丁鳳琴 趙虎英

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感恩的個體主觀幸福感更強？——一項元分析*

丁鳳琴 趙虎英

(寧夏大學教育學院, 銀川 750021)

本研究采用元分析技術探討感恩與主觀幸福感之間的關系。通過文獻搜索共獲得了62項研究167個獨立效應量(= 31975)。異質性檢驗發(fā)現(xiàn), 選擇隨機效應模型比較合適; 敏感性分析顯示, 逐步刪除異質性較高研究, 感恩與主觀幸福感、生活滿意度、積極情感均呈顯著正相關, 與消極情感呈顯著負相關; 亞組檢驗和元回歸分析表明, 感恩與主觀幸福感關系受感恩測量工具、被試群體、文化背景的調節(jié)與影響。以上結果說明, 感恩的個體主觀幸福感更強, 同時還要考慮感恩測量工具、被試群體和文化背景在二者關系中的作用。

感恩; 主觀幸福感; 元分析; 調節(jié)效應

1 問題提出

主觀幸福感作為積極心理學的一種重要的心理品質, 具有擴展增強功能。從個體層面而言, 主觀幸福感是個體心理健康水平(劉霞, 趙景欣, 申繼亮, 2013)、生活質量(宋佳萌, 范會勇, 2013; Satterfield, 2001)和社會適應的表現(xiàn)(石國興, 祝偉娜, 2008); 從人際層面而言, 主觀幸福感有助于促進人際關系(Diener & Ryan, 2009), 維持人際和諧(Martin & Dowson, 2009); 從社會層面而言, 主觀幸福感是社會和諧的重要指標(彭運石, 莫文, 2011)和幸福社會建構的基礎(李艷艷, 2015)。因此, 主觀幸福感的研究得到了研究者的廣泛關注。

以往研究發(fā)現(xiàn), 感恩能預測個體的主觀幸福感(羅利, 周天梅, 2015; 孫配貞, 鄭雪, 余祖?zhèn)? 2010; Froh, Yurkewicz, & Kashdan, 2009; Watkins, Woodward, Stone, & Kolts, 2003)。然而, 采用同樣的量表進行測量, 感恩與主觀幸福感的相關系數差異較大, 國外研究表明, 二者相關系數從0.27 (Tian, Pi, Huebner, & Du, 2016)到0.55 (Jun, Lee, & Lee, 2015); 國內研究也顯示, 二者相關系數從0.21 (陳鄭, 2013)到0.54 (連靈, 2017)。那么, 感恩與主觀幸福感之間的關系究竟如何? 受何種因素的調節(jié)? 亟需研究者進行考量。

本研究采用元分析方法探討感恩與主觀幸福感的關系以及二者關系的調節(jié)因素。主要原因在于：第一, 元分析方法是對以往多項研究成果的整合分析, 可以避免單一研究結果造成的測量誤差的影響(Lipsey & Wilson, 2001); 第二, 主觀幸福感是一個多維度多層次的構念, 基于多元視角研究成果的定量回顧和綜合分析將有助于主觀幸福感理論的全面整合和建構; 第三, 國內外研究者已探索出影響二者關系的大量因素, 對這些影響因素進行系統(tǒng)分析, 從而可以得到更普遍、更準確的結論。

1.1 主觀幸福感的概念及其測量

主觀幸福感(subjective well-being, SWB)是個體依據自我內化的標準對其生活質量做出的整體性判斷, 具有主觀性、整體性、穩(wěn)定性等特征(Diener, Suh, Lucas, & Smith, 1999)。主觀幸福感包括生活滿意度、積極情緒和消極情緒三個維度(Diener, Oishi, & Lucas, 2015), 并且以上維度各自獨立(Fujita, Diener, & Sandvik, 1991)。生活滿意度更傾向于個體對生活質量的認知評價, 積極情緒和消極情緒則傾向于個體對生活質量的主觀情緒體驗(Diener & Ryan, 2009)。

主觀幸福感的測量一般從整體取向和維度取向兩個方面進行。整體取向的量表主要包括：Fazio (1977)編制的總體幸福感量表(General Well- being Schedule, GWB)、Campbell (1976)編制的幸福感指數量表(Index of Well-being, IWB)、Kozma和Stones (1980)編制的紐芬蘭紀念大學幸福感量表(Memorial University of Newfoundland Scale of Happiness, MUNSH)、Hills和Argyle (2001)編制的牛津幸福感調查表(Oxford Happiness Inventory, OHI)。維度取向的量表包括：Diener和Gonzalez (2011)編制的生活滿意度量表(Life satisfaction scale, LSS); Watson, Clark和Tellegen (1988)編制的積極情感量表和消極情感量表(Positive affect and Negative affect scale, PANAS); Bradburn (2015)編制的情感平衡量表(Affect balance scale, ABS)。

1.2 感恩的概念及其測量

感恩(gratitude)是個體源于積極主觀經歷而誘發(fā)的積極情緒(Froh, Fan et al., 2011)和因他人幫助而獲得的積極認知和積極人格(Emmons & Shelton, 2005; Emmons & McCullough, 2003)。感恩包括特質感恩和狀態(tài)感恩兩類(何安明, 惠秋平, 劉華山, 2013; Emmons & McCullough, 2003)。特質感恩是指個體采用感激情緒體驗回報他人幫助行為, 并由此衍生出對日常生活心懷感激的積極人格特質(何安明等, 2013; McCullough, Tsang, & Emmons, 2004; Wood, Maltby, Stewart, & Joseph, 2008), 是個體成長的重要的韌性因子(喻承甫, 張衛(wèi), 李董平, 肖婕婷, 2010)。國外特質感恩測量的工具主要有：McCullough, Emmons和Tsang (2002)編制的六項目感恩問卷(The Gratitude Questionnaire-6, GQ-6), 用于測量被試感恩特質的“強度、頻度、密度和廣度”四個方面。謝振旺(2010)基于本土化背景編制的大學生感恩特質量表(the Scale of College Students’ Gratitude, SCSG), 包括知足幸運、簡單快樂、珍惜、消極體驗和回報行為五個維度; 何安明、劉華山和惠秋平(2012)編制的青少年特質感恩量表(Adolescent Gratitude Scale, AGS), 包括兩個維度和6個因素, 即對自然、社會和他人恩惠的感知和體驗, 對自然、社會、他人恩惠的表達和回報。

狀態(tài)感恩是指個體在受到恩惠時所產生的一種感激和喜悅的即時情緒感受(何安明等, 2013)和持續(xù)一段時間的心境(McCullough et al., 2004)。狀態(tài)感恩會影響個體在某種特定情境中的信息加工和反應能力(McCullough et al., 2004)。目前McCullough等人(2002)編制的感恩形容詞評定量表(The Gratitude Adjective Checklist, GAC)是狀態(tài)感恩測評工具的代表, 該量表要求被試評定感激的、感謝的、欣賞的三個形容詞與自己的符合程度。大多數感恩問卷的測量既包括特質感恩成分, 也包括狀態(tài)感恩成分, 如Watkins等人(2003)編制的感恩、忿恨和感激問卷(The Gratitude, Resentment, and Appreciation Test, GRAT), 該量表包含富足感、簡單感激、感謝他人三個維度。實際上, 大多數學者均將感恩看作是一種積極人格特質(何安明等, 2013; Wood, Maltby et al., 2008)。

我們認為, 狀態(tài)感恩強調感恩的狀態(tài)性和暫時性, 特質感恩更強調感恩跨時間和跨情境的穩(wěn)定性與一致性, 個體具有回報他人幫助行為并由此衍生出心懷感激的積極人格傾向。相對而言, 具有感恩特質的個體更容易體驗到感恩情緒。因此, 狀態(tài)感恩是特質感恩的前提與基礎, 而特質感恩是狀態(tài)感恩的必然結果。此外, 感恩特質高的個體會更頻繁的處于狀態(tài)感恩之中并表達感恩行為(喻承甫等, 2010)。狀態(tài)感恩與特質感恩均能促進個體的積極發(fā)展(Wood, Maltby et al., 2008), 也均能反映感恩的本質屬性(Emmons & Shelton, 2005; Froh, Emmons, Card, Bono, & Wilson, 2011)。限于國內外關于狀態(tài)感恩的文獻較少, 并且狀態(tài)感恩具有情境性和特異性, 元分析研究需要有全面、穩(wěn)定、系統(tǒng)的文獻作為支撐, 所以, 本元分析主要針對穩(wěn)定且系統(tǒng)的特質感恩進行專門分析和研究。

1.3 感恩與主觀幸福感的關系

首先, 在主觀幸福感形成的理論建構中, 學者們一直很重視感恩在其中的重要作用。積極情緒拓展建構理論認為, 感恩作為一種積極情緒能拓寬人們的思想模式, 建構積極持久的社會和心理資源, 從而提升個體的主觀幸福感(Fredrickson & Branigan, 2005); 內外在目標理論強調, 感恩可促進個體內在目標奮斗, 進而滿足個體的自主、關系和能力的內在需要, 個體的主觀幸福感也相應增強(La Guardia, Ryan, Couchman, & Deci, 2000); 道德情感理論認為, 個體的感恩感激之情能夠促進其產生親社會行為, 進而提升其主觀幸福感(Grant & Gino, 2010)。上述理論均強調, 感恩與主觀幸福感關系密切, 為感恩與主觀幸福感的關系提供了理論基礎。

其次, 研究者通過實證研究探討了感恩對主觀幸福感的重要作用。一方面, 感恩與整體取向的主觀幸福感關系密切。眾多研究表明, 感恩與主觀幸福感之間存在明顯的正相關(Froh et al., 2009; Martínez-Martí, Avia, Hernández-Lloreda, 2010; McCullough et al., 2004; Watkins et al., 2003); 感恩對主觀幸福感具有增益功能(喻承甫等, 2010); 研究者采用縱向研究也發(fā)現(xiàn), 感恩是主觀幸福感的預測因素(Wood, Joseph, & Maltby, 2009)。另一方面, 感恩與主觀幸福感各維度關系密切。感恩與生活滿意度(Froh, Sefick, & Emmons, 2008; Rash, Matsuba, Prkachin, 2011)緊密聯(lián)系; 高感恩傾向的個體擁有更多的積極情緒(McCullough et al, 2004; Wood, Joseph, & Maltby, 2008; Watkins et al., 2003)和更少的消極情緒(喻承甫等, 2010)。

最后, 感恩的教育干預是增強個體主觀幸福感的重要途徑。研究表明, 感恩干預可以有效提升個體的主觀幸福感(Emmons & McCullough, 2003; Wood, Froh, & Geraghty, 2010)、生活滿意度(Froh et al., 2008)和積極情緒(Sheldon & Lyubomirsky, 2006), 抑制消極情緒(Park, Peterson, & Seligman, 2004)。因此, 積極的感恩教育干預無疑是提升個體主觀幸福感的有效途徑。

以上研究表明, 感恩和主觀幸福感關系密切。但感恩和主觀幸福感之間的關系可能不僅僅局限于相關關系和因果關系, 可能有更復雜的交互作用(張妍, 韓黎, 孔繁昌, 許芳, 2011)。為此, 感恩和主觀幸福感關系的調節(jié)變量也值得進一步探討。

1.4 感恩與主觀幸福感關系的調節(jié)變量

被試年齡 以往研究認為, 青少年群體是感恩形成和發(fā)展的關鍵期(喻承甫等, 2011), 并隨年齡增長而不斷提高(王建平, 喻承甫, 曾毅茵, 葉婷, 張衛(wèi), 2011; Froh et al., 2009)。此外, 細數感恩對于積極心理狀態(tài)的提升作用在不同年齡階段表現(xiàn)不同(Froh et al. 2009); 不同年齡階段被試感恩所激發(fā)的主觀幸福感不同(Watkins et al., 2003)。因此, 不同年齡群體感恩與主觀幸福感之間的關系可能不同。

測量工具 在感恩與主觀幸福感關系的研究中, 研究者對感恩的測量工具沒有統(tǒng)一的規(guī)定和評價標準, 導致了感恩測量工具存在以下問題：(1)感恩測量工具的不統(tǒng)一。如Watkins等人(2003)編制的GRAT, McCullough等人(2002)編制的GAC, Adler和Fagley (2005)編制的AS等量表均用來測量被試的狀態(tài)感恩; 而McCullough等人(2002)編制的GQ-6, 謝振旺(2010)編制的SCSG等量表均用來測量被試的特質感恩。因此, 感恩測量工具有很大的差異性。(2)感恩測量維度的不同。McCullough等人(2002)編制的GQ-6是單維量表; Watkins等人(2003)編制的GRAT, 謝振旺(2010)編制的SCSG是多維度量表。(3)感恩測量內容的不同。McCullough等人(2002)編制的GQ-6感恩量表用于測量感恩情緒的強度、頻率和密度; Watkins等人(2003)編制的GRAT傾向于測量被試的富足感、簡單感激、感謝他人方面的心境; 謝振旺(2010)編制的SCSG量表傾向于測試被試的知足幸運、簡單快樂、珍惜、消極體驗和回報行為五個方面的感恩特質。這就使得感恩量表標準不統(tǒng)一, 導致不同的研究結果也就不能直接進行比較。Eisenberg和Miller (1987)指出, 測量方法的不同直接影響變量之間的關系強度。為此, 本研究假設, 感恩與主觀幸福感之間的關系可能會受不同測量工具的調節(jié)。

文化背景 首先, 感恩與文化背景關系密切(Cohen, 2006)。以往研究表明, 西方文化傾向于對上帝和自然的感恩, 東方文化傾向于對人和社會的感恩(何安明等, 2013; 喻承甫等, 2010), 并且更注重感恩的回饋與報答(Naito, Wangwan, & Tani, 2005)。其次, 主觀幸福感因文化背景不同而不同(Markus, Kitayama, & Heiman, 1996)。與集體主義文化背景相比, 個人主義文化背景下個體的幸福感水平更高(Diener, Oishi, & Lucas, 2003; Oishi & Diener, 2001)。最后, 不同文化背景下感恩對主觀幸福感的影響不同。研究表明, 感恩干預在不同文化背景下對于積極心理狀態(tài)(包括主觀幸福感)的提升作用不同(Martínez-Martí et al., 2010)。由此我們推測, 文化背景可能是感恩與主觀幸福感關系的調節(jié)變量。

2 研究方法

2.1 文獻搜索

本研究全面搜索了中文和英文文獻。中文文獻主要檢索CNKI數據庫、中國優(yōu)秀碩士學位論文全文數據庫、中國科技期刊數據庫、萬方數據庫, 同時通過參考文獻進行人工搜索。感恩檢索詞為感恩、感戴、感激、感恩行為; 主觀幸福感檢索詞為主觀幸福感、幸福感、生活滿意度(感)、積極(正性)情感(情緒)、消極(負性)情感(情緒)、快樂感、樂觀。英文文獻檢索Science Direct、Springer link、Web of Science、Psy INFO、Elsevier、ProQuest碩博士論文全文數據庫, 以Grateful Appreciate、Gratitude、Owed、Thankful、Thank、Thanksgiving為關鍵詞, 聯(lián)合Well-being、SWB、Happiness、Optimism、Positive emotions、Negative emotions、Positive affect、Negative affect、Life satisfaction進行檢索, 并通過Google Scholar進行文獻補查, 為了避免遺漏, 對綜述和相關文章的參考文獻進行人工搜索。

2.2 文獻納入與排除標準

結合元分析方法和研究主題的要求, 納入元分析研究的標準為：(1)必須是報告了實驗或調查數據的實證研究, 排除純理論和文獻綜述類文章; (2)研究中同時使用感恩量表和主觀幸福感量表, 并報告了至少一個感恩與主觀幸福感維度或者總分之間的相關關系或其他可以轉化為效應量的指標; (3)研究之間樣本獨立, 若研究之間的樣本重復或重疊, 則采用更詳細或樣本更大的研究; (4)數據重復發(fā)表的只取其一, 若學位論文發(fā)表在學術期刊上, 則以發(fā)表的期刊論文為準; (5)研究對象為正常人; (6)樣本量大小明確。

2.3 文獻編碼

對納入元分析的文獻進行如下編碼：文獻信息(作者名+文獻時間), 樣本量大小, 感恩測量工具(感恩量表、感戴量表、大學生感恩特質問卷)、被試群體(青少年、成人)、文化背景(東、西方文化), 結果變量類型(主觀幸福感、生活滿意度、積極情感、消極情感)。文獻效應值按照每個獨立樣本編碼一個效應值, 若一篇論文同時報告了多個獨立樣本, 則分開編碼, 產生多個獨立效應量, 共得到167個獨立效應量。2名編碼者依據文獻納入和排除標準進行單獨編碼, 編碼的一致性為91.9%, 說明文獻編碼是比較有效而準確的。最終納入元分析的文獻62篇, 其中, 中文文獻42篇, 英文文獻20篇(見表1)。

2.4 元分析過程

2.4.1 效應量計算

本研究選用CMA 2.0 (Comprehensive Meta- analysis 2.0)專業(yè)版軟件進行元分析。采用相關系數作為效應量來整合兩者之間的關系。在編碼過程中, 一些文獻沒有直接報告感恩與主觀幸福感之間或者與其各個指標之間的相關系數, 而是報告了值、值或χ2值, 我們采用王潔等人(2013)的公式將其轉化為值, 即[2/(2)]1/2,12? 2;[/()]1/2,=1+2– 2;[χ2/(χ2)]1/2, 再將相關系數值轉換為Fisher-Z值后進行元分析。

2.4.2 模型選定與異質性檢驗

目前元分析主要采用固定效應模型或隨機效應模型。固定效應模型假設, 所有研究均存在一個真效應量, 并且只包含研究所涉及的總體, 不能推廣到其它總體。隨機效應模型認為, 元分析的研究不僅只存在一個真效應量, 由于研究群體和研究工具的不同而有所不同(Borenstein, Hedges, Higgins, & Rothstein, 2009)。本研究文獻梳理發(fā)現(xiàn), 感恩與主觀幸福感之間的關系可能受被試群體、測量工具、文化背景因素的影響。而當不同研究特征會影響元分析結果時, 選用隨機效應模型更加科學合理(Borenstein et al., 2009)。為此, 本研究采用隨機效應模型進行元分析。此外, 通過異質性檢驗(heterogeneity test)進一步驗證隨機效應模型選擇的合理性。異質性檢驗方法主要有檢驗、2檢驗和檢驗。檢驗是基于總變異的檢驗, 假設效應量服從卡方分布, 若< 0.05, 則表明顯著異質;2檢驗主要反映了效應量的真實變異在總變異中所占的比重, 根據以往觀點, 可將25%、50%、75%的2值看作異質性低、中、高的界限(Higgins, Thompson, Deeks, & Altman, 2003);檢驗是效應量的校正值,> 1.5則表示研究間存在高度異質性。

2.4.3 出版偏倚

出版偏倚(publication bias)意味著被發(fā)表的研究文獻不能系統(tǒng)全面地代表該領域已經完成的研究總體(Rothstein, Sutton, & Borenstein, 2005)。排除出版偏倚最有效的途徑就是加大樣本量, 因為樣本缺乏代表性, 特別是缺乏研究結果不顯著的或未發(fā)表的學位論文, 可能會影響元分析結果的可靠性。針對此問題, 首先, 我們在文獻搜索階段盡可能獲取了沒有發(fā)表的文獻; 其次, 在具體元分析過程中, 我們采用漏斗圖(funnel plot)、Rosenthal’s Classic Fail-safe N檢驗、Egger’s檢驗三種方法進一步檢驗出版偏倚。

表1 納入元分析研究的基本資料

續(xù)表1

作者(發(fā)表時間)樣本量工具群體文化結果變量效應量(r) Wood, 2010289GQ-6AWPE0.43 Wood, 2009201GQ-6AWPE0.51 Wood, 2008 E1253GQ-6AdWPE0.51 Wood, 2008 E2389GQ-6AdWPE0.43 Lin, 2014504GQ-6AELS & PE0.41 & 0.46 Lin, 2016750GRATAdESW0.58 Chan, 2013145GQ-6AELS & PE & NE0.41 & 0.43 & –0.2 Kong, 2015427GQ-6AdELS0.20 Froh, 2008221GRATAdWLS0.13 Froh, 2011 E1274GQ-6AdWLS & PE & NE0.44 & 0.31 & –0.16 Froh, 2011 E2274GRATAdWLS & PE & NE0.42 & 0.36 & –0.24 Froh, 2011 E3260GQ-6AdWLS & PE & NE0.46 & 0.37 & –0.21 Froh,2011 E4260GRATAdWLS & PE & NE0.43 & 0.30 & –0.17 Froh,2011 E5249GQ-6AdWLS & PE & NE0.47 & 0.39 & –0.21 Froh,2011 E6249GRATAdWLS & PE & NE0.46 & 0.41 & –0.25 Froh,2011 E7207GQ-6AdWLS & PE & NE0.59 & 0.44 & –0.35 Froh,2011 E8207GRATAdWLS & PE & NE0.45 & 0.33 & –0.32 Froh,2011 E9194GQ-6AdWLS & PE & NE0.58 & 0.28 & –0.23 Froh,2011 E10194GRATAdWLS & PE & NE0.16 & 0.19 & –0.03 Froh, 2011 E11217GQ-6AdWLS & PE & NE0.56 & 0.34 & –0.09 Datu, 2014210GQ-6AWSW & LS0.42 & 0.47 Datu, 2015409GQ-6AdWLS0.43 Jun, 2015411GQ-6AWSW0.55 Tian, 2016881GQ-6AWSW0.27 Tian, 2015 E1375GQ-6AdWLS & PE & NE0.43 & 0.27 & –0.08 Tian, 2015 E2331GQ-6AdWLS & PE & NE0.38 & 0.34 & –0.14 Chen,2008 E1169GQ-6AdELS0.30 Chen, 2008 E2365GQ-6AdELS0.70 McCullough, 200496GRATAWSW & LS & PE0.27 & 0.31 & 0.39 Emmons, 2003 E1238GQ-6AWSW& PE0.22 & 0.14 Emmons, 2003 E2238GQ-6AWSW & PE & NE0.13 & 0.28 & –0.17 Emmons, 2003 E3192GQ-6AWSW0.15 Hasemeye, 2013154GQ-6AdWLS0.37 Adler, 2005 E1420SCSGAdWLS & PE & NE0.27 & 0.43 & –0.10 Adler, 2005 E2420SCSGAdWLS & PE & NE0.32 & 0.42 & –0.10 Adler, 2005 E3418SCSGAdWLS & PE & NE0.22 & 0.22 & –0.03 Watkins, 2003 E1154GRATAWLS & PE & NE0.50 & 0.36 & –0.15 Watkins, 2003 E266GRATAWPE & NE0.52 & –0.20 Watkins, 2003 E357GRATAWPE & NE0.23 & –0.15 Watkins, 2003 E4237GRATAWPE & NE0.28 & –0.35 Watkins, 2003 E5157GRATAWPE & NE0.32 & –0.43 Watkins, 2003 E6157GRATAWPE & NE0.31 & –0.51

注：(1) 為了減少篇幅, 多數只列出了第一作者。(2) GART = 感戴量表; GQ-6 = 感恩量表; SCSG = 大學生感恩特質量表。(3) A = 成人; Ad = 青少年。(4) E = 東方文化; W = 西方文化。(5) SW = 主觀幸福感; LS = 生活滿意度; PE = 積極情感; NE = 消極情感。(6)同一研究包含兩個或以上獨立樣本的以年代后加E1, E2, E3等進行區(qū)分。

3 研究結果

3.1 出版偏倚檢驗

首先采用漏斗圖(fuunel plot)檢查本元分析的發(fā)表偏差, 見圖1、圖2、圖3、圖4。從漏斗圖來看, 感恩與主觀幸福感總分及其各維度關系的研究文獻基本分布于總效應量兩側, 表明感恩與主觀幸福感及其各指標的研究不存在嚴重的發(fā)表偏差。但漏斗圖只是從主觀角度初步檢查發(fā)表偏差, 尚需采用Rosenthal’s Classic Fail-safe N和Egger’s進行更精確的檢驗(見表2)。

圖1 感恩與主觀幸福感關系漏斗圖

圖2 感恩與生活滿意度關系漏斗圖

圖3 感恩與積極情感關系漏斗圖

圖4 感恩與消極情感關系漏斗圖

表2結果表明, 感恩與主觀幸福感、生活滿意度、積極情感、消極情感的失安全系數分別為19963、44365、18455、5842, 即額外分別需要相應數量的研究文獻才能否定感恩與主觀幸福感及其各指標之間的重要關系; 對應的四個失安全系數比率均遠大于1, 表明樣本具有代表性, 不存在發(fā)表偏差; 四個結果變量上Egger’s Intercept的值分別是0.50、0.45、0.42、0.30, 與零差異不顯著(> 0.05), 說明感恩與主觀幸福感總體及其各個指標均不存在發(fā)表偏差。

3.2 異質性檢驗

異質性檢驗的目的在于檢驗研究之間測得的效應量是否異質。本研究對感恩與主觀幸福感及其亞類型之間的關系進行異質性檢驗, 結果見表3。

表3結果表明, 各研究之間效應值的Q檢驗均顯著(< 0.001), 表明元分析中各效應值均是異質的; I-squared值在63.53%~92.79%之間, 表示效應量的真實變異在總變異中所占的比例在63.53%~92.79%之間, 隨機誤差所占的比例較小, 依據Higgins等人(2003)判斷異質性的的標準, I-squared > 75%, 表示高異質性; H > 1.5, 表示研究間存在異質性。Tau-squared的值在1%~3%之間, 表示各研究間效應量的變異有1%~3%可用于計算權重。

3.3 敏感性分析

異質性檢驗表明, 各研究之間的效應值均呈高異質性。依據漏斗圖及效應值的偏離情況, 對感恩與主觀幸福感及其維度關系的異質性效應量進行敏感性分析。逐步刪除16項研究(邱會霞, 2017; 禹玉蘭等, 2013; 袁書杰, 2012; 徐璐璐, 賀雯, 2016; 荀齡萱, 2016; 曾昱, 夏凌翔, 2013; Lin, 2016; Jun et al., 2015; 連靈, 2017; 林嬋, 2014; 陸超祥等, 2016; Emmons & McCullough, 2003 E3; 王元元等, 2012; 陳鄭, 2013; 劉靜, 2012; 謝曉東等, 2013)后, 主觀幸福感的異質性降低至48.96%, 感恩與主觀幸福感關系的效應量= 0.35,< 0.001; 逐步刪除20項研究(Chen & Ying, 2008 E2; 和娟, 2015; 祝偉娜, 2008; Froh, Fan et al., 2011 E7; 羅利, 周天梅, 2015; Froh, Fan et al., 2011 E9; Froh et al., 2008; Froh, Fan et al., 2011 E11; 王艷輝, 張少浩, 2012; 施艷, 2012; Froh, Fan et al., 2011 E10; 荀齡萱, 2016; 馬麗, 2011; 謝曉東等, 2013; Datu, 2014; Kong et al., 2015; 黃慧, 2014; 惠秋平, 2010; 李霞等, 2015; 甘啟穎, 2009)后, 生活滿意度的異質性降低至49.50%, 感恩與生活滿意度關系的效應量= 0.38,< 0.001; 逐步刪除9項研究(Emmons & McCullough, 2003 E1; Froh, Fan et al., 2011 E10; Adler & Fagley, 2005 E3; 禹玉蘭等, 2013; Wood et al., 2009; Wood, 2008; 舒亞麗, 沐守寬, 2014; Watkins et al., 2003 E1; Lin, 2014)后, 積極情感的異質性降低至24.66%, 感恩與積極情感關系的效應量= 0.37,< 0.001; 逐步刪除11項研究(Watkins et al., 2003 E6; 李旭, 鄭雪, 2015; 劉靜, 2012; Froh, Fan et al., 2011 E7; 荀齡萱, 2016; Froh, Fan et al., 2011 E11; 馬麗, 2011; 甘啟穎, 2009; Watkins et al., 2003 E4; Adler & Fagley, 2005 E3; Froh, Fan et al., 2011 E10)后, 消極情感的異質性降低至18.98%, 感恩與消極情感關系的效應量= ?0.19,< 0.001。以上結果表明, 無論異質性程度如何, 感恩與主觀幸福感及其各指標均存在顯著相關。

表2 發(fā)表偏差檢驗結果

注：表示Egger’s regres sion Intercept 的95%置信區(qū)間的下限與上限。

表3 異質性檢驗結果

3.4 亞組檢驗

異質性檢驗發(fā)現(xiàn), 各研究之間的效應值均呈高異質性, 可能存在顯著的調節(jié)變量。而亞組檢驗是探討異質性來源最常用的方法之一。故本研究通過亞組檢驗進一步考察異質性的來源及研究特征對效應量的調節(jié)作用。本研究關注感恩測量工具(GQ-6、GRAT和SCSG)、被試群體(青少年、成人)、文化背景(東方、西方文化)對感恩與主觀幸福感關系的調節(jié)作用(見表4、表5、表6)。

表4結果顯示, 測量工具顯著調節(jié)主觀幸福感(Q= 6.39,< 0.05)、生活滿意度(Q= 8.67,< 0.05)、消極情感(Q= 6.00,< 0.05), 使用GRAT測量工具測得的感恩與主觀幸福感及各維度的關系相對比較高。

表5結果表明, 被試群體顯著調節(jié)主觀幸福感(Q= 17.91,< 0.001)、生活滿意度(Q= 3.95,< 0.05)、消極情感(Q= 4.34,< 0.05), 青少年感恩和主觀幸福感、生活滿意度的關系高于成人, 而感恩與消極情感的關系低于成人。

表6結果顯示, 文化背景顯著調節(jié)主觀幸福感(Q= 4.39,< 0.05)、積極情感(Q= 6.32,< 0.05), 東方文化背景下感恩和主觀幸福感與積極情感的關系均高于西方文化背景。

表4 測量工具對感恩與主觀幸福感關系的調節(jié)作用

注: 采用隨機效應模型;Q表示組內異質性;Q表示組間異質性; ***< 0.001,**< 0.01;*< 0.05。下同

表5 被試群體對感恩與主觀幸福感關系的調節(jié)作用

表6 文化背景對感恩與主觀幸福感關系的調節(jié)作用

3.5 調節(jié)變量的元回歸分析

進一步對調節(jié)變量進行元回歸分析(表7), 結果表明, 測量工具、被試群體、文化背景三個變量在感恩與主觀幸福感關系的調節(jié)作用顯著(< 0.05); 測量工具和被試群體在感恩與生活滿意度及消極情感關系的調節(jié)作用顯著(< 0.05); 文化背景在感恩與積極情感關系的調節(jié)作用顯著(< 0.05), 與亞組檢驗結果一致。

4 討論

4.1 感恩與主觀幸福感的關系

本研究結果顯示, 刪除髙異質性文獻后, 感恩與主觀幸福感關系密切(= 0.35), 感恩體驗較高的個體, 其主觀幸福感也較高, 與以往研究結果吻合(孫配貞等, 2010; 舒亞麗, 沐守寬, 2014; 石國興, 祝偉娜, 2008; Watkins et al., 2003; Wood et al., 2009)。主要原因在于：首先, 感恩與主觀幸福感相互強化, 即個體感恩水平越高, 主觀幸福感水平就越高, 從而促進更高的感恩水平和更高的主觀幸福感?？v向數據表明, 感恩對主觀幸福感具有獨特的遞增效應(喻承甫等, 2010; Wood, Maltby et al., 2008)。感恩的個體體驗到更多的心理滿足、積極情緒和希望, 進一步強化其感恩水平和主觀幸福感(Watkins, 2004)。其次, 感恩是個體擁有的一種積極的人格特質和積極情緒。感恩具有快樂、充滿敬畏、精神飽滿等特征(Emmons & Shelton, 2005), 感恩與滿意、自豪、積極主觀經歷等密切相關(Tsang, Carpenter, Roberts, Frisch, & Carlisle, 2014; Wood, Maltby, Gillett, Linley, & Joseph, 2008)。這些積極特征能直接促進個人的成長和良好關系的形成, 增強個體的心理健康水平和心理適應功能, 從而促進個人的主觀幸福感, 同時也通過抑制個體的憎惡和貪婪, 降低消極情緒, 減輕心理壓力, 提高個體的主觀幸福感。最后, 感恩作為一種道德情感, 能夠有效拓展個體積極的心理資源, 進而提高個體的主觀幸福感。如積極情緒拓展建構理論強調, 感恩能拓寬個體積極的認知模式, 建構較為積極而持久的心理資源, 從而提升個體的主觀幸福感(Fredrickson, 2001); 內外在目標理論提出, 感恩可以滿足個體的內在需要, 其主觀幸福感自然增強(La Guardia et al., 2000)?？傊? 感恩增強了個體的積極認知、積極情緒, 積極內在需要, 使個體更容易感知生活中的正能量、能更加積極樂觀看待生活中的一切, 從而促進個體的主觀幸福感。因此, 感恩與主觀幸福感的關系理應得到教育實踐者的重視, 今后可以通過感恩的激發(fā)與培養(yǎng)進一步提升個體的主觀幸福感。

本研究還發(fā)現(xiàn), 刪除髙異質性文獻后, 感恩與生活滿意度(= 0.38)、積極情感(= 0.37)、消極情感(= –0.19)關系密切。國外研究也表明, 高感恩的個體具有更多的生活滿意度(Froh et al., 2008)。大量研究也表明, 感恩能增強個體的積極情感(Froh et al., 2009), 并且能抑制個體的消極情感(Park et al., 2004)。因為感恩作為一種積極人格特質和積極情緒, 使個體能以感激心態(tài)和感同身受的體驗理解社會與人生, 促進個體更加樂觀、積極地評價自己的生活, 也更容易體驗到生活的快樂感和滿足感, 最大程度地提高個體對生活的滿意感、感知到更多的積極情感, 同時減少消極情感。因此, 今后應多開展感恩教育活動, 如通過感恩日記、感恩信件、感恩電話等方式, 增強個體的感恩經驗, 提高個體的生活滿意感和積極情感。

4.2 感恩與主觀幸福感關系的調節(jié)效應

4.2.1 測量工具

元分析結果表明, 測量工具是感恩與主觀幸福感(Q = 6.39,< 0.05)、生活滿意度(Q = 8.67,< 0.05)、消極情感(Q = 6.00,< 0.05)的調節(jié)變量。其中, GART量表在感恩與主觀幸福感總分(= 0.50)、生活滿意度(= 0.41)及消極情感(= –0.26)的關系中影響程度最大; GQ-6量表在感恩與生活滿意度(= 0.38)、消極情感(= –0.22)的關系中影響程度較SCSG量表大; 而SCSG量表在感恩與積極情感(= 0.40)的關系中影響程度較大。不同的感恩測量工具會影響感恩與主觀幸福感及其維度的關系。

表7 調節(jié)變量的元回歸分析

出現(xiàn)上述結果的原因可能是, 首先, 各量表測試內容有差異, GQ-6六項目感恩問卷只有6個項目, 主要用來測量個體的感恩特質; 而GART量表有44個項目, 主要用來測量個體的狀態(tài)感恩; SCSG量表有22個項目, 主要基于中國文化背景測試個體的感恩特質。其次, 各量表本身所包含的維度也不同。GQ-6問卷包括感恩的強度、頻度、密度和廣度四個維度; SCSG量表則包括知足幸運、簡單快樂、珍惜、消極體驗和回報行為五個維度; GRAT量表包含富足感、簡單感激、感謝他人三個維度。尤其GRAT量表本身就包含了個體對事件、行為和對象的價值和意義及其與之相聯(lián)系的積極情緒, GRAT與主觀幸福感及消極情感的關系比較大。所以, 感恩各量表拓展與延伸的內涵及其量表結構有所差異。此外, 不同的感恩測量工具的理論基礎存在差異, 如：GQ-6六項目感恩問卷是McCullough等人(2002)依據感恩特質理論編制的自陳量表; 而GRAT量表是在簡單感激(Simple Appreciation, SA)量表、富足感(Sense of Abundance, AS)量表、他人感激(Appreciation of Others, AO)量表基礎上編制(Watkins et al., 2003); SCSG量表是謝振旺(2010)基于中國傳統(tǒng)文化特點, 兼顧了感恩心理和感恩行為編制的量表。所以, 不同的測量工具所蘊含的內容、意義、理論建構基礎不同, 影響了感恩與主觀幸福感之間的關系, 二者關系受到測量工具的調節(jié)。今后研究需要選擇最優(yōu)的測量工具, 以探討感恩與主觀幸福感的實質關系。

4.2.2 被試群體

元分析結果表明, 被試群體也是感恩與主觀幸福感(17.91,< 0.001)、生活滿意度(3.95,< 0.05)及消極情感(4.34,< 0.05)的調節(jié)變量。其中, 青少年感恩與主觀幸福感、生活滿意度之間關系的調節(jié)效應比成人更高; 青少年感恩與消極情感之間的關系比成人更弱。以往研究也認為, 感恩對于積極心理狀態(tài)的提升作用在不同年齡階段表現(xiàn)不同(Froh et al., 2009); 不同年齡階段被試感恩所激發(fā)的主觀幸福感不同(Watkinset al., 2003)。此外, 劉曉嵐(2008)研究發(fā)現(xiàn), 青少年比成人的感恩更強。大多數成年人認為, 在接受別人的恩惠后有必要回饋他人(Sommers & Kosmitzki, 1988)。這說明感恩與主觀幸福感的關系不是同步發(fā)展的, 會受到年齡階段的間接影響。

導致年齡調節(jié)效應的原因可能與個體的年齡階段及特定的心理發(fā)展特點有關。埃里克森認為：隨著年齡的增長, 個體的認知、情感情緒體驗更理性, 不會立即產生感同身受的感恩體驗。對青少年而言, 他們更多在乎感恩體驗與感受以及受到他人贊賞的過程, 對感恩體驗與表達不會有太多顧忌, 感恩行為較高, 主觀幸福感也相應較高。而對成年人而言, 更多的會整合過去、現(xiàn)在和未來的感恩體驗和感受, 在此基礎上進行感恩理性判斷和選擇, 從而限制了成年人的感恩體驗和行為, 自然而然會影響其主觀幸福感。此外, 青少年群體是感恩形成和發(fā)展的關鍵期(喻承甫等, 2011; Froh et al., 2009), 青少年會表現(xiàn)出更多的親社會行為(Eisenberg, Fabes, & Spinrad, 2006), 這些無疑會提升他們的感恩特質, 增強其主觀幸福感。未來的研究需要加大青少年群體的感恩干預與培養(yǎng), 提高青少年的感恩過程體驗; 同時擴大年齡跨度, 將感恩意識萌芽擴展到兒童時期, 這對更全面、更準確的闡述感恩與主觀幸福感的關系及建立科學的跨年齡層的主觀幸福感干預都具有參考價值。

4.2.3 文化背景

元分析結果發(fā)現(xiàn), 文化背景也是感恩與主觀幸福感(Q = 4.39,< 0.05)、積極情感(Q = 6.32,< 0.05)的調節(jié)變量, 西方文化背景下個體感恩對主觀幸福感、積極情感的影響程度低于東方 文化背景。以往研究也表明, 不同文化背景下感恩對于積極心理狀態(tài)的提升作用不同(Martínez- Martí et al., 2010)。主要原因在于：首先, 東西方文化關于感恩的理解不同。西方文化背景更注重對上帝創(chuàng)造世界的感激, 從而將這種感激擴展至上帝所創(chuàng)造的世界(Emmons & Kneezel, 2005)。由于缺乏指向性和針對性, 西方文化下的個體就有可能體驗到較低的感恩水平, 主觀幸福感自然降低。東方文化背景下的感恩注重個體源于積極主觀經歷而誘發(fā)的積極情緒(Froh, Fan et al., 2011)和因他人幫助而獲得的積極人格(Emmons & McCullough, 2003)。更強調感恩的個體傾向性與穩(wěn)定性, 并且這種已形成的穩(wěn)定、積極的感恩特質更容易增強個體的主觀幸福感。其次, 感恩內容與形式上存在文化差異。東方文化傾向于對人和社會的感恩(喻承甫等, 2010; 何安明等, 2013)。尤其中國儒家文化本身是一部感恩文化, 注重人世擔責、親情人倫及道德關懷, 側重感恩父母、國家、社會和師長等, 更強調“鴉有反哺之義”、“滴水之恩”、“投桃報李”等感恩體驗和行為的實現(xiàn), 在這種根深蒂固的儒家文化影響下, 個體普遍會有較高的感恩意識, 主觀幸福感也較高。而西方文化下的感恩更注重個體的給予和接受(Emmons & Shelton, 2005), 主要側重于感恩上帝和自然(喻承甫等, 2010)。第三, 主觀幸福感的來源存在文化差異。西方文化下個體的幸福感更多來源于個體自身因素, 實現(xiàn)“個人價值”就是幸福。東方文化下個體的幸福感大多來源于人際關系等外在因素, 強調“人際和諧”就是幸福。研究表明, 人際和諧更能促進東方文化下個體的幸福感, 自尊更能促進西方文化下個體的幸福感(Kwan, Bond, & Singelis, 1997; 高良, 鄭雪, 嚴標賓, 2010)。而感恩是一種人際現(xiàn)象, 有利于促進人際和諧(Algoe, Fredrickson, & Gable, 2013; 梁宏宇等, 2015)。所以, 感恩通過提升人際和諧進而增強東方文化下個體的主觀幸福感。因此, 東方文化下個體感恩與主觀幸福感、積極情感的關系會更密切一些。

4.3 研究局限及展望

研究不足：(1)本研究沒有涉及到性別、地域差異、受教育程度、干預方式等特征在感恩與主觀幸福感關系中的調節(jié)效應。以往研究表明, 感恩水平存在性別差異, 女性的感恩水平要高于男性(Watkins et al., 2003); 幸福感水平也存在性別差異(Froh et al., 2009)。因此, 性別很可能調節(jié)感恩與主觀幸福感的關系。(2)感恩的測量工具比較多, 但本元分析只選取了GQ-6、GRAT、SCSG三類工具, 因為采用其他測量工具進行感恩與主觀幸福感關系研究的文獻使用頻率比較低(不足3篇), 可能會影響測量工具調節(jié)效應的信度。(3)本元分析納入的未發(fā)表的國外文獻較少, 納入未發(fā)表的國內文獻較多, 元分析文獻分布不均衡也會影響元分析結果。未來的研究可以：(1)有必要關注性別在感恩與主觀幸福感中的調節(jié)作用, 這對于更全面、更準確的闡述感恩與主觀幸福感的關系具有重要價值。(2)繼續(xù)關注其他測量工具的使用, 盡可能選用頻率較高并且較為全面的測量工具, 以提高測量工具的代表性。(3)更系統(tǒng)、全面的的搜集元分析所需要的中英文文獻, 盡量使二者達到平衡。

5 結論

本研究采用元分析的方法發(fā)現(xiàn), 感恩與主觀幸福感、生活滿意度、積極情感均呈顯著正相關, 與消極情感呈顯著負相關, 感恩的個體主觀幸福感更強, 二者之間的關系受感恩測量工具類型、被試群體、文化背景的影響。

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Is the individual subjective well-being of gratitude stronger? A meta-analysis

DING Fengqin; ZHAO Huying

(School of Education, Ningxia University, Yinchuan 750021, China)

This meta-analysis was designed to explore the relationship between gratitude and subjective well-being. Through literature retrieval, 62 cases and 167 independent effect sizes together with 31975 participants which met the inclusion criteria of meta-analysis were selected. Heterogeneity test indicated that random effects model was appropriate for the meta-analysis. TheSensitivity analysis showed that there existed a significant positive correlation between gratitude with subjective well-being, satisfaction with life, positive affect, yet there existed a negative correlation between gratitude and negative affect after progressively deleting the higher heterogeneity studies. The Subgroups analysis and Meta-regression analysis revealed that the relationship between gratitude and subjective well-being was moderated and influenced by gratitude measurement tools, type of participants, and culture background. The above results indicated that grateful individuals have stronger subjective well-being, meanwhile, the function of the gratitude measurement tool, the subjects and the cultural background is also taken into consideration.

gratitude; subjective well-being; meta-analysis; moderate effect

2018-03-30

*國家自然科學基金項目(31560285)和寧夏區(qū)級研究生教育創(chuàng)新計劃示范課程建設(YKC201706)資金支持。

丁鳳琴, E-mail: dingfqin@nxu.edu.cn

B848; B849:C91

10.3724/SP.J.1042.2018.01749