老年人的朋友參照效應*

周愛保 劉沛汝 張彥馳 尹玉龍

(西北師范大學心理學院, 蘭州 730070)

1 引言

朋友在我們的生活中不可缺少。社會學與心理學對人際關系親密度的研究都表明, 朋友與親人具有相同的親密度與重要性(費孝通, 劉豪興, 1985;楊國樞, 林以正, 2002; 管延華, 遲毓凱, 2006; 吳慧芬, 周愛保, 2013)。在費孝通和劉豪興(1985)提出的差序格局中, 朋友與親人在社會關系中占據(jù)同等重要的地位。心理學研究主要采用自我參照效應范式測量自我與他人(如, 親人、朋友)的內(nèi)隱親密程度：如果與其他編碼條件(語義編碼、語音編碼或結構編碼等)相比, 他人參照條件下的回憶率較高、反應時較快; 而與自我參照條件下的回憶率和反應時相比, 差異不顯著, 我們就可以認為他人包含于自我圖式之內(nèi), 與自我具有較高的親密度。采用這種范式, 楊國樞和林以正(2002)發(fā)現(xiàn)了朋友參照效應, 在12個目標人物中, 自己、兄弟姐妹、父親、母親、姑姑阿姨及同性好友的平均再認率差異不顯著, 但這些條件下的平均再認率均顯著高于其他條件。管延華和遲毓凱(2006)以及吳慧芬和周愛保(2013)以大學生作為考察對象, 同樣發(fā)現(xiàn)了朋友參照效應。

心理學家主要從以下兩個方面對朋友參照效應作出解釋。第一, 文化對自我的影響。Markus和Kitayama (1991)在論述文化與自我的關系時提出獨立型自我和互依型自我的理論模型：西方文化注重個人價值, 強調(diào)個體差異, 這種自我屬于獨立型自我; 東方文化注重集體精神, 強調(diào)個體與周圍環(huán)境及人的相互依存, 并將與自己有關的重要他人(如, 母親、朋友)視為自我的一部分, 這種自我屬于互依型自我。第二, 社會對自我的影響。Clark和Mills (1979)提出的社會規(guī)范理論(communal norm theory)認為, 關系的類型在決定個體對他人利益得失關心程度中起著重要作用, 即個體在考慮利益得失時, 會將社會規(guī)范認為具有高親密度的關系類型(如父母與子女的關系)中的他人包括在自我概念中。Aron和 Aron (1997)提出的自我擴展模型(self-expansion model)也指出, 自我擴展是人類的核心動機之一。人們會通過擴展自我來獲得他人的資源、視角及身份認同, 即通過將他人包括進自我(實現(xiàn)方式為與他人建立親密關系)來增強他們實現(xiàn)目標的能力。他們會把他人看作是自我的一部分,這樣屬于他人的資源、視角及身份認同感就會被納入自我中。

過去的研究主要關注大學生的朋友參照效應,缺乏對老年人朋友參照效應的考察。然而, 朋友對老年人與青年人的意義存在差異。首先, 社會情緒選擇理論指出(Carstensen, 2006), 社會交往對于人的生存至關重要, 人對生存時間的知覺是充足還是有限的, 影響著人對社會交往目標的選擇與追求。老年人與青年人認知能力最明顯的差異體現(xiàn)在對未來時間的預期上, 青年人預期到未來時間很充裕,更愿意結識新朋友、擴大社會圈子, 以建立更廣的人際關系; 而老年人預期到未來時間有限, 這種預期引發(fā)了老年人對未來的擔憂, 進而導致焦慮情緒的產(chǎn)生, 為了緩解焦慮情緒, 老年人試圖找到更多的社會支持, 而朋友是社會支持中的重要來源。其次, 相對于青年人, 老年人的社會關系網(wǎng)絡較小,而更小的社會關系網(wǎng)絡造成老年人日常社交對象匱乏, 因而朋友對老年人變得更為重要(敖玲敏,呂厚超, 黃希庭, 2011; 劉曉燕, 陳國鵬, 2011)。再次, 由于工作壓力大、生活節(jié)奏快, 兒女能夠用于照顧老人的時間越來越少, 老年人因缺少人文關懷產(chǎn)生的孤獨感就無法從兒女那里得到緩解(Garatachea et al., 2009)。此時, 作為重要社會支持的朋友在緩解老年人孤獨感中就起到了舉足輕重的作用?？傊? 朋友對老年人與青年人的意義不同,這可能會影響到不同年齡組之間在朋友關系、朋友參照上表現(xiàn)不同, 也使得關于青年人朋友參照效應的研究結果不能被推廣到老年人群體中。

隨著老齡化進程的加快, 老年人在總人口中占據(jù)很大比重, 老年人群體成為值得關注的社會群體,老齡化又嚴重影響了老年人的社會活動與社會交往(郝秋奎, 董碧蓉, 2013)。因此, 我們有必要從心理學的角度考察老年人對朋友的理解以及對朋友的需求, 從而為老年人尋求更多的社會支持。

大量研究采用Rogers, Kuiper和Kirker (1977)創(chuàng)設的視覺呈現(xiàn)實驗任務的方式探討自我參照效應、朋友參照效應、母親參照效應以及戀人參照效應。這些參照效應的標準實驗范式要求被試完成自我參照(self reference)、他人參照(other-referential)、語義加工(semantic encoding)、語音加工(phonemic encoding)和結構加工(structural encoding)任務后對形容詞進行回憶。近年來, 不同的研究分別采用不同的方式來考察這些效應：周愛保等人(2012)要求被試跟隨主試朗讀實驗材料, 之后被試回憶朗讀過的內(nèi)容并在答題紙上寫出所回憶的內(nèi)容; 而在另外兩項研究中, 主試給被試展示刺激圖片, 之后要求被試口頭報告看到過的圖片內(nèi)容(Sui, Zhu, & Chiu,2007; 周愛保等, 2010)。本研究結合老年人的視聽特點通過聽覺呈現(xiàn)刺激材料、口頭報告完成實驗任務的方式, 以自由回憶率為因變量, 考察老年人的自我參照效應與朋友參照效應的特點。

城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展、教育水平及政策扶持上的差異使得城鄉(xiāng)老年人在經(jīng)濟狀況、社會地位、生理狀態(tài)及生活方式等方面存在顯著差異。城市老年人經(jīng)濟狀況好于農(nóng)村老年人, 其社會地位也高于農(nóng)村老年人的同時, 城市老年人也有其劣勢所在, 例如, 城市老年人較農(nóng)村老年人受教育程度狀況好, 這就造成城市老年人個體間文化水平差異較大, 其文化水平的高低直接影響老年人的心理期待和生活標準要求(胡宏偉, 串紅麗, 楊帆, 2011); 同時, 與農(nóng)村老年人相比, 城市老年人社會角色變化較大。農(nóng)村老年人的社會角色很少經(jīng)歷變化, 自始至終以家庭角色為主; 而城市老人退休后除了家庭角色沒有發(fā)生改變外, 其他社會角色都發(fā)生了巨大的改變, 從社會大舞臺轉移到家庭小舞臺, 這些會使城市老年人感到失落(肖霖, 王慶妍, 唐四元, 2013)。綜合上述因素, 與農(nóng)村老年人相比, 城市老年人有較高的心理期待, 較大的社會角色轉變, 社會交往范圍較大縮小。而朋友作為社會的縮影, 對朋友的認識、與朋友的關系在一定程度上體現(xiàn)了人與社會的關系。因此, 城市老年人對朋友的需求會高于農(nóng)村老年人(肖霖等, 2013)。故本研究將考察城鄉(xiāng)老年人朋友參照效應的特點是很有意義的。具體研究假設如下：一, 無論城市老年人還是農(nóng)村老年人都會表現(xiàn)出朋友參照效應; 二, 城市老年人的教育程度對朋友參照效應有顯著的影響, 即相對于教育程度較低的老年人, 教育程度較高的老年人的朋友參照效應較強。

2 實驗1：城鄉(xiāng)老年人的朋友參照效應

2.1 被試

農(nóng)村老年人與城市老年人兩組被試各 36名。農(nóng)村老年人平均年齡為66.58 ± 3.51歲, 城市老年人平均年齡為66.39 ± 3.82歲, 具體信息詳見表1。實驗前通過與每位老年人交流確認其均不存在聽力障礙。城市老年人入選標準：(1)蘭州市常住老年人(蘭州市戶籍居民) (付勤, 謝建平, 2010); (2)在蘭州市居住時間 > 20年。農(nóng)村老年人入選標準：農(nóng)村常住老年人(農(nóng)村戶籍居民)。對兩組老年人人口學資料的統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn), 城鄉(xiāng)老年人在年齡(

t

(70) =–0.23,

p

= 0.823)、年齡分布(χ(2) = 0.07,

p

= 0.968)、性別(χ(1) = 0.06,

p

= 0.812)、子女數(shù)量(χ(4) = 0.84,

p

= 0.934)上均沒有差異, 而在教育程度上有顯著差異(χ(4) = 33.48,

p

< 0.001), 具體表現(xiàn)為：城市老年人被試的教育程度普遍高于農(nóng)村老年人。

表1 實驗1被試人口學資料

2.2 實驗設計

采用3(參照條件：自我、朋友與一般他人)×2(地域：農(nóng)村與城市)混合設計, 參照條件為組內(nèi)變量,因變量為自由回憶率。朋友為健在的、要好的、最近未被查出有重大疾病的朋友(排除戀人關系), 一般他人選用魯迅。

2.3 材料

從劉源主編的《現(xiàn)代漢語常用詞詞頻詞典》中選取頻率為30以上的30個中性人格特質(zhì)形容詞作為實驗材料。30個形容詞按照相似度分成三組。正式實驗前邀請 30名老年人分別對三組形容詞在愉悅度、喚醒度和熟悉度3個維度上進行9點量表評分, 三組形容詞在愉悅度上差異不顯著(

p

= 0.196)(第一組

M

= 4.46,

SD

= 0.29; 第二組

M

= 4.44,

SD

=0.37; 第三組

M

= 4.33,

SD

= 0.22), 熟悉度上差異不顯著(

p

= 0.439) (第一組

M

= 7.41,

SD

= 0.23; 第二組

M

= 7.48,

SD

= 0.17; 第三組

M

= 7.46,

SD

=0.26), 喚醒度上差異不顯著(

p

= 0.404) (第一組

M

=2.64,

SD

= 0.13; 第二組

M

= 2.59,

SD

= 0.15; 第三組

M

= 2.63,

SD

= 0.12)。根據(jù)劉源(1990)的《現(xiàn)代漢語常用詞頻詞典》對三組詞頻進行統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn),詞頻上差異不顯著(

p

= 0.519) (第一組

M

= 176.20,

SD

= 134.56; 第二組

M

= 250.10,

SD

= 158.81; 第三組

M

= 235.80,

SD

= 159.20)。與先前研究(黃遠玲,2009; 賈竑曉等, 2009; 林超, 2010; 趙馨, 馬辛,賈竑曉, 朱虹, 卜力, 2009)使用的方法一致, 我們使用魯迅的名字作為他人參照條件中的一般他人。三組形容詞在被試間進行平衡, 保證形容詞與自己的名字、朋友的名字或魯迅的名字一起出現(xiàn)的幾率相等。

2.4 實驗程序

實驗分為學習階段、分心任務階段和測驗階段。

學習階段：采用聽覺呈現(xiàn)任務與口頭報告完成任務相結合的方式。實驗在非常安靜且舒適的環(huán)境下進行, 開始前告知被試, 不要緊張, 也不要有任何擔心。不告訴被試實驗目的, 要求認真聽主試的提問, 并根據(jù)自己的感覺判斷形容詞是否適合描述自己、被試最好的朋友或者魯迅。如, 自我參照加工：主試問：“張三(被試的名字)執(zhí)著嗎？”, 被試口頭報告：“張三執(zhí)著或張三不執(zhí)著?！? 朋友參照加工：主試問：“李四(朋友的名字)安靜嗎？”, 被試口頭報告：“李四安靜或李四不安靜?！? 他人參照加工：主試問：“魯迅大膽嗎？”, 被試口頭報告：“魯迅大膽或魯迅不大膽。”三種參照條件的問題隨機呈現(xiàn)。

分心任務階段：被試心算4道兩位數(shù)與一位數(shù)乘法的算術題, 時間大約3 min。

測試階段：指導語要求被試完全自由回憶在學習階段接觸過的形容詞。

2.5 結果與討論

2.5.1 形容詞與參照人物匹配率

為了分析形容詞與不同人物匹配率的差異, 我們對被試認為形容詞是否適合描述自己、朋友及魯迅的比率進行了分析(被試認為某個詞適合描述參照人物記為該詞與參照人物匹配, 反之則記為不匹配)。某種參照條件下的形容詞與參照人物匹配率 =該參照條件下適合描述參照人物的形容詞數(shù)/10。自我、朋友與魯迅三種參照條件下的形容詞與參照人物匹配率的平均數(shù)與標準差分別為：0.57 ± 0.13、0.55 ± 0.14、0.52 ± 0.13。對三種參照條件的形容詞與參照人物匹配率進行3(參照條件：自我、朋友與魯迅)的單因素方差分析。結果發(fā)現(xiàn), 參照條件不顯著,

F

(2, 130) = 1.51,

p

= 0.225, 表明詞—人匹配率沒有對自由回憶率產(chǎn)生影響。對形容詞與參照人物匹配率的分析在于檢驗詞—人匹配度的差異是否會對自由回憶結果產(chǎn)生影響。

表2 實驗1中城鄉(xiāng)老年人在不同參照條件下的自由回憶率與參照效應指標的平均值與標準差(M ± SD)

圖1 城鄉(xiāng)老年人自我與朋友參照效應指標

2.5.2 自由回憶率

對實驗數(shù)據(jù)進行3(參照條件：自我、朋友與一般他人)×2(地域：農(nóng)村與城市)的重復測量方差分析。描述結果如表2所示。

參照條件主效應顯著,

F

(2, 140) = 13.46,

p

<0.001, η= 0.16。進一步分析發(fā)現(xiàn), 自我參照條件下的自由回憶率(

M

= 0.35,

SD

= 0.18)與朋友參照條件下的自由回憶率(

M

= 0.36,

SD

= 0.17)均顯著高于魯迅參照條件下的自由回憶率(

M

= 0.27,

SD

=0.13),

ps

< 0.001; 自我參照條件與朋友參照條件下的自由回憶率差異不顯著,

p

= 1.00。地域主效應不顯著,

F

(1, 70) = 0.01,

p

= 0.975。參照條件與地域交互作用不顯著,

F

(2, 140) = 2.12,

p

= 0.124。為了進一步考察朋友參照效應與自我參照效應的差異, 我們計算出參照效應指標(朋友參照效應指標＝朋友相關項目自由回憶率－他人相關項目自由回憶率; 自我參照效應指標＝自我相關項目自由回憶率－他人相關項目自由回憶率), 并進行2(參照效應指標：自我與朋友)×2(地域：農(nóng)村與城市)的重復測量方差分析。自我參照效應指標與朋友參照效應指標的優(yōu)勢在于為自我參照效應與朋友參照效應確定了同一基線, 使兩者更具有可比性。描述結果如表2與圖1所示。通過數(shù)據(jù)分析可以發(fā)現(xiàn), 參照效應指標主效應不顯著,

F

(1, 70) =

p

= 0.798。參照效應指標與地域交互作用顯著,

F

(1,0.32,

p

= 0.573。地域主效應不顯著,

F

(1, 70) = 0.07,70) = 8.03,

p

= 0.006,

η

= 0.10。簡單效應分析發(fā)現(xiàn),城市老年人的朋友參照效應指標顯著高于自我參照效應指標,

p

= 0.019; 其他差異均不顯著。關于認知老化的記憶老化結構模型指出, 年齡會對記憶產(chǎn)生負影響(Zimprich & Kurtz, 2013)。為了排除城鄉(xiāng)老年人認知老化程度對實驗結果的影響, 對城鄉(xiāng)老年人一般他人自由回憶率進行獨立樣本

t

檢驗, 結果發(fā)現(xiàn), 城市老年人與農(nóng)村老年人的一般他人自由回憶率差異不顯著,

t

(70) = –0.27,

p

=0.790 (描述結果見表2)。

實驗結果表明, 城市老年人與農(nóng)村老年人都表現(xiàn)出朋友參照效應, 并且城鄉(xiāng)老年人認知老化程度不存在顯著差異。最重要的是, 與農(nóng)村老年人不同,城市老年人不僅表現(xiàn)出朋友參照效應, 而且朋友參照效應指標要高于自我參照效應指標。由被試信息可知, 本研究中城鄉(xiāng)老年人的差異主要體現(xiàn)在受教育程度上, 具體表現(xiàn)為城市老年人被試的受教育程度普遍高于農(nóng)村老年人, 那么城市老年人與農(nóng)村老年人朋友參照效應的差異是否是由受教育程度的差異引起的？如果受教育程度是影響朋友參照效應的主要原因, 那么朋友參照效應在城市高學歷老年人與低學歷老年人之間是否也應該表現(xiàn)出城鄉(xiāng)老年人之間的差異？以往研究表明(苗治文, 秦椿林, 2006; 蘇莉, 韋波, 凌小鳳, 唐崢華, 2009), 在老年人社會關系構成、工作性質(zhì)、經(jīng)濟收入以及人際交往中, 受教育程度是一個重要的決定因素。另有研究(Diehl & Hay, 2010; Fillenbaum, 2013; Miller,2009; Tuckman & Harper, 2012)指出, 自我概念與受教育程度呈正相關, 受教育程度越高, 自我概念發(fā)展水平越高, 受教育水平將進一步影響自我參照效應。其中, Diehl和Hay (2010)發(fā)現(xiàn)高中或大學以上文化程度的個體自我概念顯著高于初中及小學文化程度的個體自我概念。另外, 根據(jù)發(fā)展心理學的研究, 高中時期是個體自我意識發(fā)展的突變時期,因此, 實驗 2以高中作為分界點, 將教育程度較高定義為高中及高中以上文化程度; 將教育程度較低定義為初中及小學文化程度。因此, 我們設計實驗2, 考察城市教育程度較高與教育程度較低的朋友參照效應是否也存在差異。我們預測相對于城市教育程度較低的老年人, 城市教育程度較高的老年人的朋友參照效應指標要高于自我參照效應指標, 即城市教育程度較高的老年人朋友參照效應較強。

表3 實驗2被試人口學資料

表4 實驗2中高低學歷老年人在不同參照條件下的自由回憶率與參照效應指標的平均值與標準差(M ± SD)

3 實驗2：教育程度對城市老年人朋友參照效應的影響

3.1 被試

城市教育程度較高與教育程度較低的老年人兩組被試各 36名。城市教育程度較高的老年人平均年齡為65.33 ± 3.16歲; 城市教育程度較低的老年人平均年齡為64.92 ± 3.05歲, 具體信息詳見表3。實驗前通過與每位老年人交流確認其均不存在聽力障礙。城市老年人入選標準同實驗1。對兩組老年人人口學資料的統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn), 城市教育程度較高與較低的老年人在年齡(

t

(70) = 0.57,

p

=0.571)、性別(χ(1) = 0.23,

p

= 0.629)、子女數(shù)量(χ(3) =3.05,

p

= 0.384)、年齡分布上(χ(2) = 0.06,

p

= 0.970)上均沒有差異。

3.2 實驗設計

采用3(參照條件：自我、朋友與一般他人)×2(教育程度：較高與較低)混合設計, 參照條件為組內(nèi)變量, 因變量為自由回憶率。朋友為健在的、要好的、最近未被查出有重大疾病的朋友(排除戀人關系),一般他人選用魯迅。

3.3 材料

同實驗1。

3.4 實驗程序

同實驗1。

3.5 結果與討論

3.5.1 形容詞與參照人物匹配率

自我、朋友與魯迅三種參照條件下的形容詞與參照人物匹配率的平均數(shù)與標準差分別為：0.53 ±0.15、0.52 ± 0.18、0.53 ± 0.16。對三種參照條件的形容詞與參照人物匹配率進行3(參照條件：自我、朋友與魯迅)的單因素方差分析。結果發(fā)現(xiàn), 參照條件不顯著,

F

(2, 130) = 0.12,

p

= 0.889, 表明詞—人匹配率沒有對自由回憶率產(chǎn)生影響。

3.5.2 自由回憶率

對實驗數(shù)據(jù)進行3(參照條件：自我、朋友與魯迅)×2(教育程度：較高與較低)的重復測量方差分析。描述結果如表4所示。

通過數(shù)據(jù)分析可以發(fā)現(xiàn), 參照條件主效應顯著,

F

(2, 140) = 10.65,

p

< 0.001, η= 0.13。進一步分析發(fā)現(xiàn), 自我參照條件下的自由回憶率(

M

= 0.34,

SD

=0.18)顯著高于魯迅參照條件下的自由回憶率(

M

=0.26,

SD

= 0.15),

p

= 0.004; 朋友參照條件下的自由回憶率(

M

= 0.36,

SD

= 0.16)顯著高于魯迅參照條件下的自由回憶率,

p

= 0.001; 自我參照條件與朋友參照條件下的自由回憶率差異不顯著,

p

= 1.000。教育程度主效應不顯著,

F

(1, 70) = 0.41,

p

= 0.526。參照條件與教育程度交互作用不顯著,

F

(2, 140) =1.81,

p

= 0.163。對參照效應指標進行2(參照效應指標：自我與朋友)×2(教育程度：較高與較低)的重復測量方差分析。描述結果如表4與圖2所示。參照效應指標主效應不顯著,

F

(1, 70) = 0.48,

p

= 0.489, η= 0.01。教育程度主效應不顯著,

F

(1, 70) = 0.01,

p

= 0.956。參照效應指標與教育程度交互作用顯著,

F

(1, 70) =7.72,

p

= 0.007, η= 0.10。簡單效應分析發(fā)現(xiàn), 城市教育程度較高的老年人朋友參照效應指標顯著高于自我參照效應指標,

p

= 0.017; 其他差異均不顯著。為了排除城市教育程度較高與較低的老年人認知老化程度對實驗結果的影響, 對兩組老年人的一般他人自由回憶率進行獨立樣本

t

檢驗, 結果發(fā)現(xiàn), 城市教育程度較高的老年人與城市教育程度較低的老年人一般他人回憶率差異不顯著,

t

(70) =0.56,

p

= 0.576 (描述見表 4)。為了排除社會環(huán)境對實驗結果的影響, 將教育程度作為控制變量, 對實驗1中農(nóng)村教育程度較低的老年人(

N

= 28)與城市教育程度較低的老年人(

N

=36)的數(shù)據(jù)進行了 3(參照條件：自我、朋友與一般他人)×2(組別：城市教育程度較低的老年人與農(nóng)村教育程度較低的老年人)的重復測量方差分析。結果發(fā)現(xiàn), 參照條件主效應顯著,

F

(2, 124) = 10.87,

p

<0.001, η= 0.15。進一步分析發(fā)現(xiàn), 自我參照條件下的自由回憶率(

M

= 0.36,

SD

= 0.02)顯著高于魯迅參照條件下的自由回憶率(

M

= 0.26,

SD

= 0.01),

p

<0.001; 朋友參照條件下的自由回憶率(

M

= 0.33,

SD

=0.02)顯著高于魯迅參照條件下的自由回憶率,

p

=0.024; 自我參照條件與朋友參照條件下的自由回憶率差異不顯著,

p

= 0.100。組別主效應不顯著,

F

(1,62) = 0.11,

p

= 0.746。參照條件與組別交互作用不顯著,

F

(2, 124) = 0.05,

p

= 0.953。對參照效應指標進行2(參照效應指標：自我與朋友)×2(組別：城市教育程度較低的老年人與農(nóng)村教育程度較低的老年人)的重復測量方差分析。結果發(fā)現(xiàn), 參照條效應指標顯著,

F

(1, 62) = 4.73,

p

= 0.033, η= 0.07。進一步分析發(fā)現(xiàn), 自我參照效應指標(

M

= 0.11,

SD

=0.02)顯著高于朋友參照效應指標(

M

= 0.07,

SD

=0.02)。組別主效應不顯著,

F

(1, 62) = 0.06,

p

=0.804。參照條件與組別交互作用不顯著,

F

(1, 62) =0.01,

p

= 0.940。這說明城市教育程度較低的老年人與農(nóng)村教育程度較低的老年人無論在自我、朋友還是在他人參照條件下都不存在顯著差異, 并且兩者在自我參照效應指標及朋友參照效應指標上也不存在顯著差異, 上述結果進一步說明, 社會環(huán)境(城市、農(nóng)村)沒有對受教育程度較低的老年人的參照效應產(chǎn)生影響, 因此可以排除社會環(huán)境差異對實驗結果造成的混淆。

實驗結果表明, 無論高學歷還是低學歷的城市老年人都表現(xiàn)出朋友參照效應, 并且城市高、低學歷老年人認知老化程度不存在顯著差異。相對于城市低學歷老年人, 城市高學歷老年人的朋友參照效應指標高于自我參照效應指標。

圖2 城市教育程度較高與教育程度較低的老年人自我與朋友參照效應指標

4 總討論

本研究第一次考察了老年人的朋友參照加工,并發(fā)現(xiàn)無論城市老年人還是農(nóng)村老年人都表現(xiàn)出了朋友參照效應。除了這個有意義的結果外, 值得我們深思的還有另外一點發(fā)現(xiàn)：相對于農(nóng)村老年人(實驗 1)與城市教育程度較低的老年人(實驗 2), 城市教育程度較高的老年人的朋友參照效應指標高于自我參照效應指標。下面我們分別針對這兩個結果進行討論。

與先前以大學生為被試的研究一致(費孝通,劉豪興, 1985; 楊國樞, 林以正, 2002; 管延華, 遲毓凱, 2006; 吳慧芬, 周愛保, 2013), 本研究發(fā)現(xiàn),城鄉(xiāng)老年人均表現(xiàn)出朋友參照效應。由此可知, 朋友在中國老年人心中的位置是非常重要的, 已成為自我的一部分。而且, 老年人在認知衰退的前提下,依然同年輕人一樣表現(xiàn)出朋友參照效應, 說明老年人的認知衰退對自我與朋友的認知影響相同, 并沒有單獨對朋友的認知產(chǎn)生影響。這個發(fā)現(xiàn)符合Markus和 Kitayama (1991)提出的獨立型自我和互依型自我的理論模型, 即中國人屬于互依型自我,會將親密他人(諸如朋友)歸為自我的一部分。與以東方被試為研究對象的朋友參照研究結果不同, 關于西方人朋友參照效應的研究(Keenan & Baillet,1980)發(fā)現(xiàn), 相對于其他條件(母親參照、熟悉人參照及明星參照), 朋友參照條件下與自我參照條件下的再認成績盡管差異最小, 但仍然存在差異, 表明西方人沒有表現(xiàn)出顯著的朋友參照效應, 也證實了文化對自我具有重要影響(Markus & Kitayama,1991)。另外有一項跨文化研究(Wager & Cohen,2003), 其被試出生地為加拿大, 卻在東方文化背景下生活了7年以上, 由于受到集體主義文化的影響, 再認結果表現(xiàn)出了顯著的朋友參照效應, 表明自我結構對個體來講也不是一成不變的。這對于自我結構的形成與變化具有重要的啟發(fā)意義。

我們還發(fā)現(xiàn), 相對于農(nóng)村與城市教育程度較低的老年人, 城市教育程度較高的老年人的朋友參照指標顯著高于自我參照指標, 這說明健在的、要好的朋友對教育程度較高的老年人來說是十分重要的。孤獨感或許可以解釋這個效應。一方面, 雖然教育程度較高的老年人的心理健康狀況的變化較不明顯(陳天勇, 李德明, 李貴蕓, 2003)。但另一方面, 張瑞芹和肖健(2007)發(fā)現(xiàn)教育程度較高的老年人對自我健康狀況、經(jīng)濟、智力以及社會文化的要求卻顯著增高, 且高于教育程度較低的老年人。心理健康狀況的較小變化與心理需求的強烈增長, 會使他們產(chǎn)生強烈的孤獨感(Hazer & Boylu, 2010)。尤其是當現(xiàn)實不能滿足需求時, 他們就會更加孤獨。大多數(shù)教育程度較高的老年人通常屬于離退休老干部, 當離開工作崗位后, 盡管物質(zhì)條件優(yōu)越,但人際交往范圍縮小, 身份下降, 這種沖突使他們?nèi)菀桩a(chǎn)生失落感, 進而加劇孤獨的感受(張騰霄,王一牛, 陳天勇, 韓布新, 2013)。而對于大多數(shù)教育程度較低的老年人很少存在這種情況, 他們的工作一般不穩(wěn)定, 有的可能沒有工作, 隨著年齡的增長這種角色變化不是很明顯, 因而心理波動相對較小(肖霖等, 2013)。綜上, 教育程度較高的老年人社會角色的劇烈變化使其產(chǎn)生較強的孤獨感, 這種孤獨感又迫使他們產(chǎn)生了更強的人際交往的愿望, 使得朋友在教育程度較高的老年人日常生活中的地位提高, 因而表現(xiàn)出朋友參照效應指標高于自我參照效應指標。

這項研究尚有以下不足之處, 未來的研究應針對這些問題來進行實驗設計。第一, 研究中男性較多, 所以沒有考察性別差異, 未來研究可以考察老年人朋友參照效應中的性別差異。第二, 胡宏偉等人(2011)指出, 老年人心理孤獨感的強弱還受其家庭特征(婚姻狀況、家庭關系、養(yǎng)老模式等)的顯著影響。因此未來研究有必要考察家庭特征是否影響老年人的朋友參照效應。第三, 農(nóng)村的社會關系,特別是在南方地區(qū), 多建立在宗族的基礎之上, 本研究選用的被試均為北方人, 未來研究可以考察南方被試的朋友參照效應以及宗族關系是否會影響朋友參照效應。第四, 外傾個體好交際, 朋友個數(shù)有可能比內(nèi)傾個體多; 內(nèi)傾個體好靜, 不善交際。內(nèi)外傾可能會進一步影響自我參照及朋友參照, 因為未來研究可以進一步考察這一因素對老年人朋友參照效應的影響。最后, 需要指出的是, 實驗 2在考察教育程度對朋友參照的影響時, 考慮到農(nóng)村老年人中高學歷被試的比例非常少, 因此僅選取城市高學歷和低學歷老年人作為研究對象。

5 結論

我們的研究發(fā)現(xiàn)：(1)城鄉(xiāng)老年人均表現(xiàn)出朋友參照效應; (2)與農(nóng)村老年人相比, 城市老年人的朋友參照效應指標高于自我參照效應指標; 與城市教育程度較低的老年人相比, 城市教育程度較高的老年人的朋友參照效應指標高于自我參照效應指標。

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