試信息表(括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)差)

2.2 研究工具

2.2.1 老年人夫妻依戀

采用翟曉艷等人(2010)編制的《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》。該問(wèn)卷共包含18個(gè)項(xiàng)目, 要求被試根據(jù)自己與配偶的相處情形進(jìn)行7點(diǎn)評(píng)定, 其中1代表“非常不同意”, 7代表“非常同意”。問(wèn)卷包含3個(gè)分量表：(1)依戀安全：分?jǐn)?shù)越高代表個(gè)體在關(guān)系中越自信、開放、信賴配偶、與伴侶相處自在; (2)依戀焦慮：分?jǐn)?shù)越高代表個(gè)體在關(guān)系中越不自信、擔(dān)憂配偶不理解或不愛自己; (3)依戀回避：分?jǐn)?shù)越高代表越回避與配偶的親近。

2.2.2 一般依戀風(fēng)格

采用《關(guān)系問(wèn)卷》(RQ; Bartholomew & Horowitz,1991)對(duì)被試的一般依戀風(fēng)格進(jìn)行測(cè)量, 該問(wèn)卷共包含四段描述, 每段描述對(duì)應(yīng)一種依戀風(fēng)格, 分別為專注型、恐懼型、安全型和冷漠型。要求被試根據(jù)自己平時(shí)與他人相處過(guò)程中的通常表現(xiàn), 從四段描述中選擇出最吻合自身情況的一段, 所選類型即為被試的依戀風(fēng)格。

2.2.3 婚姻滿意度

選自《ENRICH婚姻質(zhì)量問(wèn)卷》(ENRICH; Olson,Fournier, & Druckman,1983)的婚姻滿意度分量表用于測(cè)量老年被試的婚姻滿意度。ENRICH婚姻質(zhì)量問(wèn)卷包括 12個(gè)因子：過(guò)分理想化、婚姻滿意度、性格相融性、夫妻交流、解決沖突的方式、經(jīng)濟(jì)安排、業(yè)余活動(dòng)、性生活、子女和婚姻、與親友的關(guān)系、角色平等性及信仰一致性。其中婚姻滿意度分量表包括 10個(gè)題目, 要求被試進(jìn)行從 1(代表完全不贊同)至 5(代表完全贊同)的評(píng)定, 通過(guò)測(cè)定婚姻10個(gè)方面滿意度, 得出總的滿意度。評(píng)分高表明婚姻關(guān)系大多數(shù)方面是和諧與滿意的; 評(píng)分低則反映婚姻不滿意。本研究該問(wèn)卷的內(nèi)部一致性信度α = 0.79。

2.2.4 老年抑郁

采用《老年抑郁量表15題版》(GDS-15; Burke,Roccaforte, & Wengel, 1991)。該量表考察老年人近一周的心理感受, 專用于老年人抑郁的篩查。共15題, 采用“是-否”作答。本研究中該問(wèn)卷的內(nèi)部一致性為 0.70。根據(jù)梅錦榮(1999)的研究結(jié)果, 在中國(guó)老年人中, 此量表應(yīng)用時(shí)的篩查標(biāo)準(zhǔn)為：8分及以上被認(rèn)為疑似抑郁癥, 故本研究采用“抑郁 < 8”為標(biāo)準(zhǔn), 剔除具有抑郁癥的被試 26名(占總體樣本的3.73%)。

2.2.5 老年癡呆篩查

畫鐘測(cè)驗(yàn)(clock drawing test, CDT)是較為理想的檢查老年性癡呆的早期篩查工具。它要求被試在白紙上獨(dú)立畫一個(gè)鐘表的表盤, 把數(shù)字標(biāo)注在正確的位置上, 并用表針標(biāo)出指定時(shí)間(8點(diǎn)20分)的位置。該測(cè)驗(yàn)有多種計(jì)分方法, 本研究采用的國(guó)內(nèi)常用的三分法(孟超等, 2004)：(1)畫出圓形, 得1分; (2)正確標(biāo)記表盤數(shù)字, 得 1分; (3)標(biāo)出正確的時(shí)間,得1分。本研究按照“畫鐘 = 3分”的標(biāo)準(zhǔn)篩選出認(rèn)知基本正常的老年人。

2.3 研究過(guò)程

本研究采用一對(duì)一問(wèn)卷形式, 每次由一名主試協(xié)助一位老年人在一個(gè)獨(dú)立的空間內(nèi)完成測(cè)驗(yàn)。被試首先填寫知情同意書, 了解本研究關(guān)注的是夫妻情感相關(guān)內(nèi)容; 然后在主試的協(xié)助下, 被試完成基本信息問(wèn)卷、老年抑郁問(wèn)卷、畫鐘測(cè)驗(yàn)、老年人夫妻依戀問(wèn)卷和婚姻滿意度問(wèn)卷。每位被試平均用時(shí)40 min。

2.4 統(tǒng)計(jì)方法

本研究采用SPSS 17.0和Mplus 7.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先采用隨機(jī)分半的方法將所有數(shù)據(jù)分為兩半, 其中一半用于探索性因素分析, 另一半用于驗(yàn)證性因素分析。根據(jù)因素分析的結(jié)果對(duì)《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》進(jìn)行修訂后, 考察修訂版本的信度、效度等測(cè)量學(xué)指標(biāo)。最后應(yīng)用全部數(shù)據(jù)進(jìn)行聚類分析, 應(yīng)用《老年人夫妻依戀問(wèn)卷(修訂版)》對(duì)老年人的夫妻依戀風(fēng)格進(jìn)行分類, 并考察與一般依戀風(fēng)格的一致性。

表2 1 8個(gè)項(xiàng)目的因素載荷

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究中使用了兩種方法對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。首先, 使用 Harman單因素檢驗(yàn)法(周浩,龍立榮, 2004), 對(duì)總體 28個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析, 結(jié)果顯示模型擬合不好(χ= 1963.53,

df

=351, RMSEA = 0.09, CFI = 0.77, TLI = 0.75)。其次,采用單一方法潛因子法(周浩, 龍立榮, 2004; 熊紅星, 張璟, 葉寶娟, 鄭雪, 孫配貞, 2012)進(jìn)行檢驗(yàn)。第一步, 對(duì)本研究四個(gè)潛變量及其指標(biāo)構(gòu)成的四因子模型進(jìn)行檢驗(yàn), 結(jié)果顯示四因子模型擬合較好(χ= 1120.90,

df

= 344, RMSEA = 0.06, CFI = 0.89,TLI = 0.88)。第二步形成加入方法因子后的競(jìng)比模型, 擬合指數(shù)(χ= 1116.60,

df

= 343, RMSEA = 0.09,

3.2 《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》的結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)

首先, 利用抽取出的305名被試的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析, 初步檢驗(yàn)《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》編制時(shí)確定的結(jié)構(gòu)是否可靠。經(jīng)檢驗(yàn), 《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》的

KMO

系數(shù)為0.925, Bartlett檢驗(yàn)系數(shù)為2365.59 (

df

= 159;

p

< 0.001), 數(shù)據(jù)表明適合做因素分析。故采用主成分法進(jìn)行探索性因素分析。由于依戀維度間存在相關(guān)(Shaver & Mikulincer,2004; Green, Furrer, & McAllister, 2011; Donges et al., 2012), 故對(duì)其進(jìn)行 Direct Oblimin斜交旋轉(zhuǎn),Delta值固定為0 (Harman, 1976)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)18個(gè)項(xiàng)目依然可提取出三個(gè)特征根大于1的因素, 三個(gè)因素累計(jì)可解釋 56.30%的總體變異。這樣的結(jié)果表明, 翟曉艷等人(2010)編制此量表時(shí)發(fā)現(xiàn)的三維度結(jié)構(gòu)在本研究的數(shù)據(jù)中得到了驗(yàn)證。然而, 根據(jù)表 2中呈現(xiàn)項(xiàng)目載荷情況(表中只呈現(xiàn)出載荷大于或等于 0.40的數(shù)值), 個(gè)別項(xiàng)目仍需調(diào)整。具體而言, 原量表的第12題在兩個(gè)因素上均有大于0.40的相似載荷, 原量表的第2、10題在構(gòu)想的因素上載荷過(guò)低(不足 0.40), 故刪除這三個(gè)測(cè)量指標(biāo)不良的項(xiàng)目。對(duì)剔除了這三個(gè)項(xiàng)目的量表進(jìn)行檢驗(yàn),

KMO

值為0.914, Bartlett檢驗(yàn)系數(shù)在0.001水平顯著, 故依然滿足進(jìn)行探索性因素分析的條件。15個(gè)項(xiàng)目量表的探索性因素分析結(jié)果顯示, 依舊可提取出三個(gè)特征根大于1的因素, 三個(gè)因素累計(jì)可以解釋59.53%的變異。全部15個(gè)項(xiàng)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, 載荷分布在0.51～0.89。為了進(jìn)一步驗(yàn)證《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》三因素的結(jié)構(gòu)是否穩(wěn)定, 利用第二部分的306份數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。共建立兩個(gè)模型：(1)模型1：共18個(gè)項(xiàng)目, 分屬于依戀焦慮、依戀安全和依戀回避三個(gè)因素, 每個(gè)因素包含6個(gè)項(xiàng)目; (2)模型2：修訂后的15個(gè)項(xiàng)目, 依戀焦慮因素包含4個(gè)項(xiàng)目、依戀安全共5個(gè)項(xiàng)目、依戀回避包含6個(gè)項(xiàng)目。根據(jù)研究者的共識(shí), 在對(duì)模型進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)應(yīng)同時(shí)考察絕對(duì)擬合指數(shù)和相對(duì)擬合指數(shù)等多個(gè)模型擬合指數(shù),一個(gè)良好模型的擬合指數(shù)應(yīng)吻合以下標(biāo)準(zhǔn)：CFI、TLI大于0.90; RMSEA小于0.06; WRMR小于1.00(Hu & Bentler, 1999; Yu, 2002)。表3中呈現(xiàn)出了兩個(gè)模型的擬合指數(shù), 可見修正后的問(wèn)卷驗(yàn)證性因素分析模型擬合得更好, RMSEA和WRMR指數(shù)都比模型1有了明顯的提升, 并且Δ

χ

= 168.38 (

df△

=46,

p

< 0.05)。綜合探索性因素分析及驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果, 最終確定《老年人夫妻依戀問(wèn)卷(修訂版)》具有 15個(gè)項(xiàng)目, 分屬于三個(gè)維度, 即依戀安全(5個(gè)項(xiàng)目)、依戀焦慮(4個(gè)項(xiàng)目)和依戀回避(6個(gè)項(xiàng)目)。

表3 驗(yàn)證性因素分析模型擬合指數(shù)

表4 老年人夫妻依戀類型分布

表5 老年人夫妻依戀與一般依戀的一致性 (人)

3.3 《老年人夫妻依戀問(wèn)卷(修訂版)》的信效度檢驗(yàn)

使用全部611名被試作為樣本, 對(duì)《老年人夫妻依戀問(wèn)卷(修訂版)》的信度進(jìn)行了檢驗(yàn), 結(jié)果顯示依戀焦慮分量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach α為0.68; 依戀回避分量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach α為0.87; 依戀安全分量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach α為0.80, 處于可以接受的范圍。

相比于翟曉艷等人(2010)的編制過(guò)程, 本研究選擇了新的效標(biāo)——婚姻滿意度, 同樣使用全體被試數(shù)據(jù)對(duì)《老年人夫妻依戀問(wèn)卷(修訂版)》的效標(biāo)效度進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)婚姻滿意度與依戀焦慮、依戀回避和依戀安全均在

p

= 0.01水平呈現(xiàn)顯著的中等程度相關(guān), 相關(guān)系數(shù)分別為?0.57、?0.57、0.67。這樣的結(jié)果顯示了老年人夫妻依戀的效標(biāo)效度良好。

3.4 老年人夫妻依戀的類型分布

使用《老年人夫妻依戀問(wèn)卷(修訂版)》可以獲得老年人在依戀焦慮、依戀回避和依戀安全三個(gè)維度上的分?jǐn)?shù), 但是如若希望了解每個(gè)個(gè)體的依戀風(fēng)格, 則需要將依戀維度分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)化成依戀類型。根據(jù)Bartholomew和Horowitz (1991)綜合已有的成人依戀的問(wèn)卷及訪談研究, 發(fā)現(xiàn)將成人依戀劃分為4種類型能夠更好地對(duì)其進(jìn)行刻畫, 這4種類型分別為安全型、專注型、冷漠型和恐懼型。因此, 本研究對(duì)《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》的三個(gè)維度分?jǐn)?shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)分的計(jì)算, 然后應(yīng)用K-means聚類法對(duì)老年人的夫妻依戀類型進(jìn)行劃分。結(jié)果如表4所示, 可以分成四種類型：(1)安全型(共268人, 占43.86%)：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; (2)專注型(共 140人, 占22.91%)：依戀焦慮維度分?jǐn)?shù)較高, 依戀回避維度分?jǐn)?shù)較低, 依戀安全維度分?jǐn)?shù)較低; (3)冷漠型(共123人, 占20.13%)：依戀回避維度分?jǐn)?shù)較高, 同時(shí)依戀安全維度分?jǐn)?shù)較低, 依戀焦慮維度分?jǐn)?shù)較低; (4)恐懼型(共80人, 占13.09%)：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。四種夫妻依戀類型在依戀焦慮、依戀安全和依戀回避三個(gè)維度分?jǐn)?shù)上均存在顯著差異(

F

(3,607)= 111.64,

p

<0.001;

F

(3,607)= 135.99,

p

< 0.001;

F

(3,607)=142.98,

p

< 0.001)。在老年人中安全型(43.9%)和專注型(22.9%)占據(jù)了相當(dāng)大的比例。作為一種特定關(guān)系的依戀, 老年人夫妻依戀風(fēng)格與其一般依戀風(fēng)格是否具有一致性呢？本研究中使用RQ問(wèn)卷對(duì)老年人的一般依戀類型進(jìn)行了考察, 利用列聯(lián)表分析老年人夫妻依戀與一般依戀類型之間的吻合程度, 結(jié)果如表5所示(其中有2名被試未完成RQ問(wèn)卷, 故在本階段分析中剔除), 一般依戀類型中所占比例最大依然是安全型, 高達(dá)59.93%, 其次是冷漠型(28.57%), 專注型和恐懼型均不足10%。從直觀上而言, 與夫妻依戀類型的分布是不同的。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后, 發(fā)現(xiàn)僅有39.90%的個(gè)體擁有一致的一般依戀類型與特殊(夫妻)依戀類型, 一致性較低(χ= 29.78,

p

< 0.001; Kappa =0.09,

p

< 0.001;

r

= 0.15,

p

< 0.05)?？梢娫诶夏耆酥?在特定關(guān)系如夫妻關(guān)系中的依戀類型并不能由一般的依戀類型來(lái)表征。

4 討論

4.1 老年人夫妻依戀的測(cè)量與維度

自成人依戀的概念出現(xiàn)后, 研究者便致力于編制出合適的測(cè)量工具對(duì)其進(jìn)行考察。Bartholomew和 Horowitz (1991)提出成人依戀的兩維度-四類型模型, 認(rèn)為根據(jù)成人依戀研究, 將傳統(tǒng)意義的回避型分解成單純回避性的冷漠型以及渴望與回避親密關(guān)系并存的恐懼型更為合宜, 故成人依戀可分為4個(gè)類型, 即安全型、專注型、冷漠型和恐懼型, 而這4類型即為依戀焦慮和依戀回避兩個(gè)維度的組合(Griffin & Bartholomew, 1994), 并根據(jù)此模型開發(fā)出了關(guān)系問(wèn)卷(RQ), 成為至今仍廣為使用的成人依戀問(wèn)卷。并且, 此模型也得到了研究者的廣泛認(rèn)可, 當(dāng)下成人依戀領(lǐng)域應(yīng)用較多的多項(xiàng)目問(wèn)卷均依照此模型構(gòu)建出兩維度-四類型的結(jié)構(gòu)。例如, 親密關(guān)系經(jīng)歷量表(ECR)就是依照此模型編制出的兩維度問(wèn)卷, 在應(yīng)用問(wèn)卷時(shí)可以根據(jù)維度分?jǐn)?shù)將個(gè)體分為上文中提到的4種類型。而其他一些量表, 如成人依戀量表(AAS)、成人依戀問(wèn)卷(Adult Attachment Questionnaire, AAQ; Simpson, Rhole, & Phillips,1996)和依戀風(fēng)格問(wèn)卷(ASQ), 雖然最初編制時(shí)形成了多于兩維度的結(jié)構(gòu), 但也會(huì)根據(jù)維度間的相關(guān)進(jìn)行一定的合并, 從而迎合兩維度-四類型的模型。

然而自《老年人夫妻依戀問(wèn)卷》編制之時(shí)至今日再次修訂, 無(wú)論是探索性因素分析還是驗(yàn)證性因素分析均發(fā)現(xiàn)本量表共包含三個(gè)維度, 即依戀焦慮、依戀回避和依戀安全, 說(shuō)明了這樣的結(jié)構(gòu)具有一定的穩(wěn)定性和可靠性。同時(shí), 這樣的結(jié)構(gòu)也有其合理性。首先, 在以往的問(wèn)卷中的確發(fā)現(xiàn)過(guò)非二維結(jié)構(gòu), 簡(jiǎn)單根據(jù)維度間相關(guān)合并成二維結(jié)構(gòu)的做法值得商榷。其次, 依戀的二維結(jié)構(gòu)中兩個(gè)維度均為消極評(píng)價(jià), 對(duì)于依戀的積極方面, 如依戀安全的測(cè)量敏感度較低(Klohnen & John, 1998), 而《老年夫妻依戀問(wèn)卷(修訂版)》中的依戀安全維度恰恰彌補(bǔ)了這個(gè)不足。再次, 三維度的結(jié)構(gòu)也許是中國(guó)老年人依戀的特有表現(xiàn)。盡管Bowlby的依戀理論強(qiáng)調(diào)這種對(duì)于人類生存至關(guān)重要的依戀系統(tǒng)是人類普遍的特征, 具有跨文化的一致性(Cassidy & Shaver,1999)。然而, 隨著依戀研究數(shù)量的增加, 一些研究者開始質(zhì)疑依戀理論的文化普適性(Rothbaum,Weisz, Pott, Miyake, & Morelli, 2000), 這種在西方文化背景、意識(shí)形態(tài)、社會(huì)價(jià)值觀下產(chǎn)生和發(fā)展起來(lái)的理論能否解釋非西方文化下的親密關(guān)系呢？在一些跨文化研究中的確發(fā)現(xiàn)不同文化背景下依戀有所差異。例如, 成人依戀風(fēng)格的分布存在文化差異, 相對(duì)于西方個(gè)體, 東方群體中專注型個(gè)體比例更大、依戀焦慮水平更高(Wei, Russell,Mallinckrodt, & Zakalik, 2004; You & Malley-Morrison, 2000)。針對(duì)在依戀表現(xiàn)上的文化差異現(xiàn)象, 有研究者提出在不同文化下使用相同的成人依戀測(cè)量工具可能是不精確的(Wang & Mallinckrodt,2006)。在 Schmitt等人(2004)的研究中, 共招募了62個(gè)國(guó)家或地區(qū)的成人被試, 對(duì) RQ問(wèn)卷的兩維度-四類型結(jié)構(gòu)進(jìn)行了跨文化的檢驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)在非洲和亞洲文化下RQ問(wèn)卷中的自我模型和他人模型并非獨(dú)立的兩個(gè)維度, 也不能很好地由這兩個(gè)維度分?jǐn)?shù)劃分出四種不同的依戀類型。而 ECR的結(jié)構(gòu)雖然在不同文化得到了印證(Wei et al., 2004), 但是Wang等人(2006)提出東西方文化對(duì)安全依戀的表征是不同的, 基于西方依戀理論編制而成的 ECR問(wèn)卷并不能很好地測(cè)量東方文化下的安全依戀。故《老年人夫妻依戀問(wèn)卷(修訂版)》所發(fā)現(xiàn)的三維度結(jié)構(gòu), 也許正是中國(guó)人依戀的特有結(jié)構(gòu), 依戀安全是其結(jié)構(gòu)中不可忽視是一部分。

4.2 老年人的夫妻依戀的特點(diǎn)

已有研究發(fā)現(xiàn), 老年人依戀對(duì)象的數(shù)目和相對(duì)重要性有別于年輕人(van Assche, et al., 2013;Antonucc et al., 2004), 婚姻關(guān)系對(duì)老人而言格外重要(Antonucci et al., 2004), 而婚姻關(guān)系對(duì)于老年人身心健康的重要性也已得到充分證實(shí)(Banerjee &Basu, 2014; Besser & Priel, 2008; Kafetsios &Sideridis, 2006; Timm & Keiley, 2011; Wang, Wang,Li, & Miller, 2014)。對(duì)于夫妻依戀的深入研究, 有助于提升老年人的夫妻關(guān)系, 從而提升他們的生活質(zhì)量和幸福感。然而, 因缺少適用于老年人婚姻關(guān)系的測(cè)量工具, 當(dāng)前多數(shù)研究沿襲了成人依戀工具,而這些測(cè)量工具是針對(duì)年輕成年人的戀愛關(guān)系或者親密關(guān)系體驗(yàn)編制的, 老年人也許會(huì)因?yàn)槟切﹤溥x的答案并不適合他們目前的婚姻狀況, 而表現(xiàn)出更多的冷漠傾向, 曲解了老年人依戀模式的真實(shí)情況(Shaver & Mikulincer, 2004)。故應(yīng)用基于老年人、聚焦于婚姻關(guān)系而編制成的《老年人夫妻依戀問(wèn)卷(修訂版)》對(duì)其進(jìn)行依戀模式的考察是更為合理的。研究結(jié)果顯示, 中國(guó)老年人的夫妻依戀風(fēng)格分布中安全型依然占有最大的比例, 專注型次之, 這與中國(guó)臺(tái)灣老年人特定關(guān)系依戀的分布類似(吳文嘉,2006), 而有別于國(guó)外老年人夫妻依戀呈現(xiàn)出的專注型隨齡減少趨勢(shì)(Kafetsios & Sideridis, 2006)。其實(shí)這樣的群體差異在年輕人的婚戀依戀類型分布上也有展現(xiàn), 例如 Schmitt等人(2004)發(fā)現(xiàn)東亞文化下個(gè)體專注型的表現(xiàn)更明顯。在中國(guó)傳統(tǒng)文化的影響下, 人們更加注重在親密關(guān)系中與伴侶的聯(lián)結(jié)、依賴和相互的責(zé)任, 因而容易表現(xiàn)出高依戀焦慮(Wang & Mallinckrodt, 2006)。

4.3 老年人夫妻依戀與一般依戀的一致性

國(guó)內(nèi)外老年依戀的研究均發(fā)現(xiàn)老年人的一般依戀類型的分布不同于年輕人, 冷漠型的比例大大增加, 同時(shí)專注型的比例隨年齡驟減(Fiori,Consedine, & Magai, 2009; Magai et al., 2001)。Magai等人(2001)的研究發(fā)現(xiàn)在65～86歲的老年人中有高達(dá)78%的個(gè)體為冷漠型依戀, 而專注型的比例通常不超過(guò) 10%(Condedine & Magai, 2003;Zhang & Labouvie-Vief, 2004)。在我們的研究中也發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)果, 老年人的一般依戀風(fēng)格分布中專注型比例僅有 7.06%, 遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于夫妻依戀風(fēng)格中的 22.91%; 一般依戀風(fēng)格分布中的冷漠型雖未達(dá)到國(guó)外研究結(jié)果的數(shù)值, 但是也超過(guò)了在夫妻依戀風(fēng)格中的比例。Ross和Spinner (2001)的研究也發(fā)現(xiàn)在特定關(guān)系中冷漠型的比例少于一般依戀。對(duì)于老年人一般依戀風(fēng)格中冷漠型比例增加與專注型比例減少的這種現(xiàn)象, 研究者推測(cè)是因?yàn)槔夏耆吮M量減少過(guò)度親密或者復(fù)雜化的接觸從而維持自身良好情緒(Zhang & Labouvie-Vief, 2004)。這與社會(huì)情緒選擇理論(Socioemotional Selectivity Theory,SST)不謀而合, 該理論認(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, 故會(huì)減少外圍交往, 把更多的精力集中在重要關(guān)系上, 從而提升自己的積極體驗(yàn)(Carstensen et al., 2011)。這就不難理解為何在本研究中發(fā)現(xiàn)老年人夫妻依戀中專注型的比例高于一般依戀, 因?yàn)槔夏耆烁油蹲⒃谥匾幕橐鲫P(guān)系中。

不僅從整體分布上來(lái)看, 老年人一般依戀風(fēng)格與夫妻依戀風(fēng)格有著明顯差異, 從個(gè)體角度而言,一般依戀與夫妻依戀一致的個(gè)體也是較少的。有研究者發(fā)現(xiàn), 成人的婚戀依戀與親子依戀風(fēng)格存在明顯差異(Imamo?lu & Imamo?lu, 2006; Furman et al.,2002), 盡管基于親子依戀形成的一般依戀模式為人們處理各種親密關(guān)系奠定了基礎(chǔ)(Baldwin et al.,1996), 但是親子關(guān)系與婚戀關(guān)系的巨大差異使得早期依戀模式的適應(yīng)性不足, 導(dǎo)致了個(gè)體在具體關(guān)系中發(fā)展出了特定的依戀風(fēng)格(La Guardia, Ryan,Couchman, & Deci, 2000)。

4.4 成人期特殊依戀與一般依戀的關(guān)系

從畢生發(fā)展觀的理論出發(fā), 研究者期望描繪出一生中一般依戀與特定依戀關(guān)系的發(fā)展和變化的趨勢(shì)。2002年 Fraley的元分析報(bào)告中綜合當(dāng)時(shí)已有的考察一般依戀與特定依戀關(guān)系的研究, 發(fā)現(xiàn) 1歲以內(nèi)二者相關(guān)在 1.00, 到幼兒期時(shí)兩者相關(guān)為0.32到0.35, 到青少年期時(shí)是0.27。此后一些涉及成年早期個(gè)體的研究也發(fā)現(xiàn), 一般依戀與婚戀依戀之間的相關(guān)在0.30到0.47(Pierce & Lydon, 2001;Treboux et al., 2004; Wang & Wang, 2012)。而本研究將對(duì)這個(gè)問(wèn)題的探討延伸到了成年晚期, 在老年人人群體中婚戀依戀(夫妻依戀)與一般依戀存在顯著的低相關(guān)(

r

= 0.15,

p

< 0.05)。具體到婚戀依戀與一般依戀的關(guān)系, 結(jié)合前人研究結(jié)果, 我們嘗試勾勒出來(lái)從成年早期到成年晚期的隨齡變化趨勢(shì)圖,如圖1所示。

圖1 成人期一般依戀與婚戀依戀的相關(guān)模式示意圖

研究者曾構(gòu)建出原型模型從畢生發(fā)展的角度闡述依戀模式的變化, 該模型認(rèn)為自幼形成的一般依戀模式會(huì)像原型一樣一直保存在個(gè)體的認(rèn)知結(jié)構(gòu)中, 雖然會(huì)因環(huán)境因素的影響而作用減小, 但是兩者的相關(guān)會(huì)一直存在, 最終趨近于一個(gè)非零常數(shù),并且通過(guò)數(shù)據(jù)擬合, 發(fā)現(xiàn)相關(guān)系數(shù)會(huì)穩(wěn)定在 0.39(Fraley, 2002; Fraley & Brumbaugh, 2004)。然而, 本研究得到的老年期的數(shù)據(jù)卻小于原型模型所預(yù)期的相關(guān)系數(shù), 這樣的結(jié)果暗示在婚戀這一特定關(guān)系中積累的交往經(jīng)歷會(huì)對(duì)相應(yīng)的婚戀依戀產(chǎn)生影響,甚至逐漸超過(guò)依戀原型的影響(Dinero, Conger,Shaver, Widaman, & Larsen-Rife, 2011)。但是由于缺乏中年期的數(shù)據(jù), 所以還難以判斷從成年早期到晚期的下降是否為單調(diào)模式, 且由于缺乏高齡老年人的數(shù)據(jù)結(jié)果, 目前并不清楚老年期的下降是否會(huì)持續(xù)、還是會(huì)停留在一個(gè)穩(wěn)定的值。

5 結(jié)論

經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)和修訂, 《老年人夫妻依戀問(wèn)卷-修訂版》具有良好的信效度和穩(wěn)定合理的三維度(安全,焦慮和回避)結(jié)構(gòu), 可以應(yīng)用于老年人夫妻依戀的研究。老年人夫妻依戀及一般依戀的比較結(jié)果顯示,在老年期, 特定關(guān)系依戀與自幼發(fā)展起來(lái)的一般依戀之間的吻合程度較低, 老年期的特定依戀受到依戀原型影響較小。

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