黃婷婷 劉莉倩 王大華 張文海

(1北京師范大學(xué)發(fā)展心理研究所, 北京 100875) (2北京市工貿(mào)技師學(xué)院, 北京 100089)(3鹽城工學(xué)院心理健康教育中心, 江蘇鹽城 224051)

1 引言

主觀幸福感(subjective well-being)是衡量個(gè)體生活質(zhì)量的一個(gè)綜合心理指標(biāo), 對個(gè)體的健康、工作狀態(tài)、社交等很多方面都有著重要影響(Diener &Chan, 2011; Diener & Ryan, 2009)。Andrews和Withey(1976)最早通過研究發(fā)現(xiàn), 主觀幸福感可以區(qū)分為兩個(gè)獨(dú)立的維度：生活滿意度和情緒體驗(yàn)(包括積極情緒體驗(yàn)和消極情緒體驗(yàn))。據(jù)此, Diener (1984)提出, 主觀幸福感的定義和測量應(yīng)包含個(gè)體對其生活質(zhì)量的認(rèn)知評價(jià)和主觀情緒體驗(yàn)。

大量有關(guān)主觀幸福感影響因素的研究表明, 個(gè)體的主觀幸福感在很大程度上會受到收入、受教育程度等社會經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)的影響(Anderson, Kraus,Galinsky, & Keltner, 2012; Burr, Santo, & Pushkar, 2011)。但由于邊際遞減效應(yīng), 在不同發(fā)展水平的國家, 個(gè)體主觀幸福感受社會經(jīng)濟(jì)地位影響的程度存在差異(Howell & Howell, 2008)。社會比較理論(Social Comparison Theory, SCT)認(rèn)為, 主觀幸福感的性質(zhì)與水平往往是社會比較的結(jié)果(Diner & Fejita, 1997;Eid & Larsen, 2008), 這一結(jié)果的好壞與社會比較的方向和內(nèi)容有關(guān)。社會比較方向的研究表明, 與比自己優(yōu)秀的個(gè)體進(jìn)行上行比較會對個(gè)體產(chǎn)生消極影響, 降低幸福感(Blanton, 2001; Stapel & Suls, 2004;Wood, Taylor, & Lichtman, 1985)。相反, 與境況較差的個(gè)體進(jìn)行下行比較則會提升個(gè)體對自身的評價(jià)(Bauer & Wrosch, 2011; Suls, Martin, & Wheeler, 2002;Wills, 1981)。

進(jìn)一步從社會比較的內(nèi)容來看, 個(gè)體可能就生活中的方方面面同他人進(jìn)行比較。其中, 社會地位比較是較為普遍也是對個(gè)體的主觀幸福感影響較大的一種比較方式, 而以往有關(guān)社會地位和幸福感的研究多集中于社會經(jīng)濟(jì)地位對幸福感的影響。社會經(jīng)濟(jì)地位(socioeconomic status, SES)強(qiáng)調(diào)個(gè)體在社會中的經(jīng)濟(jì)地位, 常以經(jīng)濟(jì)收入、受教育程度與職業(yè)作為客觀度量的指標(biāo)(Bradley & Corwyn, 2002)。近年來隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展, 越來越多的西方研究發(fā)現(xiàn)社會經(jīng)濟(jì)地位對主觀幸福感的預(yù)測作用很小(Diener, Kahneman, Tov, & Arora, 2010; Easterlin, 1974;Louis & Diener, 2011), 甚至有研究發(fā)現(xiàn)那些在乎財(cái)富物質(zhì)的個(gè)體主觀幸福感更低(Kasser & Ryan,1993)。于是, Anderson, John, Keltner和Kring (2001)在社會經(jīng)濟(jì)地位的基礎(chǔ)上提出了另一種社會地位類型——社會計(jì)量地位(sociometric status, SMS)。這一概念源于對兒童和青少年社會接納的研究, 強(qiáng)調(diào)個(gè)體在所處群體中的地位, 常以受尊敬、被羨慕和擁有的影響力作為度量指標(biāo)(Anderson et al., 2001)。相較于社會經(jīng)濟(jì)地位, 擁有較高的社會計(jì)量地位賦予個(gè)體以控制感、接納感和影響力(Berger, Rosenholtz, &Zelditch, 1980), 因此Anderson等人(2012)認(rèn)為, 社會計(jì)量地位對主觀幸福感有更強(qiáng)的預(yù)測作用。為了驗(yàn)證這一假設(shè), Anderson等人(2012)采用麥克阿瑟梯子(MacArthur ladder)方法啟動個(gè)體的社會地位比較, 考察社會經(jīng)濟(jì)地位比較和社會計(jì)量地位比較對個(gè)體主觀幸福感的影響以及相對大小。結(jié)果表明,社會計(jì)量地位對個(gè)體的主觀幸福感有著較強(qiáng)的預(yù)測作用, 而社會經(jīng)濟(jì)地位無法預(yù)測個(gè)體的主觀幸福感(Anderson et al., 2012)。

考慮到經(jīng)濟(jì)文化背景的差異, 本研究認(rèn)為社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位對主觀幸福感的影響可能存在跨地區(qū)的差異, 因此有必要對中國個(gè)體進(jìn)行重復(fù)驗(yàn)證。多項(xiàng)跨地區(qū)的研究表明, 社會經(jīng)濟(jì)地位對不同發(fā)達(dá)程度國家個(gè)體的主觀幸福感影響不同(Diener, Ng, Harter, & Arora, 2010)。有研究者以印度加爾各答地區(qū)貧民為被試, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)個(gè)體收入水平和生活滿意度相關(guān)高達(dá)0.45, 同樣以發(fā)達(dá)國家個(gè)體為被試, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)個(gè)體收入水平和生活滿意度之間僅存在低相關(guān)(Biswas-Diener & Diener, 2001)。一項(xiàng)有關(guān)幸福感的跨國研究也發(fā)現(xiàn), 與日本、韓國和美國相比, 中國被試的相對收入水平和受教育程度對幸福感的預(yù)測作用更大(Oshio, Nozaki, & Kobayashi,2011)。眾多研究結(jié)果說明, 社會經(jīng)濟(jì)地位對個(gè)體主觀幸福感的影響存在邊際遞減的效應(yīng)：在發(fā)達(dá)國家和地區(qū), 隨著經(jīng)濟(jì)的增長, 幸福感增長較小; 而在發(fā)展中國家和貧困地區(qū), 隨著經(jīng)濟(jì)的增長, 幸福感增長較大(Tov & Diener, 2013)。因此本研究推測,不同于西方發(fā)達(dá)國家, 中國人的主觀幸福感依舊會受到社會經(jīng)濟(jì)地位的影響。然而, 目前國內(nèi)尚未有研究同時(shí)考察社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位的社會比較對個(gè)體主觀幸福感的影響。因此, 本研究試圖對此問題進(jìn)行探討, 并且假設(shè)：社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位都會對個(gè)體的主觀幸福感存在預(yù)測作用。

大量有關(guān)主觀幸福感年齡差異的研究發(fā)現(xiàn), 盡管老年人的健康狀況、收入水平等各方面隨年齡增長而逐漸下降, 但其幸福感依舊維持穩(wěn)定甚至有所上升(Frijters & Beatton, 2012; Hansen, Slagsvold, & Moum,2009), 這一現(xiàn)象被稱為老化過程中的幸福感悖論(paradox of well-being)。最早有研究發(fā)現(xiàn), 老年人比年輕人更為開心(Braun, 1977)。隨后, 越來越多的研究從畢生發(fā)展的視角考察生活滿意度隨年齡的變化。一項(xiàng)包含60個(gè)國家的跨地區(qū)研究發(fā)現(xiàn), 個(gè)體的生活滿意度隨年齡增長呈U-型曲線變化, 在35～50歲之間生活滿意度最低(Blanchflower & Oswald,2008)。對于40～80歲個(gè)體的研究發(fā)現(xiàn), 他們的生活滿意度始終保持隨齡增長的趨勢(Hansen & Slagsvold,2011; Hellevik, 2008)。對于幸福感悖論出現(xiàn)的原因,控制的雙過程結(jié)構(gòu)理論給出了合理的解釋：老年人為了抵御老化所帶來的損害, 會更多地采取如下行社會比較策略等次級控制策略以維持控制感、保護(hù)自我(王大華, 申繼亮, 陳勃, 2002)。大量有關(guān)社會比較的研究發(fā)現(xiàn), 下行社會比較對老年人身心健康水平和幸福感的維持起著非常重要的作用(Bailis,Chipperfield, & Perry, 2005; Wrosch, Bauer, Miller, &Lupien, 2007; Stephan, Chalabaev, Kotter-Grühn, &Jaconelli, 2013)。因此, 有必要進(jìn)一步了解老年人的社會比較特點(diǎn), 從社會比較的視角對老年人維持主觀幸福感的內(nèi)部機(jī)制進(jìn)行探討。

本研究推測, 盡管社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位都會對個(gè)體的主觀幸福感產(chǎn)生影響, 但對于不同年齡個(gè)體而言, 作用的相對大小可能存在年齡差異。社會情緒選擇理論(Socioemotional Selectivity Theory, SST)認(rèn)為, 伴隨著老化, 個(gè)體知覺到余下生命有限并會逐漸改變生活的主要目標(biāo)和動機(jī)：年輕時(shí)以獲取知識、追求發(fā)展為主要生活目標(biāo)(即知識動機(jī), acknowledge motivation), 晚年時(shí)則以獲得幸福感、滿足感以及適應(yīng)衰老為主要生活目標(biāo)(即情緒動機(jī), emotion motivation) (Carstensen, Isaacowitz, &Charles, 1999; Carstensen, 2006)。據(jù)此可以推斷, 隨著年齡增長, 偏重情感的社會計(jì)量地位指標(biāo)(如受尊敬程度、影響力大小等)對老年人的主觀幸福感影響更大, 而偏重物質(zhì)、知識的社會經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)(如經(jīng)濟(jì)收入、受教育程度等)對年輕人的主觀幸福感影響更大。有研究對2592名美國被試的受教育程度、收入和工作等社會經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)對心理幸福感影響的年齡差異進(jìn)行考察, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 受教育程度、收入和工作等因素對心理幸福感的預(yù)測作用隨增齡逐漸減少(Cheung & Lucas, 2015)。有關(guān)老年人主觀幸福感影響因素的元分析研究也發(fā)現(xiàn), 對老年人主觀幸福感預(yù)測作用較大的因素依次為自身能力、人際關(guān)系質(zhì)量和收入, 而社會關(guān)系的數(shù)量和受教育程度對主觀幸福感的解釋率相對較小(Pinquart &S?rensen, 2000)。由此可見, 老年人的主觀幸福感受工作、收入等物質(zhì)經(jīng)濟(jì)因素的影響相對較小, 而自身能力、社會關(guān)系等情感心理因素對主觀幸福感的影響相對較大。為了驗(yàn)證這一結(jié)果, 有必要同時(shí)考察社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位對老年人和年輕人主觀幸福感作用的相對大小以及年齡差異。對這一問題的考察可以幫助我們了解社會比較傾向的年齡差異, 以及老年人如何通過社會比較策略的變換以維持主觀幸福感。根據(jù)社會情緒選擇理論及相關(guān)研究, 本研究假設(shè)年輕人的主觀幸福感更容易受到社會經(jīng)濟(jì)地位的影響, 而老年人的主觀幸福感更容易受到社會計(jì)量地位的影響。

目前, 只有Anderson等人(2012)同時(shí)考察社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位對主觀幸福感的影響。為了與國外研究對照, 本研究擬采用相同的啟動方法,即麥克阿瑟梯子方法啟動被試的社會地位比較。而以往有關(guān)大五人格和主觀幸福感的相關(guān)研究表明,外傾性和神經(jīng)質(zhì)分別正向和負(fù)向預(yù)測主觀幸福感(Librán, 2006; Lucas & Fujita, 2000; Vitters? & Nilsen,2002), 而其他三種人格特質(zhì)對主觀幸福感影響的研究較少且結(jié)果不一。因此, 本研究在前人基礎(chǔ)上對研究過程進(jìn)行了改進(jìn), 在啟動前一周對個(gè)體主觀幸福感的一般水平進(jìn)行測量, 同時(shí)控制可能影響主觀幸福感的神經(jīng)質(zhì)和外傾性等人格特質(zhì)變量。關(guān)于啟動有效性的檢驗(yàn), Anderson等人(2012)采用被試在啟動后所選的代表自身社會地位的梯子等級作為啟動有效性的檢驗(yàn)指標(biāo)。同樣, 本研究假設(shè)若啟動有效, 則上行比較組所選梯子等級顯著低于下行比較組所選梯子等級。

綜上, 本研究試圖在控制個(gè)體主觀幸福感的一般水平以及神經(jīng)質(zhì)、外傾性等變量的基礎(chǔ)上, 采用麥克阿瑟梯子方法啟動個(gè)體的社會比較, 考察社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位兩種比較類型對年輕人和老年人主觀幸福感作用的相對大小以及年齡差異。本研究假設(shè)：1)主觀幸福感悖論適用于中國, 即老年人的主觀幸福感與年輕人持平甚至更高; 2)主觀幸福感同時(shí)受到社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位兩種比較類型的影響, 即社會比較方向(上行比較、下行比較)的主效應(yīng)顯著, 且與社會比較類型(社會經(jīng)濟(jì)地位、社會計(jì)量地位)無交互作用。具體表現(xiàn)為, 無論是經(jīng)濟(jì)地位比較還是計(jì)量地位比較, 上行比較啟動后個(gè)體的主觀幸福感都會顯著低于下行比較; 3)兩種類型的社會地位比較對個(gè)體主觀幸福感的影響存在年齡差異, 即年齡組別、社會比較類型和社會比較方向三者之間存在三階交互作用。具體表現(xiàn)為, 年輕人的主觀幸福感更容易受到社會經(jīng)濟(jì)地位的影響, 而老年人的主觀幸福感更容易受到社會計(jì)量地位的影響; 4)麥克阿瑟梯子方法適用于中國個(gè)體的社會地位比較啟動, 通過設(shè)定比較對象可以引發(fā)對自身社會地位高低的評定從而影響其主觀幸福感。啟動有效性的具體表現(xiàn)為, 上行比較組所選梯子平均等級顯著低于下行比較組所選梯子平均等級。

2 研究方法

2.1 取樣

樣本包括青年組與老年組, 均采用方便抽樣。青年組被試招募于北京的社區(qū)、學(xué)校和企事業(yè)單位,老年組被試招募于北京的社區(qū)和老年大學(xué)。青年組120名, 其中女性58名, 平均年齡27.26 ± 4.80歲, 平均受教育程度在中專到大專之間, 平均月收入水平在3000～5000元之間。老年組120名, 年齡在60歲以上, 其中女性85名, 平均年齡65.12 ± 6.49歲,平均受教育程度在高中到中專之間, 平均月收入水平在3000～5000元之間。青年組和老年組被試各隨機(jī)分為4組, 每組30人, 分別接受經(jīng)濟(jì)地位上行比較、經(jīng)濟(jì)地位下行比較、計(jì)量地位上行比較和計(jì)量地位下行比較的啟動。

2.2 研究工具

主觀幸福感的測量包括積極情緒、消極情緒和生活滿意度三部分(Diener, 1984)。主觀幸福感分?jǐn)?shù)由積極情緒標(biāo)準(zhǔn)分加上生活滿意度標(biāo)準(zhǔn)分, 再減去消極情緒標(biāo)準(zhǔn)分得到(Kifer, Heller, Perunovic, & Galinsky,2013), 分?jǐn)?shù)范圍在?1到1之間, 分?jǐn)?shù)越高代表個(gè)體在總體樣本中的主觀幸福感水平越高。其中, 積極消極情緒量表(PANAS)最初由Watson, Clark和Tellegen(1988)編制, 本研究則采用邱林、鄭雪和王雁飛(2009)修訂的中文版本。共20題, 其中積極情緒與消極情緒描述詞各10個(gè), 采用5點(diǎn)評分, 從“幾乎沒有”到“極其多”。本研究中, 該量表前測與后測的克倫巴赫ɑ系數(shù)依次為0.717和0.709。生活滿意度量表(SWLS)最初由Pavot和Diener (1993)編制, 本研究則采用熊承清和許遠(yuǎn)理(2009)修訂的中文版本。共5題, 采用7點(diǎn)評分, 從“強(qiáng)烈反對”到“極力贊成”。本研究中, 該量表前測與后測的克倫巴赫ɑ系數(shù)依次為0.864和0.881。

外傾性和神經(jīng)質(zhì)作為控制變量, 采用大五人格量表簡化版(Neo-FFI)中的外傾性和神經(jīng)質(zhì)分量表測量, 該量表最初由McCrae和Costa (1989)編制,本研究則采用姚若松和梁樂瑤(2010)修訂的中文版本。每個(gè)維度各12道題, 采用5點(diǎn)評分, 從“非常不同意”到“非常同意”, 其中有8題為反向計(jì)分。本研究中, 外傾性、神經(jīng)質(zhì)量表的克倫巴赫ɑ系數(shù)分別是0.696和0.770。

抑郁情緒作為篩查變量采用抑郁自評量表(SDS)測量(Zung, Richards, & Short, 1965), 本研究采用張明園(1998)所修訂的中文版本。共20題, 采用4點(diǎn)評分, 從“沒有或很少時(shí)間有”到“絕大多數(shù)時(shí)間有”,其中有10題為反向計(jì)分。最終分?jǐn)?shù)為原始分?jǐn)?shù)乘以1.25后取整, 按照中國常模結(jié)果, SDS臨界值為53分, 53～62分為輕度抑郁, 63～72分為中度抑郁, ≥72分為重度抑郁。根據(jù)此標(biāo)準(zhǔn), 刪除經(jīng)濟(jì)下行的一名老年人(SDS=54)。本研究中, 該量表的克倫巴赫ɑ系數(shù)是0.578。

最后, 通過簡易精神狀態(tài)評價(jià)量表(MMSE)對老年人的認(rèn)知功能進(jìn)行篩查(Folstein, Folstein, &McHugh, 1975), 本研究采用張明園(1998)所修訂的中文版本。該量表共11道題, 其中定向力2題, 記憶力1題, 語言能力6題, 回憶能力1題, 注意力和計(jì)算力1題。滿分30分, 不同教育水平個(gè)體的臨界值不同, 文盲為17分, 小學(xué)為20分, 初中及以上為24分, 低于臨界值者可能存在認(rèn)知功能損傷。本研究中, 所有老年被試的MMSE得分均高于24分。

2.3 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)程序分為前測、社會地位比較啟動和后測三部分。

前測：采用集體施測的方式, 在教室、單位或社區(qū)活動室進(jìn)行, 主試通過指導(dǎo)語指示被試填答問卷。首先, 通過MMSE篩查老年被試, 合格者參加正式實(shí)驗(yàn)。被試依次填寫基本信息問卷、抑郁自評量表、外傾性量表、神經(jīng)質(zhì)量表、積極消極情緒量表和生活滿意度量表?；拘畔ㄐ詣e、年齡、受教育程度、婚姻狀況、收入水平等。填寫完成后,主試與被試確認(rèn)3～7天后施測的具體時(shí)間和地點(diǎn)。

社會地位比較啟動過程：給被試呈現(xiàn)一個(gè)有10個(gè)等級的梯子(Kraus, C?té, & Keltner, 2010), 如圖1所示。對于接受經(jīng)濟(jì)地位比較啟動的被試, 指導(dǎo)語為：梯子的等級代表個(gè)體在所處群體中的社會地位,梯子等級越高說明個(gè)體的社會地位越高。請您想象自己所在重要群體中的一個(gè)人, 這個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況很好/差, 受教育程度很高/很低, 工作情況很好/不好。如果這個(gè)人處于梯子的最頂/底端, 那么請您將自己和這個(gè)處于最頂/底端的人進(jìn)行比較, 特別是將自己的經(jīng)濟(jì)狀況、受教育程度、工作情況與之進(jìn)行比較。而對于接受社會計(jì)量地位比較啟動的被試,指導(dǎo)語中的經(jīng)濟(jì)狀況、受教育程度和工作情況替換成受尊敬程度、被羨慕程度和擁有的影響力大小。

圖1 給被試呈現(xiàn)的梯子

為了檢驗(yàn)被試是否進(jìn)行了有效的社會地位比較, 主試在啟動后詢問被試：“相對于最頂/底端的這些人來說, 您將自己擺在梯子的哪個(gè)等級？”,被試從梯子的第1級到第10級進(jìn)行選擇。

后測：社會地位比較啟動過后, 主試指導(dǎo)被試填寫積極消極情緒量表和生活滿意度量表。

2.4 數(shù)據(jù)處理

使用SPSS 20.0管理和處理數(shù)據(jù)。

3 研究結(jié)果

老年人和年輕人在4種啟動條件下主觀幸福感前后測的分?jǐn)?shù)以及在啟動后所選的梯子等級如表1所示。

表1 老年人和年輕人的主觀幸福感前后測得分及所選梯子等級(M ± SD)

3.1 同質(zhì)性檢驗(yàn)

卡方檢驗(yàn)的結(jié)果顯示, 八組被試的性別、受教育程度和個(gè)人月收入差異顯著(χ2(7,239)=16.00,p<0.05; χ2(28,239)=74.00,p< 0.01; χ2(21,239)=59.88,p< 0.01)。但方差分析結(jié)果顯示性別、受教育程度和個(gè)人月收入對后測的主觀幸福感水平無影響(F(1,237)=0.18,p> 0.05;F(4,234)=2.17,p> 0.05;F(3,235)=0.84,p> 0.05), 因此無需對三者進(jìn)行控制。

方差分析的結(jié)果顯示, 八組被試的神經(jīng)質(zhì)分?jǐn)?shù)無顯著差異(F(7,231)=1.09,p> 0.05), 但八組被試在外傾性的分?jǐn)?shù)上存在顯著差異(F(7,231)=2.12,p<0.05,=0.06), 且外傾性分?jǐn)?shù)可以顯著預(yù)測主觀幸福感后測的分?jǐn)?shù)(β=?0.45,b=?0.16,SE=0.02,p< 0.01)。因此, 在接下來的分析中有必要對外傾性予以控制。

3.2 主觀幸福感的年齡差異

對年輕人和老年人的主觀幸福感前測分?jǐn)?shù)進(jìn)行t檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 兩組被試的主觀幸福感無顯著差異,t(237)=1.55,p=0.12。進(jìn)一步對年輕人和老年人的積極消極情緒前測分?jǐn)?shù)以及生活滿意度前測分?jǐn)?shù)進(jìn)行t檢驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 兩組被試在積極和消極情緒上無顯著差異(t(237)=1.32,p=0.24;t(237)=1.27,p=0.20), 而在生活滿意度上有顯著差異(t(237)=3.43,p< 0.01, Cohen’sd=0.44), 老年人的生活滿意度(M=25.23,SD=4.23)顯著高于年輕人(M=22.36,SD=4.44)。

以上結(jié)果說明, 老年人的主觀幸福感與年輕人持平, 而在生活滿意度上老年人顯著高于年輕人。

3.3 啟動有效性檢驗(yàn)

對被試所選的梯子等級進(jìn)行2(年齡組別)×2(社會比較方向)×2(社會比較類型)的三因素協(xié)方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 社會比較方向的主效應(yīng)不顯著,F(1,231)=0.05,p=0.82; 而社會比較類型的主效應(yīng)顯著,F(1,231)=9.94,p< 0.01,=0.04; 年齡組別×社會比較類型的交互作用顯著,F(1,231)=13.83,p< 0.01,=0.06。進(jìn)一步的簡單效應(yīng)檢驗(yàn)顯示, 計(jì)量地位比較啟動組老年人所選梯子等級(M=5.94,SD=0.19)顯著高于經(jīng)濟(jì)地位比較啟動組老年人所選梯子等級(M=4.92,SD=0.19),F(1,230)=13.70,p< 0.001; 而經(jīng)濟(jì)地位和計(jì)量地位比較啟動組的年輕人所選梯子等級無顯著差異,F(1,230)=0.001,p=0.997。

結(jié)果顯示, 上下行啟動組的被試所選的梯子等級無顯著差異。然而, 老年被試在計(jì)量地位比較啟動后所選的梯子等級要顯著高于經(jīng)濟(jì)地位比較啟動。這也說明相比于經(jīng)濟(jì)地位, 老年人認(rèn)為自身有著更高的計(jì)量地位。

3.4 兩種社會地位對年輕人和老年人主觀幸福感的影響及其年齡差異

以主觀幸福感前測分?jǐn)?shù)和外傾性分?jǐn)?shù)作為協(xié)變量, 對被試的主觀幸福感后測分?jǐn)?shù)進(jìn)行2(年齡組別)×2(社會比較方向)×2(社會比較類型)的三因素協(xié)方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

1)社會比較方向的主效應(yīng)顯著,F(1,229)=133.01,p< 0.001,=0.37。上行比較啟動組被試的主觀幸福感后測分?jǐn)?shù)顯著低于下行比較啟動組。這一結(jié)果說明, 麥克阿瑟梯子啟動改變了個(gè)體的主觀幸福感。

2)社會比較類型×社會比較方向的交互作用不顯著,F(1, 229)=0.20,p=0.66。這一結(jié)果說明, 兩種社會地位對幸福感的影響模式?jīng)]有差異, 都表現(xiàn)為：上行比較啟動組被試的主觀幸福感后測分?jǐn)?shù)顯著低于下行比較啟動組。

3)年齡組別×社會比較方向×社會比較類型的交互作用顯著,F(1, 229)=6.92,p< 0.01,=0.03。

簡單效應(yīng)分析的結(jié)果顯示：上行啟動組老年人的主觀幸福感在兩種社會地位類型上存在差異, 具體表現(xiàn)為, 經(jīng)濟(jì)地位比較條件下的主觀幸福感分?jǐn)?shù)高于計(jì)量地位, 差異為邊緣顯著,F(1, 229)=3.64,p=0.06; 下行啟動組年輕人的主觀幸福感在兩種社會地位類型上也存在差異, 具體表現(xiàn)為, 經(jīng)濟(jì)地位比較條件下的主觀幸福感分?jǐn)?shù)顯著高于計(jì)量地位,F(1, 229)=4.14,p< 0.05; 上行啟動組年輕人和下行啟動組老年人的主觀幸福感在兩種社會地位類型上無顯著差異(F(1, 229)=1.02,p=0.31;F(1,229)=0.07,p=0.79)。

4 啟動有效性的補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)

正式實(shí)驗(yàn)通過麥克阿瑟梯子啟動的方法成功改變了個(gè)體的主觀幸福感, 然而上行和下行比較啟動組被試所選的梯子等級卻沒有顯著差異。無論上行比較還是下行比較, 個(gè)體在啟動后所選的自身社會地位均在中間等級“5”左右, 這一結(jié)果可能與中國人的尚“和”心態(tài)有關(guān)。汪鳳炎(2001)的研究發(fā)現(xiàn),中國個(gè)體在人際交往中有著隨大流的心態(tài), 而對出頭持有貶義。這種尚“和”心態(tài)使得個(gè)體傾向于抑制內(nèi)心的真實(shí)想法, 在進(jìn)行自我評價(jià)時(shí)可能會隱藏真實(shí)的想法。因此對于中國被試來說, 處在社會比較的人際情境下, 盡管覺知的社會地位和幸福感得到了提升, 個(gè)體仍會選擇中間的梯子等級。而正式實(shí)驗(yàn)中標(biāo)有明確刻度的梯子等級可能容易讓被試對中間等級“5”產(chǎn)生錨定, 從而削弱了啟動有效性的表達(dá)。

因此, 本研究進(jìn)行了補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)嘗試采用較為隱蔽的方式, 即無刻度的矩形作為測量工具來量化啟動效應(yīng)。有關(guān)主觀年齡的研究中(Hughes, Geraci, & de Forrest, 2013), 為了避免老年被試對前測所選主觀年齡有所錨定而影響后測的選擇, 研究者將后測的主觀年齡測量工具換為長為120 mm的無刻度紙條。受此啟發(fā), 本研究將標(biāo)有明確等級的梯子換為長度為10 cm的無刻度的矩形, 以此來減弱個(gè)體由于尚“和”心態(tài)而產(chǎn)生的對中間等級“5”的錨定。鑒于社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位均對老年人和年輕人的主觀幸福感存在影響, 考慮研究時(shí)長和成本, 補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)以年輕人的社會經(jīng)濟(jì)地位代表進(jìn)行啟動有效性檢驗(yàn)。綜上, 補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)的目的在于檢驗(yàn)改進(jìn)后的等級測量方式是否能夠有效檢測社會地位啟動的效果。

4.1 研究方法

4.1.1 被試

樣本采用方便抽樣, 招募于北京工貿(mào)技師學(xué)院。被試共59名, 其中女性29名, 平均年齡為19.42 ± 0.81歲, 平均受教育程度為大專及以上, 平均月收入水平為1000元以下。被試隨機(jī)分為2組, 30人接受經(jīng)濟(jì)地位上行比較啟動, 29人接受經(jīng)濟(jì)地位下行比較啟動。

4.1.2 實(shí)驗(yàn)程序

與正式實(shí)驗(yàn)的啟動部分類似, 實(shí)驗(yàn)采用群測方式。給被試呈現(xiàn)一個(gè)無刻度的長度為10 cm的矩形。指導(dǎo)語與正式實(shí)驗(yàn)相同, 其中梯子換為矩形。啟動后, 詢問被試：“相對于最頂/底端的這些個(gè)體來說,您將自己擺在矩形的哪個(gè)位置”, 被試在矩形的右側(cè)邊上畫一條短橫線代表自身的社會經(jīng)濟(jì)地位, 如圖2所示。

圖2 無刻度矩形尺度及被試反應(yīng)示意

4.2 研究結(jié)果

主試以矩形底端作為起始點(diǎn)0 cm, 采用標(biāo)準(zhǔn)直尺(精度為毫米)對被試所選的自身位置進(jìn)行測量(以cm為單位), 數(shù)值保留兩位小數(shù)。最終將測量所得數(shù)值轉(zhuǎn)化為等級分?jǐn)?shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析, 如3.55 cm轉(zhuǎn)化為等級分?jǐn)?shù)3.55。

t檢驗(yàn)的結(jié)果顯示, 經(jīng)濟(jì)地位下行比較啟動組個(gè)體所選梯子等級(M=5.30,SD=1.61)顯著高于經(jīng)濟(jì)地位上行比較啟動組個(gè)體所選梯子等級(M=4.18,SD=2.47),t(57)=?2.06,p< 0.05, Cohen’sd=0.54。這一結(jié)果說明, 改進(jìn)后的測量方法可以有效檢測社會地位比較的啟動效果。

5 討論

本研究對個(gè)體主觀幸福感的一般水平和外傾性進(jìn)行控制后, 采用麥克阿瑟梯子啟動的方法對年輕人和老年人進(jìn)行社會經(jīng)濟(jì)地位比較和社會計(jì)量地位比較的啟動, 并考察其主觀幸福感的變化。研究驗(yàn)證了假設(shè)1, 即老年人的主觀幸福感與年輕人持平, 說明主觀幸福感悖論存在于中國情境中。本研究發(fā)現(xiàn)老年人的情緒體驗(yàn)與年輕人無差異, 但生活滿意度顯著高于年輕人。這一結(jié)果與前人的研究結(jié)果類似(Frijters & Beatton, 2012; Hansen et al., 2009),說明老年人與年輕人在日常生活中有著相似的情緒體驗(yàn), 然而老年人卻對生活滿意度有著更高的評價(jià)。更重要的是, 本研究發(fā)現(xiàn)社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位同時(shí)對主觀幸福感產(chǎn)生影響, 但影響大小存在年齡差異。此外, 本研究改進(jìn)了麥克阿瑟梯子的等級評定中對自身社會地位的測量方式, 使其更為適用于中國情境。

5.1 社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位對個(gè)體主觀幸福感的影響

本研究驗(yàn)證了假設(shè)2, 即老年人和年輕人的主觀幸福感不僅受到社會計(jì)量地位比較的影響, 也受到了社會經(jīng)濟(jì)地位比較的影響, 這一研究結(jié)果與Anderson等人(2012)的研究結(jié)果不同。但這一結(jié)果的差異, 是否是本研究樣本與國外研究樣本的相對收入水平存在差異而導(dǎo)致的呢？Anderson等人(2012)在研究中所用樣本招募于網(wǎng)絡(luò)平臺, 其平均年收入為35001～50000美元, 與美國平均收入一致,具有一定的代表性。而本研究中樣本來自于北京市,平均月收入為3000～5000元。根據(jù)北京統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù), 2014年北京市城鎮(zhèn)居民人均家庭年總收入為49730元(北京統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng), 2014)。由此可見, 兩項(xiàng)研究中所選樣本在所在地區(qū)的相對收入水平是一致的, 具有可比性。因此, 兩項(xiàng)研究結(jié)果的不同并非來自于樣本代表性的差異, 而是因?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)文化背景的差異。

有研究考察社會地位對美日個(gè)體幸福感的影響差異, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)受教育程度等社會經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)對日本被試幸福感的預(yù)測要強(qiáng)于美國被試(Curhan et al., 2014)。這一結(jié)果表明, 日本個(gè)體相比較美國個(gè)體, 其幸福感更容易受到社會經(jīng)濟(jì)地位的影響,而造成這一差異的原因可能與國家的發(fā)展水平有關(guān)。Hagerty (1999)在需要層次理論的基礎(chǔ)上提出,需要的滿足對生活質(zhì)量的影響是按照一定的順序進(jìn)行的。低層次的需要得到滿足時(shí), 個(gè)體的生活質(zhì)量就會提高, 隨后個(gè)體會尋求更高層次需要的滿足,逐步提升生活質(zhì)量。反之, 當(dāng)需要被剝奪時(shí)個(gè)體的生活質(zhì)量就會降低。Diener和Chan (2011)通過研究部分驗(yàn)證了這一理論, 需要的滿足對幸福感的影響在一定程度上遵循需要層次理論, 不同水平的需要滿足對幸福感的影響存在逐層遞進(jìn)的趨勢。對于處在發(fā)展中國家的中國來說, 國民收入水平、受教育程度等經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)與發(fā)達(dá)國家相比仍存在一定差異。因此, 中國人的主觀幸福感不僅會受到較高水平需要如受尊重程度等計(jì)量地位指標(biāo)的影響, 也會受到較低水平需要如收入等經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)的影響。

5.2 社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位對年輕人和老年人主觀幸福感影響的差異

盡管年輕人和老年人的主觀幸福感同時(shí)受到社會經(jīng)濟(jì)地位和社會計(jì)量地位的影響, 但由于老年人和年輕人存在社會動機(jī)的差異(Carstensen & Charles,1998; Carstensen, 2006), 社會地位對他們的主觀幸福感的影響存在年齡差異。一方面, 上行比較啟動對主觀幸福感的影響存在年齡差異, 具體表現(xiàn)為：老年人在計(jì)量地位上行比較中主觀幸福感的受損比經(jīng)濟(jì)地位要大, 而年輕人在經(jīng)濟(jì)地位和計(jì)量地位上行比較中主觀幸福感的受損程度相同。由此可見,相比較偏重物質(zhì)的經(jīng)濟(jì)地位, 老年人更為看重偏重心理情感的計(jì)量地位, 因此難以避免計(jì)量地位上行比較帶來的主觀幸福感的損失。另一方面, 下行比較啟動對主觀幸福感的影響也存在年齡差異, 具體表現(xiàn)為：年輕人在經(jīng)濟(jì)地位下行比較啟動后主觀幸福感的獲益比計(jì)量地位更多, 而老年人在經(jīng)濟(jì)地位和計(jì)量地位下行比較中主觀幸福感的獲益程度相同。這一結(jié)果說明, 相比較偏重情感心理的計(jì)量地位, 年輕人更為看重偏重物質(zhì)的經(jīng)濟(jì)地位, 因此更容易在經(jīng)濟(jì)地位下行比較中獲得自我和主觀幸福感的提升。與本研究年輕人的結(jié)果類似, Cheung和Lucas (2015)對不同年齡個(gè)體收入和生活滿意度之間關(guān)系的研究發(fā)現(xiàn), 收入對于30～40歲個(gè)體的生活滿意度影響最大。綜合年輕人和老年人的結(jié)果來看,本研究結(jié)果部分驗(yàn)證了假設(shè)3, 即老年人上行比較時(shí)更容易受到社會計(jì)量地位的影響, 年輕人下行比較時(shí)更容易受到社會經(jīng)濟(jì)地位的影響。

這一研究結(jié)果與社會情緒選擇理論(Carstensen& Charles, 1998)相符, 年輕人持有更高的知識動機(jī),所以在經(jīng)濟(jì)地位的下行比較后, 自我得到較大的提升, 主觀幸福感的獲益也更多。隨著年齡增長, 老年人對未來時(shí)間的知覺降低, 情緒動機(jī)逐漸取代知識動機(jī)并占據(jù)主導(dǎo)地位, 持有更高情緒動機(jī)的老年人有著更低的壓力和更高的社交滿意度(Lang &Carstensen, 2002)。而老年人的社會動機(jī)轉(zhuǎn)變?yōu)榍榫w動機(jī)的主要行為表現(xiàn)是深化關(guān)系, 因此社會關(guān)系的質(zhì)量和數(shù)量可以顯著預(yù)測老年人的健康水平(Cheon,2010)、幸福感(Fiori, Smith, & Antonucci, 2007)和壽命(Heffner, Waring, Roberts, Eaton, & Gramling, 2011)。而本研究結(jié)果中老年人對社會計(jì)量地位的看重則完全符合老年人社會動機(jī)的轉(zhuǎn)變。這是因?yàn)? 更高的社會計(jì)量地位意味著受他人尊重、被他人羨慕同時(shí)擁有更大的影響力, 可以帶給老年人強(qiáng)烈的掌控感,有助于提升老年人的幸福感(Cardarelli, Vernon, Baumler,Tortolero, & Low, 2007; Gale, Batty, & Deary, 2008)。

因此, 為了維持自身的主觀幸福感, 老年人會減少對社會經(jīng)濟(jì)地位的追求, 同時(shí)更為看重社會計(jì)量地位的獲得。在本研究結(jié)果中體現(xiàn)為, 老年人在計(jì)量地位上行比較后主觀幸福感的受損要大于社會經(jīng)濟(jì)地位。此外, 在正式實(shí)驗(yàn)中, 社會計(jì)量地位比較條件下老年人所選的梯子等級顯著高于社會經(jīng)濟(jì)地位比較條件。鑒于梯子等級代表個(gè)體對自身社會地位的評價(jià)(Adler, Epel, Castellazzo, & Ickovics,2000), 這一結(jié)果表明, 老年人對自身社會計(jì)量地位的評價(jià)要高于對自身社會經(jīng)濟(jì)地位的評價(jià)。這也說明,隨著社會動機(jī)的轉(zhuǎn)變(Carstensen & Charles, 1998;Carstensen, 2006), 老年人更多地滿足于社會計(jì)量地位的獲得。

5.3 啟動有效性的探討

本研究在正式實(shí)驗(yàn)中采用麥克阿瑟梯子啟動的方法, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 社會地位上行比較組的主觀幸福感顯著低于下行比較組, 但是上下行比較后個(gè)體所選的梯子等級不存在差異, 這一結(jié)果未能驗(yàn)證假設(shè)4, 也與Anderson等人(2012)的研究結(jié)果不同。對于這一看似矛盾的結(jié)果, 本研究認(rèn)為麥克阿瑟梯子啟動是成功的, 因?yàn)樗淖兞藗€(gè)體的主觀幸福感,但是未得到啟動有效性檢驗(yàn)的顯著結(jié)果, 其原因可能在于中國文化的尚“和”心態(tài)(汪鳳炎, 2001)降低了梯子等級的測量敏感性。因此, 補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)采用無刻度的矩形測量個(gè)體自身社會地位以消除被試對中間等級“5”的錨定, 而最終驗(yàn)證了社會比較啟動的有效性。

跨文化的研究表明, 東西方個(gè)體的自我人格存在較大差異, 這可能會影響到梯子等級作為啟動有效性指標(biāo)的敏感性。眾多有關(guān)自我人格的跨文化研究發(fā)現(xiàn), 大多亞洲文化強(qiáng)調(diào)與他人的相互聯(lián)系、遷就與和諧, 因而個(gè)體的自我人格中有著較高的依存性, 習(xí)慣于調(diào)整、抑制自我從而與他人保持一致;而西方文化強(qiáng)調(diào)自我特異性的表達(dá)和展示, 因而西方個(gè)體的自我人格中有著較高的獨(dú)立性, 習(xí)慣于表露內(nèi)心的想法與個(gè)性特征(Markus & Kitayama, 1991)。盡管目前國內(nèi)有研究采用麥克阿瑟梯子, 要求被試對自身社會地位進(jìn)行等級的評價(jià)(陳亮, 張麗錦,沈杰, 2009; 陳艷紅, 程剛, 關(guān)雨生, 張大均, 2014),并證明麥克阿瑟梯子適用于中國被試進(jìn)行自身等級的評定。但這種評定并非是在社會比較的人際情境下進(jìn)行。日本學(xué)者清家美紀(jì)和高田利武(1997)的研究發(fā)現(xiàn), 在不強(qiáng)調(diào)人際關(guān)系的情境下個(gè)體可以進(jìn)行準(zhǔn)確有效的自我評估, 而在強(qiáng)調(diào)人際關(guān)系的情境下個(gè)體對自我的評估存在明顯偏差。由此推測,對于人格依存性較高且持有尚“和”心態(tài)的中國被試來說, 梯子等級使被試的自我評價(jià)過于明顯而容易引發(fā)防御導(dǎo)致其產(chǎn)生對中間等級“5”的錨定。因此對于社會比較情境下的中國被試, 無刻度的矩形比有明確等級的梯子更適合于自身社會地位的測量。

5.4 研究的局限及未來展望

本研究通過麥克阿瑟梯子啟動的方法成功改變了個(gè)體對自己社會地位的評價(jià)進(jìn)而影響其主觀幸福感, 并且發(fā)現(xiàn)老年人更注重社會計(jì)量地位而年輕人更注重社會經(jīng)濟(jì)地位。該結(jié)果對于解釋幸福感悖論的社會比較機(jī)制有很好理論意義, 對理解不同文化下社會地位對幸福感的影響有明確貢獻(xiàn)。但本研究也存在以下局限：研究樣本全部取自北京市,考慮到社會經(jīng)濟(jì)地位對個(gè)體的主觀幸福感存在邊際遞減效應(yīng)(Tov & Diener, 2013), 研究結(jié)果如要推論到貧困地區(qū)或高收入群體中仍需慎重。此外, 補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)雖對麥克阿瑟梯子進(jìn)行了成功的改進(jìn), 但其可靠性還需要進(jìn)行反復(fù)驗(yàn)證。

Mussweiler (2003)認(rèn)為, 社會比較是假設(shè)檢驗(yàn)的過程, 既可能進(jìn)行相異性檢驗(yàn)產(chǎn)生對比效應(yīng), 也可能進(jìn)行相似性檢驗(yàn)產(chǎn)生同化效應(yīng)。因此, 未來的研究方向可以區(qū)分不同強(qiáng)度的社會地位比較信息,考察社會地位比較可能對個(gè)體主觀幸福感產(chǎn)生的對比或同化效應(yīng)。此外, 社會比較對個(gè)體的影響是存在一定個(gè)體差異的。很多研究發(fā)現(xiàn), 社會比較信息往往只作用于身體較差、控制感較低的老年人(Frieswijk, Buunk, Steverink, & Slaets, 2004; Stewart,Chipperfield, Ruthig, & Heckhausen, 2013)。未來研究可以引入更多的調(diào)節(jié)變量如自身社會地位、社會比較傾向等, 考察社會地位比較信息對不同個(gè)體主觀幸福感的影響。目前有關(guān)社會比較的研究大多采用問卷或行為實(shí)驗(yàn)等研究方法, 只有少數(shù)研究采用事件相關(guān)電位的方法考察獎勵過程中有關(guān)得失多少的社會比較過程(Wu, Zhang, Elieson, & Zhou, 2012)。未來研究可以考慮采用神經(jīng)生理學(xué)的方法, 探討社會地位比較過程中腦機(jī)制的年齡差異。

6 結(jié)論

本研究通過麥克阿瑟梯子啟動的方法對年輕人和老年人的經(jīng)濟(jì)地位和計(jì)量地位的社會比較進(jìn)行啟動, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)年輕人和老年人的主觀幸福感同時(shí)受到經(jīng)濟(jì)地位比較和計(jì)量地位比較的影響。在年齡差異上, 本研究發(fā)現(xiàn)老年人更看重計(jì)量地位, 難以調(diào)節(jié)在計(jì)量地位上行比較中帶來的主觀幸福感的損失, 而年輕人更看重經(jīng)濟(jì)地位, 更容易在經(jīng)濟(jì)地位下行比較中獲得主觀幸福感的提升。此外, 本研究發(fā)現(xiàn)原有的具有明確刻度的梯子等級并不適合用于測量啟動后的社會地位, 而改進(jìn)后的無刻度矩形有著更敏感的指示效果, 適用于中國文化背景的研究。

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