孤獨感與親社會行為的關(guān)系:元分析的證據(jù)*

陳光輝 鄧會成 于君劍 丁 雯 朱 露

山東師范大學(xué)心理學(xué)院(濟南) 250014 E-mail:chengh2100@126.com

孤獨感是個體在實際情況不能滿足其對社會網(wǎng)絡(luò)的需要時所產(chǎn)生的一種苦惱性心理體驗[1-2]。近年來,社交媒體的廣泛普及持續(xù)改變著傳統(tǒng)的人際交往模式,在擠占線下交流時間的同時,導(dǎo)致個體的孤獨感水平呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢[3]。孤獨的個體既可能更多地幫助他人或奉獻(xiàn)社會,也可能會實施的更少,即孤獨感與這類親社會行為的關(guān)系模式尚存爭議[4-5]。

已有文獻(xiàn)關(guān)于孤獨感與親社會行為的關(guān)系存在兩種截然相反的理論。一種理論認(rèn)為,孤獨感會造成個體親社會行為的減少。Anderson等認(rèn)為,孤獨感會通過破壞個體的社會功能進(jìn)而減少親社會行為[6]。研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)個體感到孤獨時,往往更害羞、焦慮、不善于社交,而且自尊心更低[7]。孤獨感和親社會行為之間的負(fù)向關(guān)聯(lián)關(guān)系在兒童[8]、青少年[9]和成年[10]中均得到了證實。此外,孤獨感還會提升個體對社會威脅信息的高度警覺,進(jìn)而以一種不信任或抱有敵意的方式與他人交往[11]。Hawkley的孤獨模型則進(jìn)一步認(rèn)為,孤獨感會促使個體形成一種與社會退縮有關(guān)的負(fù)性認(rèn)知偏差[5,9],持有這種認(rèn)知偏差的人更容易對他人的行為做出負(fù)面理解,并在人際互動過程中多采取回避、退縮等行為策略,從而很少向他人提供幫助。

與之相反的理論認(rèn)為,孤獨感會誘發(fā)個體增加后續(xù)的親社會行為。警告信號假說(the Warning Signal Hypothesis)認(rèn)為,孤獨感是一種渴求社會聯(lián)結(jié)的警告信號,會促使個體主動尋求社會聯(lián)系,繼而通過實施親社會行為來重新建立必要的社會聯(lián)結(jié)[4]。有研究證實,孤獨感與親社會行為之間的確存在顯著正向關(guān)聯(lián)關(guān)系,并發(fā)現(xiàn)孤獨的個體有建立和維持社會關(guān)系的積極傾向和通過實施親社會行為來滿足自身歸屬感的需求[12]。與此同時,神經(jīng)科學(xué)研究的證據(jù)也表明,孤獨的個體會表現(xiàn)出腦內(nèi)腹側(cè)紋狀體(與社會性獎勵有關(guān))活動的增加,預(yù)示著個體對社會聯(lián)系的渴望增加[13]。綜上,有必要系統(tǒng)梳理已有文獻(xiàn)來厘清孤獨感與親社會行為之間關(guān)系。

文化因素可能是引發(fā)已有研究發(fā)現(xiàn)存在爭議的重要原因。孤獨感與親社會行為均會受到文化因素的影響[14]。與西方個體主義文化相比,東方集體主義文化中的個體孤獨感水平更高[15]。這與集體主義文化中的人更重視人際聯(lián)系有關(guān)[16],被排斥、被忽視等更容易引發(fā)個體的孤獨等消極情緒。由此以來,有兩種可能,一是集體主義文化背景下的個體可能會因承受更大程度的孤獨感而導(dǎo)致其做出更少的親社會行為[5,9];二是因注重社會聯(lián)結(jié)與相互依賴而希望通過實施更多的親社會行為來減少自我的孤獨感[17]。相比之下,個體主義文化背景中,孤獨感可能與親社會行為之間的關(guān)系存在與集體主義文化完全相反的聯(lián)結(jié)模式。鑒于此,本文還將考察孤獨感與親社會行為關(guān)系在文化背景上的差異性表現(xiàn)。

性別、年齡、歷史時代等因素同樣會影響到孤獨感、親社會行為以及二者之間的關(guān)系。從性別方面來講,不同性別個體不僅在孤獨感上存在顯著差異[18],在親社會行為上也穩(wěn)定的表現(xiàn)出女性高于男性的特點[19]。對于年齡而言,個體的孤獨感水平會隨著年齡的增長而下降[18]或表現(xiàn)出非線性變化趨勢[20],而親社會行為的年齡差異通常不顯著[21]。從歷史時代的發(fā)展角度來講,社交媒體的廣泛普及不斷改變著使用者的社會交往模式,使得當(dāng)今年輕人成為了有史以來最孤獨的一代[3],在擠占原本線下互動時間的同時,降低了個體實施親社會行為的意愿[22]。

綜上,本文將采用元分析方法厘清孤獨感與親社會行為的關(guān)系模式,并揭示二者關(guān)系在文化背景、性別、年齡、研究年份等維度上的差異性表現(xiàn),為后續(xù)的研究或行為干預(yù)提供借鑒或啟示。

1 方法

1.1 文獻(xiàn)檢索

本文在中文和外文數(shù)據(jù)庫中全面檢索了孤獨感與親社會行為關(guān)系的實證研究文獻(xiàn)。其中,使用中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫、維普數(shù)據(jù)庫檢索中文文獻(xiàn),中文檢索詞為孤獨感、孤獨、親社會行為、利他行為;使用Web of Science、EBSCO、Pub Med、Springerlink檢索英文文獻(xiàn),英文檢索詞為Loneliness、Prosocial behavior、Altruistic behavior。為避免遺漏,針對相關(guān)綜述和相關(guān)文章的參考文獻(xiàn)進(jìn)行了人工搜索。

1.2 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

根據(jù)研究方法和研究主題的特點與要求,納入元分析研究的標(biāo)準(zhǔn)如下:①剔除純文獻(xiàn)綜述和系統(tǒng)評價類的研究,僅保留實證研究;②剔除沒有明確報告孤獨感與親社會行為間相關(guān)系數(shù)的研究;③剔除沒有明確報告研究對象樣本量與性別狀況的研究;④不同研究間的樣本具有獨立性;⑤研究對象認(rèn)知功能正常;⑥研究均報告了被試群體的來源。

1.3 文獻(xiàn)編碼

參考Lipsey和Wilson推薦的步驟對納入元分析的文獻(xiàn)進(jìn)行編碼[23]。其中,樣本特征性描述編碼條目包括作者、研究年份、效應(yīng)量、樣本量、被試的人口統(tǒng)計學(xué)特征(年齡階段、女性比例),被試所處的國家的文化背景類型等。其中,效應(yīng)量是指以主要研究變量為中心的一組統(tǒng)計數(shù)據(jù)(如信度系數(shù)α值、相關(guān)系數(shù)r值,或可以轉(zhuǎn) 換為r值的d值、F值、t值等),文化背景包括兩個類別,分別是以亞洲國家為代表的東方文化和歐美國家為代表的西方文化。文獻(xiàn)編碼工作由兩名研究者參照統(tǒng)一的編碼標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行獨立編碼,初步編碼一致性為0.94。對于編碼不一致的研究條目,進(jìn)一步通過閱讀文獻(xiàn)對文獻(xiàn)內(nèi)容討論達(dá)成。最后共得到29個獨立效應(yīng)量(見表1)。

表1 納入元分析的基本資料

1.4 元分析過程

1.4.1 數(shù)據(jù)處理與分析 采用CMA 3.3(Comprehensive Meta Analysis 3.3)專業(yè)版軟件進(jìn)行元分析與亞組研究,選擇相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)量來整合孤獨感與親社會行為之間的關(guān)系,再將相關(guān)系數(shù)r轉(zhuǎn)換為Fisher-Z值后進(jìn)行總效應(yīng)量的合并。之后,使用R4.2.1進(jìn)行發(fā)表偏倚檢驗與多元元回歸分析。

1.4.2 模型選定與異質(zhì)性檢驗 通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn),孤獨感與親社會行為之間的關(guān)系可能受研究設(shè)計、研究質(zhì)量、被試群體、被試性別、文化背景、研究年份等調(diào)節(jié)因素的影響。Borenstein等人認(rèn)為當(dāng)存在可能的調(diào)節(jié)變量會對元分析的結(jié)果造成影響時,應(yīng)該選用隨機效應(yīng)模型進(jìn)行效應(yīng)量的合并[45]。此外,本研究還將通過異質(zhì)性檢驗來驗證采用隨機效 應(yīng)模型的合理性。

2 結(jié)果

2.1 發(fā)表偏倚檢驗

首先,使用R 4.2.1繪制漏斗圖對發(fā)表偏倚進(jìn)行判斷,圖1顯示本次元分析所納入的文獻(xiàn)均勻地分布于總效應(yīng)量的兩側(cè),表明不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚。其次,表2結(jié)果表明,孤獨感與親社會行為關(guān)系的失敗安全數(shù)為6751,表明還需要納入額外相應(yīng)數(shù)量的文獻(xiàn)才能否定孤獨感與親社會行為之間的關(guān)系。此外,Egger回歸方程的截距與零差異不顯著(P＞0.05)。最后,兩種等級相關(guān)檢驗的τ的顯著性均大于0.05。綜合以上多項檢驗結(jié)果,表明本次元分析不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚。

圖1 孤獨感與親社會行為關(guān)系的漏斗圖

表2 發(fā)表偏倚檢驗

2.2 異質(zhì)性檢驗

異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明本次元分析的研究結(jié)果高度異質(zhì),各研究之間效應(yīng)值的Q檢驗均顯著(P＜0.001),表明研究間的變異除了效果量計算的內(nèi)部抽樣誤差,還存在研究間的組間誤差(見表3)。I2值為87.16表明孤獨感與親社會行為的關(guān)系中由效應(yīng)量的真實差異引起的方差達(dá)到87.16%。依據(jù)Higgins判斷異質(zhì)性的標(biāo)準(zhǔn),I2＞75%,表示本次元分析結(jié)果高度異質(zhì)[46]。綜合異質(zhì)性檢驗的結(jié)果表明應(yīng)當(dāng)選用隨機效應(yīng)模型來整合各研究的效應(yīng)量。同時,效應(yīng)值異質(zhì)也表明有必要進(jìn)一步通過亞組研究與元回歸分析來揭示孤獨感與親社會行為之間的關(guān)系中可能存在的調(diào)節(jié)變量。

表3 異質(zhì)性檢驗

2.3 主效應(yīng)與敏感性分析

隨機效應(yīng)模型最終匯總的相關(guān)系數(shù)值為-0.25,95%置信區(qū)間為-0.29～-0.21,且具有統(tǒng)計學(xué)意義(Z=-11.52,P＜0.001),證實了孤獨感與親社會行為之間的顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。敏感性分析結(jié)果表明,在排除任意一個研究的效果量后,r值在-0.25至-0.23之間浮動,無任何一篇文獻(xiàn)對本次元分析結(jié)果造成很大的干擾,意味著本次元分析具有較好穩(wěn)定性。

2.4 亞組研究

異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)各研究之間的效應(yīng)值呈高度異質(zhì)性,因此需進(jìn)行亞組研究進(jìn)一步揭示影響孤獨感與親社會行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)變量。本研究考察文化背景(東方v西方)、年齡對孤獨感與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。表4結(jié)果顯示,文化背景顯著調(diào)節(jié)孤獨感與親社會行為之間的關(guān)系(Qb=22.88,P＜0.01),表現(xiàn)為東方文化背景中的孤獨感與親社會行為的負(fù)相關(guān)關(guān)系顯著高于西方文化背景中;被試年齡在孤獨感與親社會行為之間關(guān)系上的調(diào)節(jié)作用不顯著(Qb=6.04,P＞0.05)。

表4 被試文化背景與年齡對孤獨感與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

2.5 元回歸分析

為考察性別和歷史時代(即研究年份)是否在孤獨感與親社會行為之間的關(guān)系中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用,將經(jīng)由標(biāo)準(zhǔn)化轉(zhuǎn)換之后的性別(女)比例和研究年份作為自變量納入多元元回歸分析,采用最大似然法估計隨機效應(yīng)模型,并檢驗元回歸方程的斜率。表5結(jié)果表明,性別和研究年份對孤獨感與親社會行為二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用均不顯著(P＞0.05)。

表5 性別比例與研究年份的多元元回歸分析

3 討論

3.1 孤獨感與親社會行為的關(guān)系

元分析結(jié)果顯示孤獨感與親社會行為之間存在穩(wěn)定的負(fù)相關(guān)關(guān)系,且沒有支持孤獨感增加個體親社會行為的假說。以往研究表明,孤獨的個體通常具有更多的社會抑制性行為,傾向于花更多的時間獨處來限制社會接觸,難以建立新社會聯(lián)結(jié)[5]。相對于低水平的孤獨者,高水平孤獨者更缺乏親社會行為,更少地表現(xiàn)出對他人的興趣以及不會使用有效方法解決人際問題[47]。由此以來,孤獨者會穩(wěn)定地傾向于表現(xiàn)出更少的親社會行為或者與他人的合作行為。

即便如此,也不應(yīng)該完全忽視信號警告假說的存在合理性。該假說認(rèn)為孤獨感是個體自發(fā)產(chǎn)生的尋求建立外在聯(lián)結(jié)的警告信號,并會進(jìn)而促發(fā)個體實施親社會行為或主動尋求與他人的聯(lián)結(jié)[4]。孤獨感降低或增加個體親社會行為,兩種截然對立的觀點在本質(zhì)上都涉及到一個重要的個體特征:個體關(guān)于人際交往的認(rèn)知信念。如果個體持有負(fù)性社交認(rèn)知信念,會對社會互動持有消極態(tài)度、預(yù)期被他人拒絕、負(fù)面解讀他人的行為等,由此就會進(jìn)一步減少人際交往,包括親社會行為[5,9];反之,如果個體持有良性社交認(rèn)知信念,當(dāng)個體感知到孤獨或被孤立的信號時,反而會進(jìn)一步通過主動交往來解決孤獨狀態(tài)[4,48]。由此可見,元分析結(jié)果更可能是在表明如果人的社交認(rèn)知信念遭到破壞,不僅會出現(xiàn)孤獨感這種消極情緒狀態(tài),而且會進(jìn)一步破壞個體的主動交往愿望以及親社會行為。未來的研究可以嘗試考察社交認(rèn)知信念在孤獨感與親社會行為二者關(guān)系中的可能作用方式。

3.2 文化背景對孤獨感與親社會行為之間關(guān)系的影響

亞組研究結(jié)果顯示,雖然在東方集體主義與西方個體主義文化背景中,孤獨感與親社會行為均表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系,但是東方文化背景中孤獨的個體比西方文化背景中的個體會更少地實施親社會行為。這可能與兩種文化對社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的重視程度有關(guān)。個體主義文化重視自力更生,忽視人際間緊密的情感聯(lián)結(jié),整個社會基于合作契約建立起較為松散的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[18];集體主義文化倡導(dǎo)互助共存,重視相互依賴和情感聯(lián)結(jié)[16],整個社會基于情感關(guān)系單元累加成更大的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[49]。雖然兩種文化中都存在引發(fā)個體孤獨感的風(fēng)險因素(如社會排斥),但相比于個體主義文化,集體主義文化對個體的社會嵌入程度有更高的要求與預(yù)期,這也意味著個人無法達(dá)到符合文化要求的可能性更高[50],當(dāng)他們覺察到自己的社會關(guān)系并不太令人滿意時,他們會感到更孤獨[51]。此外,在集體主義文化背景中,處于被他人排斥的孤獨狀態(tài)對個體的認(rèn)知模式與價值觀念更具威脅,這將更可能損害孤獨者的社交認(rèn)知信念,進(jìn)而減少他們做出親社會行為的可能性。鑒于文化間的差異性,有必要在后續(xù)的研究中重點關(guān)注我國被試孤獨感的產(chǎn)生與發(fā)展的影響因素以及干預(yù)機制。

3.3 孤獨感與親社會行為之間關(guān)系的年齡變化趨勢

亞組研究結(jié)果還表明,盡管各年齡組之間的效果量經(jīng)檢驗沒有顯著差異,但是各年齡組個體對應(yīng)的孤獨感與親社會行為之間關(guān)系的效果量仍然表現(xiàn)為隨年齡增長而增大的趨勢。針對這一現(xiàn)象,埃里克森的心理社會發(fā)展階段論認(rèn)為,成年初期個體對社會聯(lián)系和歸屬感的需要增加[18,52],并會因社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的不穩(wěn)定而更易感受到孤獨[12],有研究發(fā)現(xiàn)個體的孤獨感在19 歲時達(dá)到頂峰,此后逐漸下降[53]。另一方面,隨著年齡的增長與心理成熟度的增加,個體感知社會影響因素的敏感性將呈現(xiàn)出線性下降特點[54-55],即成年個體相較于未成年個體對同伴排斥[56]、社會認(rèn)同[57]等社會影響因素的感知更加不敏感,由此驅(qū)動的親社會行為也會相應(yīng)減少[58]。由此不難理解,孤獨感與親社會行為的負(fù)性關(guān)系會隨著年齡的增長而逐漸擴大。

3.4 孤獨感與親社會行為之間關(guān)系在性別與研究年份維度上的穩(wěn)定性

元回歸結(jié)果表明,孤獨感與親社會行為之間的關(guān)系具有跨性別與跨研究年份的穩(wěn)定性。這意味著在人的整個生命周期中,男性和女性在孤獨感與親社會行為的關(guān)系上的結(jié)果是高度相似的。因此,在設(shè)計緩解孤獨的預(yù)防干預(yù)項目或親社會行為提升項目時,應(yīng)該考慮其在性別維度上的普適性。另一方面,雖然以往單獨針對孤獨感或親社會行為的研究得出了時代背景上的差異,但從總體上看,孤獨感與親社會行為之間的關(guān)系相對穩(wěn)定,且不受研究群體所處年份的影響。即便如此,這一結(jié)果依然有可能與納入本次元分析的文獻(xiàn)大多是社交媒體盛行時代的研究有關(guān)[24-25],未來的研究可以嘗試納入更長跨期的歷史時代樣本進(jìn)行驗證。

孤獨感與親社會行為之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,且這種關(guān)系在不同性別、不同年齡群體、不同研究年份中穩(wěn)定存在。相比于個體主義文化,集體主體文化中的個體孤獨感與親社會行為之間的負(fù)性關(guān)聯(lián)關(guān)系更強。