過(guò)度“分享”負(fù)性事件與性別、心理健康和關(guān)系質(zhì)量：對(duì)共同反芻的元分析*

賴(lài)麗足 任志洪,2,3 陶 嶸

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過(guò)度“分享”負(fù)性事件與性別、心理健康和關(guān)系質(zhì)量：對(duì)共同反芻的元分析*

賴(lài)麗足1任志洪1,2,3陶 嶸1

(1青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 華中師范大學(xué)心理學(xué)院, 湖北省人的發(fā)展與心理健康重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 武漢 430079) (2福州大學(xué)人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院, 福州 350108) (3Department of Counseling Psychology, University of Wisconsin-Madison, Wisconsin 53704, USA)

共同反芻是二元關(guān)系中的新概念, 指兩個(gè)人過(guò)度討論負(fù)性事件, 關(guān)注消極情緒。共同反芻是否具有性別差異, 對(duì)心理健康的影響是否具有兩面性是目前研究熱點(diǎn)。本研究對(duì)共同反芻的性別差異, 與內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行元分析, 結(jié)果顯示：(1)共同反芻的性別差異顯著, 女性相對(duì)于男性更加容易發(fā)生共同反芻(= 0.57,< 0.001); 青少年時(shí)期性別分化最明顯(青少年= 0.75,成年人= 0.32,< 0.001), 而且共同反芻的對(duì)象不同, 性別差異大小也不同。(2)共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題呈顯著弱相關(guān)(= 0.15,< 0.001), 控制反芻后合并相關(guān)系數(shù)為= 0.08 (< 0.001), 研究設(shè)計(jì)(橫斷/縱向)、年齡、共同反芻對(duì)象不是顯著的調(diào)節(jié)變量。(3)共同反芻與關(guān)系質(zhì)量具有中等強(qiáng)度的相關(guān)(= 0.42,< 0.001)。未來(lái)應(yīng)進(jìn)行更多的縱向研究和實(shí)驗(yàn)探索共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量的因果關(guān)系及其機(jī)制, 并且開(kāi)發(fā)更多形式的測(cè)量工具。

元分析; 共同反芻; 性別差異; 內(nèi)化問(wèn)題; 關(guān)系質(zhì)量

1 引言

傳統(tǒng)觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為傾訴和問(wèn)題討論可以減輕壓力, 緩解抑郁、焦慮等不良情緒。和他人分享負(fù)性遭遇或者消極情緒并得到對(duì)方積極回應(yīng)的過(guò)程中, 個(gè)體的情緒得到宣泄并體驗(yàn)到社會(huì)支持(Sarason & Sarason, 1985)。然而有時(shí)候問(wèn)題分享和討論并非都是建設(shè)性的, 當(dāng)個(gè)體反復(fù)和他人探討自己的壓力或者問(wèn)題時(shí), 如果雙方都固著于問(wèn)題和情緒本身而不是問(wèn)題解決, 反而會(huì)強(qiáng)化負(fù)性體驗(yàn)(Waller, Silk, Stone, & Dahl, 2014)。這種發(fā)生在二元關(guān)系中的不良社會(huì)支持過(guò)程稱(chēng)為共同反芻(Co-Rumination) (Davidson et al., 2014)。以體形討論為例, 女性反復(fù)同好朋友分享自己對(duì)自身外貌、體重的負(fù)面認(rèn)知和消極情緒, 對(duì)方也積極參與討論, 最終雙方都聚精會(huì)神地沉浸在消極體驗(yàn)中, 從而引起更多的抑郁和焦慮情緒, 不過(guò)同時(shí)也會(huì)使得雙方關(guān)系更加親密(Rudiger & Winstead, 2013)。

作為一種常見(jiàn)的人際溝通模式, 共同反芻不局限于個(gè)體內(nèi)部的心理特點(diǎn), 而聚焦在具體的互動(dòng)模式與其帶來(lái)的心理變化, 是21世紀(jì)初才被正式提出和研究的概念(Rose, 2002)。該領(lǐng)域有不少令人感興趣的主題, 比如共同反芻只發(fā)生在女性身上嗎？不同的研究結(jié)果顯示共同反芻的性別差異大小不一, 并且不是恒定不變的, 其性別差異的整體效應(yīng)以及影響因素有待進(jìn)一步考察。此外, 共同反芻對(duì)個(gè)體有什么影響呢？有研究者提出共同反芻對(duì)個(gè)體心理健康的影響不是一維的, 而是既有正面作用也有負(fù)面效果, 是一種心理調(diào)節(jié)的權(quán)衡變量(Adjustment Trade-off)。該觀(guān)點(diǎn)來(lái)源于經(jīng)濟(jì)學(xué)的權(quán)衡理論(Trade-off Theory), 認(rèn)為負(fù)債企業(yè)既有好處(例如抵減公司所得稅), 也有缺點(diǎn)(例如陷入財(cái)務(wù)困境), 在某個(gè)平衡點(diǎn)上達(dá)到最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)(Ju, Parrino, Poteshman, & Weisbach, 2005)。而共同反芻一方面強(qiáng)化負(fù)性體驗(yàn), 提高抑郁、焦慮風(fēng)險(xiǎn), 另一方面又被認(rèn)為有利于提高人際關(guān)系的質(zhì)量, 反過(guò)來(lái)提供社會(huì)支持, 緩和不良情緒(吳寧, 蔣京川, 2011)。已有的實(shí)證研究在共同反芻的性別差異和權(quán)衡結(jié)果上做了較多的調(diào)查, 不過(guò)并沒(méi)有得到完全一致的結(jié)論, 而且尚未有較為完備的綜述, 因此本研究先梳理共同反芻的相關(guān)研究, 進(jìn)而采用元分析回答其中的一些關(guān)鍵問(wèn)題。

1.1 共同反芻與反芻、自我暴露

共同反芻是基于反芻和自我暴露提出的新概念, 有必要厘清三者的不同。反芻(rumination)又稱(chēng)為沉思, 最早來(lái)源于反應(yīng)風(fēng)格理論(Response style theory, RST), 指的是個(gè)體反復(fù)關(guān)注抑郁的事實(shí)、原因、癥狀、含義及結(jié)果(Nolen-Hoeksema, Morrow, & Fredrickson, 1993)。如果將這一思維過(guò)程轉(zhuǎn)移到二元關(guān)系的談話(huà)中則成為“口頭上的反芻” (verbal rumination), 即共同反芻(Afifi, Afifi, Merrill, Denes, & Davis, 2013)。自我暴露發(fā)生在人際交往情境中, 是個(gè)體對(duì)他人表露私人信息的過(guò)程(Collins & Miller, 1994)。共同反芻發(fā)生時(shí)談話(huà)者一方或者雙方重復(fù)暴露個(gè)人遭遇和消極情緒, 是極端化的自我暴露, 核心在于完全關(guān)注消極情緒?？偟膩?lái)說(shuō), 共同反芻是社交性質(zhì)的(不同于反芻)、適應(yīng)不良的(不同于自我暴露)的心理變量, 具有4個(gè)特點(diǎn)：(1)頻繁討論問(wèn)題; (2)重復(fù)討論同一事件; (3)相互鼓勵(lì)促進(jìn)問(wèn)題討論; (4)關(guān)注消極情緒(Rose, 2002)。

實(shí)證研究結(jié)果也表明共同反芻和反芻、自我暴露高相關(guān), 但并不是同一變量。Rose (2002)調(diào)查了608名兒童及青少年的共同反芻、自我暴露和反芻得分, 發(fā)現(xiàn)共同反芻和自我暴露、反芻高相關(guān), 但是共同反芻和反芻對(duì)內(nèi)化問(wèn)題的預(yù)測(cè)力不同(共同反芻= ?0.09,反芻= ?0.63), 共同反芻和自我暴露對(duì)友誼質(zhì)量的預(yù)測(cè)力不同(共同反芻= 0.11,自我暴露= 0.51)。在一項(xiàng)縱向研究中, 控制了基線(xiàn)反芻, 發(fā)現(xiàn)共同反芻仍能預(yù)測(cè)內(nèi)化問(wèn)題, 具有獨(dú)特效應(yīng)(Stone, Hankin, Gibb, & Abela, 2011)。這些研究通過(guò)探究共同反芻、反芻、自我暴露與其他變量的關(guān)系模式差異, 從而確定共同反芻這一概念的獨(dú)特性。此外, Calmes和Roberts (2008)對(duì)共同反芻問(wèn)卷(Co-Rumination Questionaire, CRQ)和反芻測(cè)量問(wèn)卷(Ruminative Response Scale, RRS)做了驗(yàn)證性因素分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)相對(duì)于將共同反芻和反芻限制等同的模型, 將共同反芻和反芻作為自由估計(jì)的兩個(gè)潛變量的模型擬合度更優(yōu), 說(shuō)明從測(cè)量結(jié)構(gòu)上反芻和共同反芻的不同。

1.2 共同反芻的性別差異

女性比男性更容易發(fā)生共同反芻行為嗎？有一定數(shù)量的研究對(duì)共同反芻的性別差異進(jìn)行了檢驗(yàn), 并且多數(shù)研究結(jié)果呈現(xiàn)性別差異顯著(Chow, Homa, & Amersdorfer, 2017; Murdock, Gorman, & Robbins, 2015)。不過(guò)并非所有結(jié)果都是一致的。Whitton和Kuryluk (2013)調(diào)查了484名剛成年大學(xué)生(男生126名, 女生358名), 經(jīng)檢驗(yàn), 共同反芻的性別差異不顯著。一項(xiàng)針對(duì)大學(xué)生的調(diào)查只發(fā)現(xiàn)同性朋友間的共同反芻存在性別差異, 沒(méi)有發(fā)現(xiàn)和室友、戀人、父母的共同反芻存在性別差異。面對(duì)不一致的研究, 我們感興趣的是共同反芻的性別差異整體效應(yīng)量是多少, 更重要的是受到哪些因素影響。

從發(fā)展的角度來(lái)看, 共同反芻的性別差異和年齡有關(guān)。根據(jù)性別強(qiáng)化理論(Gender Intensification Theory), 青春期的生理變化會(huì)促進(jìn)性別角色的確定, 和性別有關(guān)的行為分化形成, 其中就包括了同伴交往(Priess, Lindberg, & Hyde, 2009)。青少年中女生更可能發(fā)展二元親密關(guān)系, 男生則主要在團(tuán)體中活動(dòng)。Rose, Carlson和Waller (2007)發(fā)現(xiàn)年齡和性別的交互作用對(duì)青少年的共同反芻影響顯著, 但是在大學(xué)生群體中二者的交互作用不顯著, 說(shuō)明年齡可能影響共同反芻的性別差異大小。

除了年齡, 共同反芻的性別差異大小可能也會(huì)隨著對(duì)象的不同而發(fā)生改變。盡管共同反芻問(wèn)卷最早是用于青少年, 并且測(cè)量的是同性朋友, 但是共同反芻不僅僅發(fā)生在同性朋友之間, 可能也存在于夫妻、異性朋友、戀人等其他親密關(guān)系中(Horn & Maercker, 2016)。那么不同關(guān)系中的共同反芻是否都具有性別差異呢？Barstead, Bouchard和Shih (2013)就發(fā)現(xiàn)在沒(méi)有限定對(duì)象的時(shí)候, 大學(xué)生的共同反芻水平是沒(méi)有性別差異的, 但是如果限定為同性朋友, 性別差異就顯著。這就意味著對(duì)于不同的對(duì)象, 男性和女性是否會(huì)發(fā)生共同反芻以及發(fā)生共同反芻的程度可能是不一樣的?？偟膩?lái)說(shuō), 共同反芻的性別差異大小, 以及影響性別差異的影響因素需要進(jìn)一步進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.3 共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題

共同反芻會(huì)損害心理健康嗎？有研究者認(rèn)為共同反芻是一種不良的心理調(diào)整策略, 個(gè)體在重復(fù)分享消極事件或者消極情感時(shí)并不能有效減輕負(fù)性體驗(yàn), 反而會(huì)導(dǎo)致內(nèi)化問(wèn)題 (Landphair & Preddy, 2012)。內(nèi)化問(wèn)題包含各種焦慮、抑郁或者軀體化癥狀, 多用于描述整體心理健康情況(Graber & Sontag, 2004)。Starr和Davila (2009)同時(shí)測(cè)量了321名青少年的共同反芻、抑郁和焦慮, 發(fā)現(xiàn)共同反芻顯著預(yù)測(cè)了抑郁(= 0.13,< 0.01)和焦慮(= 0.11,< 0.01)。一些在大學(xué)生、父母和青少年群體的橫斷測(cè)量也顯示共同反芻和內(nèi)化問(wèn)題顯著相關(guān)(Grimbos, Granic, & Pepler, 2013)。盡管如此, 橫斷研究對(duì)變量關(guān)系的解釋存在局限, 因此有研究者縱向考察了共同反芻和抑郁、焦慮等內(nèi)化問(wèn)題的關(guān)系。Hankin, Stone和Ann Wright (2010)對(duì)350名青少年進(jìn)行了為期4個(gè)月的追蹤調(diào)查, 收集了4波數(shù)據(jù), 統(tǒng)計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)基線(xiàn)共同反芻可以預(yù)測(cè)內(nèi)化問(wèn)題。還有一項(xiàng)為期2年的縱向研究也表明共同反芻可以預(yù)測(cè)個(gè)體抑郁(Stone et al., 2011)。這些證據(jù)均指向支持共同反芻會(huì)損害心理健康。

盡管如此, 不少研究仍提出了疑問(wèn)——共同反芻對(duì)心理健康的作用是獨(dú)特效應(yīng)嗎？雖然反芻和共同反芻在概念和測(cè)量結(jié)構(gòu)上不同, 但是反芻被認(rèn)為在共同反芻影響心理健康中充當(dāng)了重要的角色。共同反芻可能會(huì)通過(guò)反復(fù)的討論促進(jìn)個(gè)體更加關(guān)注自身問(wèn)題的原因、可能產(chǎn)生的結(jié)果。已有證據(jù)表明反芻和抑郁相關(guān), 共同反芻和反芻有中等至高的相關(guān)(Olatunji, Naragon-Gainey, & Wolitzky-Taylor, 2013)。Stone和Gibb (2015)收集了201名高一新生的共同反芻、反芻和抑郁數(shù)據(jù), 所有數(shù)據(jù)都在兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)進(jìn)行測(cè)量(基線(xiàn)和6個(gè)月后), 統(tǒng)計(jì)模型顯示基線(xiàn)的共同反芻通過(guò)反芻預(yù)測(cè)抑郁癥狀的中介路徑顯著, 而直接效應(yīng)不顯著。盡管反芻的作用角色尚未明晰, 控制反芻, 厘清共同反芻對(duì)心理問(wèn)題的獨(dú)特效應(yīng)具有重要意義。

另外, 雖然大部分研究者認(rèn)為共同反芻和內(nèi)化問(wèn)題存在負(fù)相關(guān), 但是并非所有的研究結(jié)果都是一致的。有的研究并未在戀人、親子、室友之間的共同反芻中發(fā)現(xiàn)與內(nèi)化問(wèn)題的相關(guān)(Calmes & Roberts, 2008)。有的只在青少年群體中發(fā)現(xiàn)二者的相關(guān)(Barstead et al., 2013)。另外, 橫斷研究和縱向研究對(duì)相關(guān)結(jié)果的解釋力不同, 因此本研究在考察共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題的整體相關(guān)效應(yīng)量的同時(shí), 也將共同反芻對(duì)象、年齡、研究設(shè)計(jì)(橫斷/縱向)作為調(diào)節(jié)變量進(jìn)一步分析共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題相關(guān)大小的影響因素。

1.4 共同反芻與關(guān)系質(zhì)量

盡管共同反芻可能會(huì)導(dǎo)致內(nèi)化問(wèn)題, 卻不是“一無(wú)所用”, 它有助于關(guān)系質(zhì)量的提升。關(guān)系質(zhì)量指的是人際滿(mǎn)意度、親密度、信任度和忠誠(chéng)度(Whitton, Rhoades, & Whisman, 2014)。從自我暴露的角度不難理解共同反芻對(duì)關(guān)系的“鞏固”作用。個(gè)體更愿意對(duì)喜歡的人自我暴露, 同時(shí)自我暴露會(huì)提高傾聽(tīng)者對(duì)自我暴露者的喜愛(ài)程度, 通常高自我暴露水平和高友誼質(zhì)量相關(guān)(Sprecher, Treger, & Wondra, 2013)。而共同反芻實(shí)質(zhì)上也包含了自我暴露, 比如分享負(fù)性遭遇的過(guò)程。對(duì)共同反芻測(cè)量問(wèn)卷進(jìn)行探索性因子分析發(fā)現(xiàn)共同反芻包含“理解”、“頻率”、“詳細(xì)信息”三個(gè)因子, 處于共同反芻中的個(gè)體容易感受到被理解從而加深雙邊關(guān)系(Dam, Roelofs, & Muris, 2014)。Rose, Schwartz-Mette, Glick, Smith和Luebbe (2014)采用觀(guān)察法對(duì)314名青少年及其朋友的問(wèn)題交談過(guò)程進(jìn)行編碼, 發(fā)現(xiàn)過(guò)度討論問(wèn)題、反復(fù)分享問(wèn)題、對(duì)問(wèn)題進(jìn)行推斷、相互鼓勵(lì)促進(jìn)問(wèn)題討論四個(gè)特點(diǎn)和被試的關(guān)系質(zhì)量正相關(guān)。這些研究從更具體的成分分析解釋了共同反芻促進(jìn)關(guān)系質(zhì)量可能的機(jī)制。

雖然多數(shù)調(diào)查顯示共同反芻與關(guān)系質(zhì)量存在正相關(guān)(Rose et al., 2014; Waller & Rose, 2010), 但關(guān)于相關(guān)程度大小的結(jié)果并不一致。一項(xiàng)針對(duì)大一新生與室友的關(guān)系質(zhì)量和共同反芻的相關(guān)達(dá)到0.8, 而Guassi Moreira, Miernicki和Telzer (2016)主持的另一項(xiàng)大一新生的橫斷調(diào)查中顯示二者的相關(guān)只有0.19。因此, 有必要采用量化研究方法整合相關(guān)結(jié)果分析合并相關(guān)系數(shù)。

綜上, 本研究就共同反芻的主要研究問(wèn)題進(jìn)行元分析, 擬解決(1)共同反芻的性別差異大小, 以及性別差異大小是否受年齡、共同反芻對(duì)象影響; (2)共同反芻是否符合權(quán)衡理論, 即共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量的合并相關(guān)系數(shù)大小以及調(diào)節(jié)變量; (3)在文獻(xiàn)數(shù)量允許的條件下, 控制反芻或自我暴露, 分析共同反芻對(duì)內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量的偏相關(guān)大小。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)檢索

檢索數(shù)據(jù)庫(kù)包括中文數(shù)據(jù)庫(kù)(維普、萬(wàn)方、中國(guó)知網(wǎng))和英文數(shù)據(jù)庫(kù)(Web of Science, PsycNET, Proquest)。使用關(guān)鍵詞為共同反芻, co-rumination和抑郁, 焦慮, 友誼質(zhì)量, 關(guān)系質(zhì)量, depressi*, anxi*, friendship quality, relationship quality兩兩進(jìn)行組合。為避免遺漏文獻(xiàn), 對(duì)該領(lǐng)域研究較為活躍的作者也進(jìn)行了手動(dòng)檢索(Lipsey & Wilson, 2001)。檢索時(shí)間截止至2017年2月。

2.2 文獻(xiàn)納入與排除

文獻(xiàn)納入排除標(biāo)準(zhǔn)如下：

(1)納入實(shí)證研究, 排除非實(shí)證研究, 例如綜述和元分析。

(2)納入研究至少包含其中以下一種分析：a.檢驗(yàn)共同反芻的性別差異; b.研究共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題的關(guān)系。排除兩類(lèi)分析都不包含的研究。

(3)由于本研究關(guān)注的是共同反芻與抑郁、焦慮等心理健康問(wèn)題的相關(guān), 在青少年群體中研究者常常直接測(cè)量?jī)?nèi)化問(wèn)題(Murdock et al., 2015), 而內(nèi)化問(wèn)題本身就包括了抑郁、焦慮等(Graber, 2004), 因此直接測(cè)量?jī)?nèi)化問(wèn)題或者只測(cè)量焦慮、抑郁、軀體化癥狀之一的文獻(xiàn)都納入進(jìn)行元分析。

(4)至少具有一種可用于計(jì)算整體效果量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。對(duì)于檢驗(yàn)共同反芻的性別差異的研究可用的統(tǒng)計(jì)結(jié)果包括：a.男女兩組的樣本量, 共同反芻的均值和標(biāo)準(zhǔn)差; b.獨(dú)立樣本檢驗(yàn)的的值和樣本量或者值和值。對(duì)于研究共同反芻與抑郁、焦慮或內(nèi)化問(wèn)題的關(guān)系研究要求文獻(xiàn)呈現(xiàn)樣本量、相關(guān)系數(shù)或者相關(guān)系數(shù)的值。

(5)排除回歸分析、結(jié)構(gòu)方程模型或者其他路徑分析得到的數(shù)據(jù)。

(6)同一份數(shù)據(jù)發(fā)表多次的研究只納入其中一篇研究, 排除其余研究。

文獻(xiàn)檢索和篩選流程如圖1所示。

2.3 文獻(xiàn)編碼

文獻(xiàn)篩選和編碼由本文兩位作者分開(kāi)獨(dú)立完成, 然后進(jìn)行對(duì)比, 對(duì)不一致的地方進(jìn)行討論, 意見(jiàn)還是不一致的情況下邀請(qǐng)第三作者參與討論。采用的編碼原則如下：

(1)編碼的字段包括：a.文獻(xiàn)發(fā)表信息：作者, 出版年份, 發(fā)表期刊, 影響因子; b.研究設(shè)計(jì)：被試年齡段、平均年齡、樣本量、性別比例、共同反芻對(duì)象、共同反芻測(cè)量工具、內(nèi)化問(wèn)題測(cè)量工具、關(guān)系質(zhì)量測(cè)量工具、橫斷還是縱向研究(時(shí)間間隔); c.效應(yīng)量：男性和女性各自的共同反芻均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及性別差異檢驗(yàn)的值和相應(yīng)的值; 共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量、反芻、自我暴露的相關(guān)系數(shù)矩陣。

(2)對(duì)于縱向研究, 提取第一個(gè)測(cè)量時(shí)間點(diǎn)的共同反芻與最后一個(gè)時(shí)間點(diǎn)的內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)。

圖1 文獻(xiàn)納入排除流程圖

(3)每篇文獻(xiàn)獨(dú)立編碼一次, 如果一篇文獻(xiàn)中具有多個(gè)樣本則分開(kāi)編碼。

(4)對(duì)于缺失的編碼字段, 如果研究不涉及則使用“—”表示, 研究涉及但是未呈現(xiàn)的情況下盡可能郵件聯(lián)系作者獲得, 實(shí)在無(wú)法獲取的情況下標(biāo)記“NA”表示無(wú)法提取(Not Avaliable)。

2.4 數(shù)據(jù)分析

使用元分析軟件comprehensive meta-analysis V3.0 (CMA) (Borenstein, Hedges, Higgins, & Rothstein, 2014)進(jìn)行分析。共同反芻的性別差異使用標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差(Hedges’s)表示, 0.8為大效果量, 0.5為中等, 0.2為小效果量(Ellis, 2010)。共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題和關(guān)系質(zhì)量的相關(guān)使用合并相關(guān)系數(shù)表示, 軟件輸入提取的相關(guān)系數(shù)和樣本量后, 程序會(huì)通過(guò)Fisher's進(jìn)行轉(zhuǎn)換, 計(jì)算相關(guān)系數(shù)的95% 置信區(qū)間, 然后把Fisher's分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)換回合并相關(guān)系數(shù)。當(dāng)效應(yīng)量≤ 0.10 時(shí), 為低相關(guān); 0.10 << 0.40 時(shí)為中等相關(guān);≥ 0.40 時(shí)則為高相關(guān)(Schmidt & Hunter, 2014)。隨機(jī)模型的使用基于理論與統(tǒng)計(jì)結(jié)合判斷：根據(jù)已有相關(guān)研究發(fā)現(xiàn), 共同反芻的相關(guān)變量在測(cè)量和樣本來(lái)源等信息上具有一定的異質(zhì)性, 然后通過(guò)值和2進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn),值顯著,2> 50%說(shuō)明納入研究具有異質(zhì)性, 應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型(Higgins & Thompson, 2002; 宋佳萌, 范會(huì)勇, 2013)。共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)使用合并相關(guān)系數(shù)表示。對(duì)于偏相關(guān)系數(shù), 由于原文獻(xiàn)大部分沒(méi)有直接提供偏相關(guān)系數(shù), 因此采用R語(yǔ)言corpcor包先計(jì)算其偏相關(guān)系數(shù), 再進(jìn)行合并值分析(Olatunji et al., 2013)。

發(fā)表偏倚采用漏斗圖、失安全系數(shù)進(jìn)行評(píng)估。如果漏斗圖對(duì)稱(chēng)性高則表示發(fā)表偏倚小, 反之則表示可能存在發(fā)表偏倚。失安全系數(shù)表示需要多少個(gè)研究才能推翻元分析結(jié)果, 如果大于5+ 10 (指的是納入元分析文獻(xiàn)數(shù)量), 則表示發(fā)表偏倚小, Meta分析結(jié)果穩(wěn)定(Rosenthal, 1995)。但是在納入研究存在較高異質(zhì)性的情況下這種評(píng)估方法存在局限, 因此本研究還應(yīng)用更新的曲線(xiàn)檢驗(yàn)發(fā)表偏倚(Simonsohn, Simmons, & Nelson, 2015)。

曲線(xiàn)只針對(duì)統(tǒng)計(jì)分析顯著的結(jié)果。由于統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯著的研究更加容易發(fā)表, 因此研究者在首次分析數(shù)據(jù)后得到不顯著結(jié)果時(shí)可能會(huì)采取收集更多數(shù)據(jù)、有篩選地分析數(shù)據(jù)等值操作(-hacking)行為, 增加出版的可能性(Simonsohn, Nelson, & Simmons, 2014a)。如果某一研究的效應(yīng)量是存在的, 那么的分布應(yīng)該是右偏態(tài)的, 也就是說(shuō)值在0~0.025的數(shù)量會(huì)超過(guò)值在0.025~0.05的數(shù)量, 但是如果存在較多的值操作行為會(huì)改變的分布曲線(xiàn)?；谠摷僭O(shè)對(duì)分布進(jìn)行分析可以檢驗(yàn)是否存在發(fā)表偏倚(Simonsohn, Nelson, & Simmons, 2014b)。曲線(xiàn)分析步驟為(1)確定要檢驗(yàn)的研究假設(shè); (2)從研究中提取和研究假設(shè)分析結(jié)果對(duì)應(yīng)的值, 研究沒(méi)有呈現(xiàn)值時(shí)可以提取值或者值等其他統(tǒng)計(jì)量計(jì)算值; (3)求顯著的值分布。具體計(jì)算可通過(guò)網(wǎng)站(http://www.p-curve.com/)完成。

3 結(jié)果

共36篇研究納入分析, 總樣本12364人。其中22篇文獻(xiàn), 29個(gè)meta樣本報(bào)告了性別差異(男性3758人, 女性5124人), 36篇文獻(xiàn)共39個(gè)樣本報(bào)告了共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題的相關(guān)系數(shù), 10篇文獻(xiàn)共12個(gè)樣本報(bào)告了共同反芻與關(guān)系質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)。表1呈現(xiàn)了納入文獻(xiàn)的主要信息。

3.1 共同反芻的性別差異

合并分析29個(gè)檢驗(yàn)性別差異的樣本, 異質(zhì)性檢驗(yàn)Q = 224.34 (< 0.001),2= 87.52, 采用隨機(jī)效應(yīng)模型。合并效應(yīng)量為0.57 (Z = 8.85,< 0.001), 說(shuō)明共同反芻水平整體上存在性別差異。逐一剔除每一研究進(jìn)行敏感性分析, 結(jié)果沒(méi)有發(fā)現(xiàn)效應(yīng)量異常研究。

發(fā)表偏倚分析中漏斗圖見(jiàn)圖2, 對(duì)稱(chēng)性良好。失安全系數(shù)為4491 (Z = 24.47,< 0.001), 表示不存在發(fā)表偏倚。采用曲線(xiàn)進(jìn)行分析時(shí), 可以發(fā)現(xiàn)29個(gè)樣本中性別差異檢驗(yàn)顯著的有22個(gè), 在22個(gè)研究中恰好顯著(0.04 << 0.05)的研究所占比例較小。進(jìn)一步對(duì)曲線(xiàn)的右偏態(tài)分布進(jìn)行檢驗(yàn), 發(fā)現(xiàn)結(jié)果顯著的22個(gè)樣本具有證據(jù)價(jià)值(Z = ?19.13,< 0.001)。兩種方法都顯示共同反芻的性別差異研究發(fā)表偏倚小, Meta分析結(jié)果穩(wěn)定。

為了分析年齡、共同反芻對(duì)象是否影響共同反芻的性別差異, 進(jìn)一步進(jìn)行調(diào)節(jié)變量分析,結(jié)果見(jiàn)表2。共同反芻的性別差異在不同年齡段中有顯著差異, 即青少年時(shí)期共同反芻的性別差異體現(xiàn)最明顯(= 0.75), 成年時(shí)期盡管還是存在性別差異, 但是已經(jīng)相對(duì)減弱(= 0.32)。共同反芻的對(duì)象也是其性別差異的顯著調(diào)節(jié)變量(< 0.001), 如果共同反芻的對(duì)象是最好的同性朋友時(shí), 性別差異最大(= 0.70), 如果共同反芻對(duì)象是不區(qū)分性別的最好朋友, 性別差異有所減小(= 0.60), 而共同反芻對(duì)象是室友、父母、丈夫或者妻子、戀愛(ài)對(duì)象時(shí)性別差異明顯減小(室友= 0.24,其他= 0.25)。

表1 納入文獻(xiàn)主要信息表

注：CRQ: 共同反芻問(wèn)卷(Co-Rumination Questionnaire); CDI: 兒童抑郁量表(Children’s Depression Inventory); RCMAS: 兒童焦慮表現(xiàn)量表(修訂版) (Revised Children’s Manifest Anxiety Scale); BDI-II: 貝克抑郁量表(Beck Depression Inventory); BAI: 貝克焦慮量表(Beck Anxiety Inventory); YSR: 青少年自評(píng)量表(Youth Self-Report Form); POMS-SF: 簡(jiǎn)式簡(jiǎn)明心境問(wèn)卷(Profile of Mood States, Short Form); CES-D: 流調(diào)中心用抑郁量表(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale); PSWQ: 賓州憂(yōu)慮量表(Penn State Worry Questionnaire) ; TDI: Teate抑郁量表(Teate Depression Inventory); CSEQ-SR: 兒童自我體驗(yàn)問(wèn)卷(Children Self-Experiences Questionnaire); SMFQ: 簡(jiǎn)版情緒感覺(jué)問(wèn)卷(Short Mood and Feeling Questionnaire); MHC-SF: 簡(jiǎn)版內(nèi)化問(wèn)題連續(xù)體量表(Mental Health Continuum-Short Form); DASS: 抑郁-焦慮-壓力量表(The Depression Anxiety Stress Scale); DEQ: 抑郁體驗(yàn)問(wèn)卷(Depressive Experiences Questionnaire); MAACL-R: 多種情感輔助檢查清單(修訂版) (Multiple Affect Adjective Check List–Revised); BSI: 簡(jiǎn)短癥狀量表(Brief Symptom Inventory); MASQ:情緒和焦慮癥狀問(wèn)卷(Mood and Anxiety Symptom Questionnaire); SAS: 青少年社交焦慮量表(Social Anxiety Scale for Adolescents); FQQ: Friendship Quality Questionnaire; NRI: 網(wǎng)絡(luò)關(guān)系量表(Network of Relationships Inventory); GRSS: 通用關(guān)系滿(mǎn)意度量表(General relationship satisfaction scale); BSQ: 行為系統(tǒng)問(wèn)卷(Behavioral Systems Questionnaire); ” – “ : 不涉及; NA: 無(wú)法提取(Not Available)

圖2 共同反芻的性別差異檢驗(yàn)漏斗圖和p曲線(xiàn)

表2 共同反芻的性別差異調(diào)節(jié)變量分析

注：*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001; 其他包含戀人、父母、丈夫或者妻子

3.2 共同反芻的心理調(diào)整得失(零階相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù))

共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量的合并相關(guān)系數(shù)見(jiàn)表3。不考慮第三變量的情況下, 合并共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量的零階相關(guān)系數(shù), 結(jié)果顯示共同反芻和內(nèi)化問(wèn)題的相關(guān)微弱但顯著 (= 0.15,< 0.001)。當(dāng)內(nèi)化問(wèn)題具體為抑郁和焦慮時(shí)同共同反芻的相關(guān)系數(shù)相差不大(抑郁= 0.16,< 0.001;焦慮= 0.15,< 0.001)。共同反芻和關(guān)系質(zhì)量具有中等強(qiáng)度的相關(guān)(= 0.42,< 0.001)。

為了考察共同反芻的獨(dú)特效應(yīng), 控制反芻和自我暴露, 進(jìn)一步分析共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量的偏相關(guān)系數(shù)。由于同時(shí)具有自我暴露、關(guān)系質(zhì)量、共同反芻相關(guān)系數(shù)矩陣的研究只有2篇, 不進(jìn)行進(jìn)一步合并分析。R軟件求得其偏相關(guān)系數(shù)分別為0.15、0.30 (Rose, 2002; Waller & Rose, 2010)。同時(shí)具有反芻、共同反芻、內(nèi)化問(wèn)題的相關(guān)系數(shù)矩陣的共有10個(gè)樣本, 合并偏相關(guān)系數(shù)結(jié)果顯示= 0.08 (< 0.001), 說(shuō)明控制了反芻變量后共同反芻和內(nèi)化問(wèn)題的相關(guān)盡管仍然顯著, 但十分微弱。對(duì)所有合并偏相關(guān)系數(shù)進(jìn)行敏感性分析, 結(jié)果一致發(fā)現(xiàn)沒(méi)有效應(yīng)量異常研究。

表3 共同反芻的心理調(diào)整得失異質(zhì)性檢驗(yàn)及合并相關(guān)系數(shù)

注：*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001

就零階相關(guān)系數(shù)而言, 共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題(將焦慮、抑郁分開(kāi)進(jìn)行發(fā)表偏倚檢驗(yàn), 結(jié)果都顯示發(fā)表偏倚小, 元分析結(jié)果穩(wěn)定)、關(guān)系質(zhì)量的漏斗圖如圖3、圖4所示。失安全系數(shù)分別為2829 (= 16.81,< 0.001)、2746 (= 29.71,< 0.001)。曲線(xiàn)見(jiàn)圖3、圖4所示, 兩個(gè)曲線(xiàn)都符合右偏態(tài)分布(< 0.01), 具有證據(jù)價(jià)值。就共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題的偏相關(guān)而言, 漏斗圖不對(duì)稱(chēng), 失安全系數(shù)為49,曲線(xiàn)不符合右偏態(tài)曲線(xiàn)(= 0.5), 存在較大發(fā)表偏倚(見(jiàn)圖5)。

圖3 共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題相關(guān)系數(shù)漏斗圖和p曲線(xiàn)

圖4 共同反芻與關(guān)系質(zhì)量相關(guān)系數(shù)漏斗圖和p曲線(xiàn)

圖5 共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題相關(guān)系數(shù)漏斗圖和p曲線(xiàn)(偏相關(guān)系數(shù))

由于納入的研究數(shù)量有限, 本研究只對(duì)共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題之間的零階相關(guān)系數(shù)進(jìn)行調(diào)節(jié)變量分析。調(diào)節(jié)變量包括被試年齡段、共同反芻對(duì)象、研究設(shè)計(jì)(橫斷/縱向), 分析結(jié)果見(jiàn)表4。共同反芻對(duì)象、被試年齡段、研究設(shè)計(jì)對(duì)共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題的相關(guān)沒(méi)有顯著影響。

4 討論

本研究關(guān)注人際關(guān)系中的重要變量——共同反芻的特點(diǎn), 梳理了目前的研究現(xiàn)狀, 并首次采用元分析的方法整合相關(guān)研究, 檢驗(yàn)共同反芻的性別差異、與內(nèi)化問(wèn)題和關(guān)系質(zhì)量的相關(guān)關(guān)系, 回答了一些針對(duì)該變量的重要問(wèn)題。

4.1 共同反芻的性別差異

女性比男性具有更多的共同反芻。將所有調(diào)查共同反芻性別差異的研究合并分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)整體效應(yīng)量達(dá)到中等(= 0.57,< 0.001), 女性相對(duì)于男性更加容易在二元關(guān)系中過(guò)度討論負(fù)性事件, 并且沉浸在消極情緒中, 這和男女交往特點(diǎn)的差異是一致的。首先, 女性更容易形成親密的二元關(guān)系, 比如擁有“閨蜜”, 而男性更傾向于在群體活動(dòng)中和同伴互動(dòng), 比如運(yùn)動(dòng)、游戲(Plotnikoff, Costigan, Karunamuni, & Lubans, 2013), 所以女性有更多的機(jī)會(huì)可以在二元關(guān)系中共同反芻。其次, 在關(guān)系中女性比男性會(huì)有更多的自我暴露(Horne & Johnson, 2017), 而且女性也比男性更加容易進(jìn)行反芻(Johnson & Whisman, 2013)。因?yàn)楣餐雌c是反芻、自我暴露在二元關(guān)系中的一種結(jié)合, 因此兩個(gè)女性之間更可能發(fā)生共同反芻。

共同反芻的性別差異大小受到年齡影響, 青少年時(shí)期性別分化最為明顯。青少年時(shí)期是同伴關(guān)系發(fā)展非常重要的時(shí)期, 相對(duì)于兒童, 其社會(huì)支持來(lái)源逐漸從父母轉(zhuǎn)移到同伴關(guān)系中(Furman & Buhrmester, 1992)。這個(gè)時(shí)期的同伴關(guān)系比較單一, 主要交往對(duì)象為同性朋友。面對(duì)壓力時(shí)女生傾向于和同伴進(jìn)行交流溝通, 但男生和同性朋友則更少進(jìn)行類(lèi)似的分享(Siedlecki, Salthouse, Oishi, & Jeswani, 2014)。進(jìn)入大學(xué)后, 這種性別差異有所減弱可能源于男女同伴關(guān)系的多元化和社交技能的學(xué)習(xí)。對(duì)于男性而言, 他們更可能在建立親密關(guān)系后和異性發(fā)生共同反芻(Barstead et al., 2013)。對(duì)于女性而言, 她們習(xí)得了更多的社交技能和情緒處理能力, 可能會(huì)減少和他人發(fā)生共同反芻的頻率(Rose & Rudolph, 2006)。

此外, 共同反芻對(duì)象也是性別差異大小的顯著影響因素。共同反芻對(duì)象是朋友的情況下, 無(wú)論讓被試選擇的是同性朋友還是不限定性別的朋友, 女性的共同反芻程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于男性。一旦將共同反芻對(duì)象限制為父母、戀人或者丈夫和妻子時(shí), 雖然女性仍然比男性更容易共同反芻, 但是二者的差異大大減小。該結(jié)果只表示性別差異大小, 指向多種可能。比如女性更愿意同朋友進(jìn)行共同反芻而不是父母、戀人或者丈夫, 或者男性更愿意同父母、戀人或者妻子共同反芻而不是選擇朋友。事實(shí)上, 有研究表明相對(duì)于同性朋友, 男生更愿意在跨性別親密關(guān)系中暴露自我信息(Consedine, Sabag-Cohen, & Krivoshekova, 2007), 女性則更多選擇同性朋友作為情感支持來(lái)源和共情對(duì)象(Barstead et al., 2013)。

4.2 共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題

共同反芻和個(gè)體的內(nèi)化問(wèn)題顯著正相關(guān)。元分析表明共同反芻和內(nèi)化問(wèn)題的相關(guān)系數(shù)盡管十分微弱但是仍顯著(= 0.15,< 0.001)。傳統(tǒng)研究主要關(guān)注人際互動(dòng)的積極影響, 情緒或者負(fù)性遭遇的“分享”往往被認(rèn)為有利于減少內(nèi)化問(wèn)題, 能夠減輕抑郁和焦慮(Boinon et al., 2014)。但是事實(shí)上“分享”行為中如果過(guò)度討論問(wèn)題、深陷負(fù)性情緒, 并不能和預(yù)期的一樣有助于個(gè)體的心理健康。不管是橫斷研究還是縱向研究, 共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題的相關(guān)系數(shù)都相對(duì)穩(wěn)定, 但是這還不能說(shuō)明二者是否具有因果關(guān)系。在一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)研究中, 研究者先讓被試寫(xiě)出一件最近遇到的壓力事件, 然后將被試隨機(jī)分配到問(wèn)題解決組、共同反芻組和分心任務(wù)組對(duì)壓力事件進(jìn)行分享討論, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)共同反芻組的被試有更高水平的消極情緒(Zelic, Ciesla, Dickson, Hruska, & Ciesla, 2017)。這說(shuō)明共同反芻可能是導(dǎo)致內(nèi)化問(wèn)題的原因之一。

表4 共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題相關(guān)的調(diào)節(jié)變量

注：*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001

那么共同反芻導(dǎo)致內(nèi)化問(wèn)題的機(jī)制是什么呢？從認(rèn)知層面上來(lái)說(shuō), 反芻可能在其中充當(dāng)了重要的作用, 因?yàn)樵诳刂品雌c后, 共同反芻和內(nèi)化問(wèn)題的偏相關(guān)系數(shù)降為0.08。這其中可能的一個(gè)原因是共同反芻通過(guò)過(guò)度討論問(wèn)題增加個(gè)體的反芻行為, 提高對(duì)自身遭遇或者負(fù)性情緒的關(guān)注, 進(jìn)而導(dǎo)致抑郁、焦慮等內(nèi)化問(wèn)題(Stone & Gibb, 2015)。不過(guò)合并的偏相關(guān)系數(shù)具有出版偏差, 需要更多的研究進(jìn)一步考察反芻在共同反芻中的作用。從生理學(xué)角度來(lái)看, 有研究者提出個(gè)體共同反芻時(shí)腎上腺軸系統(tǒng)(Hypothalamic–Pituitary– Adrenal, HPA)和交感神經(jīng)系統(tǒng)(Sympathetic Nervous System, SNS)同時(shí)激活導(dǎo)致了消極的壓力情緒體驗(yàn)(Byrd-Craven, Granger, & Auer, 2011)。Byrd-Craven等人將88名大學(xué)生(44對(duì)朋友)隨機(jī)分配到問(wèn)題討論組(共同反芻)和控制組, 并進(jìn)行唾液測(cè)試, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)問(wèn)題討論組的皮質(zhì)醇激素水平(HPA激活)和α-淀粉酶(SNS激活)顯著高于控制組(Byrd-Craven, Geary, Rose, & Ponzi, 2008)。這些生理指標(biāo)是短時(shí)間內(nèi)的測(cè)量結(jié)果, 無(wú)法確定共同反芻是否具有長(zhǎng)期影響或者累積效應(yīng)?？偟膩?lái)說(shuō), 共同反芻可能導(dǎo)致了個(gè)體從生理到認(rèn)知上的改變, 從而影響心理健康。

調(diào)節(jié)變量分析結(jié)果還顯示共同反芻對(duì)象、年齡不影響共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題的相關(guān), 共同反芻和內(nèi)化問(wèn)題的相關(guān)是穩(wěn)定的較小值。還有其它變量可能也會(huì)影響共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題的相關(guān),其中性別可能是一個(gè)很重要的因素。有研究表明共同反芻導(dǎo)致內(nèi)化問(wèn)題只發(fā)生在女性身上, 而對(duì)于男性而言更多的是一種良好的調(diào)節(jié)策略(Rose et al., 2007)。另外, 共同反芻的消極影響小的原因可能還來(lái)自于共同反芻的正面作用——促進(jìn)關(guān)系質(zhì)量。

4.3 共同反芻與關(guān)系質(zhì)量

共同反芻和關(guān)系質(zhì)量具有較強(qiáng)的相關(guān)(= 0.42), 共同反芻更頻繁意味著雙邊關(guān)系更加親密, 關(guān)系滿(mǎn)意度更高。一方面是因?yàn)楣餐雌c是一種自我暴露, 而自我暴露會(huì)拉近兩人的距離, 促進(jìn)關(guān)系質(zhì)量(Sprecher et al., 2013)。另一方面在共同反芻過(guò)程中盡管對(duì)情緒沒(méi)有幫助, 但是個(gè)體仍然會(huì)體驗(yàn)到社會(huì)支持, 感受到理解(Boren, 2014)。

關(guān)系的連接一旦更加緊密反過(guò)來(lái)可能會(huì)削弱由共同反芻帶來(lái)的消極影響, 這正體現(xiàn)了心理調(diào)節(jié)的權(quán)衡。研究顯示在高關(guān)系質(zhì)量的二元關(guān)系中共同反芻與抑郁之間的相關(guān)性弱于在低關(guān)系質(zhì)量的二元關(guān)系中的相關(guān)性(Guassi Moreira et al., 2016)。因?yàn)殛P(guān)系質(zhì)量的強(qiáng)弱會(huì)影響個(gè)體體驗(yàn)到的社會(huì)支持的程度, 在低關(guān)系質(zhì)量的關(guān)系中, 可能伴隨更多重復(fù)性的、消極的問(wèn)題討論, 而在高關(guān)系質(zhì)量的關(guān)系中中盡管話(huà)題仍然圍繞在消極問(wèn)題本身, 但是個(gè)體會(huì)感受到更多的理解和共情。通過(guò)提升關(guān)系質(zhì)量在心理健康方面的獲益對(duì)于男性更有意義。例如對(duì)于在工作環(huán)境中經(jīng)受辱虐管理的男性來(lái)說(shuō), 共同反芻越多反而消極情緒越小, 女性則相反(Haggard, Robert, & Rose, 2011)。

總的來(lái)說(shuō), 一些心理變量對(duì)心理健康造成的影響并不全然是積極的或者消極的。元分析的結(jié)果顯示共同反芻符合心理調(diào)節(jié)的權(quán)衡理論, 即一方面可能提高內(nèi)化問(wèn)題, 另一方面又能增強(qiáng)關(guān)系質(zhì)量, 而關(guān)系質(zhì)量越好, 個(gè)體感受到更多的社會(huì)支持, 進(jìn)一步緩解了內(nèi)化問(wèn)題。

4.4 局限與展望

共同反芻的提出細(xì)化了二元關(guān)系中的溝通模式。本研究首次使用元分析整合梳理共同反芻的相關(guān)研究, 同時(shí)關(guān)注了共同反芻的“優(yōu)點(diǎn)”和“缺點(diǎn)”, 對(duì)于了解這一人際溝通模式具有重要的意義。但是本研究還有一些不足。(1)文獻(xiàn)可能有所遺漏。雖然使用了多數(shù)據(jù)庫(kù)、作者檢索等多重檢索, 但是難以避免有一些未發(fā)表的研究被忽略。(2)共同反芻的性別差異檢驗(yàn)及調(diào)節(jié)變量分析只得出了整體性別差異大小和年齡、共同反芻對(duì)象對(duì)性別差異大小的影響, 無(wú)法得出年齡、性別、共同反芻對(duì)象三者交互的具體模式。(3)共同反芻和內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量的關(guān)系依托于相關(guān)研究, 而且其中大部分是橫斷研究, 不能回答其中的因果關(guān)系。(4)為了考察共同反芻的獨(dú)特效應(yīng), 盡管采用了偏相關(guān)系數(shù)分析法, 但是不能明確回答其中的機(jī)制。(5)由于文獻(xiàn)數(shù)量不足, 有的調(diào)節(jié)變量亞組樣本太小, 無(wú)法進(jìn)行調(diào)節(jié)變量分析。例如共同反芻的具體內(nèi)容、形式也可能會(huì)影響共同反芻大小或者共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量的關(guān)系(Keshishian, Watkins, & Otto, 2016)。

未來(lái)應(yīng)該：(1)對(duì)共同反芻這一概念的特點(diǎn)加以豐富。比如, 既然共同反芻與性別有關(guān), 那么是否也跟人格特質(zhì)有關(guān)(Trapnell & Campbell, 1999)？(2)更多采用縱向研究和實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)探究共同反芻與內(nèi)化問(wèn)題、關(guān)系質(zhì)量之間的因果關(guān)系, 三者是否存在交互作用, 并探明其中的作用機(jī)制。(3)有研究顯示在面對(duì)面交談、電話(huà)、短信、視頻集中溝通方式中, 只有面對(duì)面交談時(shí)的共同反芻才會(huì)影響心理健康及人際關(guān)系(Keshishian et al., 2016)。也就是說(shuō)可能存在其他的調(diào)節(jié)變量影響共同反芻與心理健康及人際關(guān)系質(zhì)量的相關(guān)大小。(4)目前共同反芻測(cè)量主要采用共同反芻量表, 雖然研究表明該量表信效度良好, 但是量表單一, 自評(píng)結(jié)果可信度較低(Balsamo, Carlucci, Sergi, & Saggino, 2016; Davidson et al., 2014), 未來(lái)需要對(duì)測(cè)量工具進(jìn)行修訂, 并使用更多形式的測(cè)量方式。

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A meta-analysis on Co-Rumination

LAI Lizu1; REN Zhihong1,2,3; TAO Rong1

(1Key Laboratory of Adolescent Cyberpsychology and Behavior (CCNU), Ministry of Education; School of Psychology, Central China Normal University; Key Laboratory of Human Development and Mental Health of Hubei Province, Wuhan 430079,China) (2School of Humanities and Social Sciences, Fuzhou University, Fuzhou 350108, China) (3Department of Counseling Psychology, University of Wisconsin-Madison, Wisconsin 53704, USA)

Co-rumination refers to excessively discussing personal problems within a dyadic relationship. The meta-analysis examined how co-rumination was correlated with gender, mental health, and relationship quality. Our results revealed (1) Female co-ruminate more than male (= 0.57,< 0.001), which appeared most significantly in adolescents, especially for friends; (2) co-rumination was significantly correlated with mental health (= 0.15,< 0.001); and this effect is still significantafter controlling the rumination (partial correlation= 0.08,< 0.001); (3) age, study design, and co-ruminator didn’t moderate the aggregated correlation; (4) The aggregated correlation between co-rumination and relationship quality was also significant (= 0.42,< 0.001). Future research should further examine the causal relationship between co-rumination and mental health.

meta-analysis; co-rumination; gender difference; internalizing problems; relationship quality

2017-02-10

* 2016年度國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目(16ZDA232)。

陶嶸, E-mail: 163tr@163.com

10.3724/SP.J.1042.2018.00042

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