感恩的個(gè)體主觀幸福感更強(qiáng)？——一項(xiàng)元分析*

丁鳳琴 趙虎英

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感恩的個(gè)體主觀幸福感更強(qiáng)？——一項(xiàng)元分析*

丁鳳琴 趙虎英

(寧夏大學(xué)教育學(xué)院, 銀川 750021)

本研究采用元分析技術(shù)探討感恩與主觀幸福感之間的關(guān)系。通過文獻(xiàn)搜索共獲得了62項(xiàng)研究167個(gè)獨(dú)立效應(yīng)量(= 31975)。異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 選擇隨機(jī)效應(yīng)模型比較合適; 敏感性分析顯示, 逐步刪除異質(zhì)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(guān), 與消極情感呈顯著負(fù)相關(guān); 亞組檢驗(yàn)和元回歸分析表明, 感恩與主觀幸福感關(guān)系受感恩測量工具、被試群體、文化背景的調(diào)節(jié)與影響。以上結(jié)果說明, 感恩的個(gè)體主觀幸福感更強(qiáng), 同時(shí)還要考慮感恩測量工具、被試群體和文化背景在二者關(guān)系中的作用。

感恩; 主觀幸福感; 元分析; 調(diào)節(jié)效應(yīng)

1 問題提出

主觀幸福感作為積極心理學(xué)的一種重要的心理品質(zhì), 具有擴(kuò)展增強(qiáng)功能。從個(gè)體層面而言, 主觀幸福感是個(gè)體心理健康水平(劉霞, 趙景欣, 申繼亮, 2013)、生活質(zhì)量(宋佳萌, 范會勇, 2013; Satterfield, 2001)和社會適應(yīng)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(jìn)人際關(guān)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(biāo)(彭運(yùn)石, 莫文, 2011)和幸福社會建構(gòu)的基礎(chǔ)(李艷艷, 2015)。因此, 主觀幸福感的研究得到了研究者的廣泛關(guān)注。

以往研究發(fā)現(xiàn), 感恩能預(yù)測個(gè)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(jìn)行測量, 感恩與主觀幸福感的相關(guān)系數(shù)差異較大, 國外研究表明, 二者相關(guān)系數(shù)從0.27 (Tian, Pi, Huebner, & Du, 2016)到0.55 (Jun, Lee, & Lee, 2015); 國內(nèi)研究也顯示, 二者相關(guān)系數(shù)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(guān)系究竟如何? 受何種因素的調(diào)節(jié)? 亟需研究者進(jìn)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(guān)系以及二者關(guān)系的調(diào)節(jié)因素。主要原因在于：第一, 元分析方法是對以往多項(xiàng)研究成果的整合分析, 可以避免單一研究結(jié)果造成的測量誤差的影響(Lipsey & Wilson, 2001); 第二, 主觀幸福感是一個(gè)多維度多層次的構(gòu)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(gòu); 第三, 國內(nèi)外研究者已探索出影響二者關(guān)系的大量因素, 對這些影響因素進(jìn)行系統(tǒng)分析, 從而可以得到更普遍、更準(zhǔn)確的結(jié)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(gè)體依據(jù)自我內(nèi)化的標(biāo)準(zhǔn)對其生活質(zhì)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(gè)維度(Diener, Oishi, & Lucas, 2015), 并且以上維度各自獨(dú)立(Fujita, Diener, & Sandvik, 1991)。生活滿意度更傾向于個(gè)體對生活質(zhì)量的認(rèn)知評價(jià), 積極情緒和消極情緒則傾向于個(gè)體對生活質(zhì)量的主觀情緒體驗(yàn)(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(gè)方面進(jìn)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(shù)量表(Index of Well-being, IWB)、Kozma和Stones (1980)編制的紐芬蘭紀(jì)念大學(xué)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(diào)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(gè)體源于積極主觀經(jīng)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(rèn)知和積極人格(Emmons & Shelton, 2005; Emmons & McCullough, 2003)。感恩包括特質(zhì)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(zhì)感恩是指個(gè)體采用感激情緒體驗(yàn)回報(bào)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(zhì)(何安明等, 2013; McCullough, Tsang, & Emmons, 2004; Wood, Maltby, Stewart, & Joseph, 2008), 是個(gè)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(zhì)感恩測量的工具主要有：McCullough, Emmons和Tsang (2002)編制的六項(xiàng)目感恩問卷(The Gratitude Questionnaire-6, GQ-6), 用于測量被試感恩特質(zhì)的“強(qiáng)度、頻度、密度和廣度”四個(gè)方面。謝振旺(2010)基于本土化背景編制的大學(xué)生感恩特質(zhì)量表(the Scale of College Students’ Gratitude, SCSG), 包括知足幸運(yùn)、簡單快樂、珍惜、消極體驗(yàn)和回報(bào)行為五個(gè)維度; 何安明、劉華山和惠秋平(2012)編制的青少年特質(zhì)感恩量表(Adolescent Gratitude Scale, AGS), 包括兩個(gè)維度和6個(gè)因素, 即對自然、社會和他人恩惠的感知和體驗(yàn), 對自然、社會、他人恩惠的表達(dá)和回報(bào)。

狀態(tài)感恩是指個(gè)體在受到恩惠時(shí)所產(chǎn)生的一種感激和喜悅的即時(shí)情緒感受(何安明等, 2013)和持續(xù)一段時(shí)間的心境(McCullough et al., 2004)。狀態(tài)感恩會影響個(gè)體在某種特定情境中的信息加工和反應(yīng)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(gè)形容詞與自己的符合程度。大多數(shù)感恩問卷的測量既包括特質(zhì)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(gè)維度。實(shí)際上, 大多數(shù)學(xué)者均將感恩看作是一種積極人格特質(zhì)(何安明等, 2013; Wood, Maltby et al., 2008)。

我們認(rèn)為, 狀態(tài)感恩強(qiáng)調(diào)感恩的狀態(tài)性和暫時(shí)性, 特質(zhì)感恩更強(qiáng)調(diào)感恩跨時(shí)間和跨情境的穩(wěn)定性與一致性, 個(gè)體具有回報(bào)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(zhì)的個(gè)體更容易體驗(yàn)到感恩情緒。因此, 狀態(tài)感恩是特質(zhì)感恩的前提與基礎(chǔ), 而特質(zhì)感恩是狀態(tài)感恩的必然結(jié)果。此外, 感恩特質(zhì)高的個(gè)體會更頻繁的處于狀態(tài)感恩之中并表達(dá)感恩行為(喻承甫等, 2010)。狀態(tài)感恩與特質(zhì)感恩均能促進(jìn)個(gè)體的積極發(fā)展(Wood, Maltby et al., 2008), 也均能反映感恩的本質(zhì)屬性(Emmons & Shelton, 2005; Froh, Emmons, Card, Bono, & Wilson, 2011)。限于國內(nèi)外關(guān)于狀態(tài)感恩的文獻(xiàn)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(xiàn)作為支撐, 所以, 本元分析主要針對穩(wěn)定且系統(tǒng)的特質(zhì)感恩進(jìn)行專門分析和研究。

1.3 感恩與主觀幸福感的關(guān)系

首先, 在主觀幸福感形成的理論建構(gòu)中, 學(xué)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(gòu)理論認(rèn)為, 感恩作為一種積極情緒能拓寬人們的思想模式, 建構(gòu)積極持久的社會和心理資源, 從而提升個(gè)體的主觀幸福感(Fredrickson & Branigan, 2005); 內(nèi)外在目標(biāo)理論強(qiáng)調(diào), 感恩可促進(jìn)個(gè)體內(nèi)在目標(biāo)奮斗, 進(jìn)而滿足個(gè)體的自主、關(guān)系和能力的內(nèi)在需要, 個(gè)體的主觀幸福感也相應(yīng)增強(qiáng)(La Guardia, Ryan, Couchman, & Deci, 2000); 道德情感理論認(rèn)為, 個(gè)體的感恩感激之情能夠促進(jìn)其產(chǎn)生親社會行為, 進(jìn)而提升其主觀幸福感(Grant & Gino, 2010)。上述理論均強(qiáng)調(diào), 感恩與主觀幸福感關(guān)系密切, 為感恩與主觀幸福感的關(guān)系提供了理論基礎(chǔ)。

其次, 研究者通過實(shí)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(guān)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(guān)(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(yù)測因素(Wood, Joseph, & Maltby, 2009)。另一方面, 感恩與主觀幸福感各維度關(guān)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(gè)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(yù)是增強(qiáng)個(gè)體主觀幸福感的重要途徑。研究表明, 感恩干預(yù)可以有效提升個(gè)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(yù)無疑是提升個(gè)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(guān)系密切。但感恩和主觀幸福感之間的關(guān)系可能不僅僅局限于相關(guān)關(guān)系和因果關(guān)系, 可能有更復(fù)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(guān)系的調(diào)節(jié)變量也值得進(jìn)一步探討。

1.4 感恩與主觀幸福感關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

被試年齡 以往研究認(rèn)為, 青少年群體是感恩形成和發(fā)展的關(guān)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(xì)數(shù)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(guān)系可能不同。

測量工具 在感恩與主觀幸福感關(guān)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(jià)標(biāo)準(zhǔn), 導(dǎo)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(zhì)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(nèi)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(qiáng)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(yùn)、簡單快樂、珍惜、消極體驗(yàn)和回報(bào)行為五個(gè)方面的感恩特質(zhì)。這就使得感恩量表標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一, 導(dǎo)致不同的研究結(jié)果也就不能直接進(jìn)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(guān)系強(qiáng)度。為此, 本研究假設(shè), 感恩與主觀幸福感之間的關(guān)系可能會受不同測量工具的調(diào)節(jié)。

文化背景 首先, 感恩與文化背景關(guān)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(bào)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(gè)人主義文化背景下個(gè)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(yù)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(guān)系的調(diào)節(jié)變量。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)搜索

本研究全面搜索了中文和英文文獻(xiàn)。中文文獻(xiàn)主要檢索CNKI數(shù)據(jù)庫、中國優(yōu)秀碩士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫、中國科技期刊數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫, 同時(shí)通過參考文獻(xiàn)進(jìn)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(fù)性)情感(情緒)、快樂感、樂觀。英文文獻(xiàn)檢索Science Direct、Springer link、Web of Science、Psy INFO、Elsevier、ProQuest碩博士論文全文數(shù)據(jù)庫, 以Grateful Appreciate、Gratitude、Owed、Thankful、Thank、Thanksgiving為關(guān)鍵詞, 聯(lián)合Well-being、SWB、Happiness、Optimism、Positive emotions、Negative emotions、Positive affect、Negative affect、Life satisfaction進(jìn)行檢索, 并通過Google Scholar進(jìn)行文獻(xiàn)補(bǔ)查, 為了避免遺漏, 對綜述和相關(guān)文章的參考文獻(xiàn)進(jìn)行人工搜索。

2.2 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

結(jié)合元分析方法和研究主題的要求, 納入元分析研究的標(biāo)準(zhǔn)為：(1)必須是報(bào)告了實(shí)驗(yàn)或調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究, 排除純理論和文獻(xiàn)綜述類文章; (2)研究中同時(shí)使用感恩量表和主觀幸福感量表, 并報(bào)告了至少一個(gè)感恩與主觀幸福感維度或者總分之間的相關(guān)關(guān)系或其他可以轉(zhuǎn)化為效應(yīng)量的指標(biāo); (3)研究之間樣本獨(dú)立, 若研究之間的樣本重復(fù)或重疊, 則采用更詳細(xì)或樣本更大的研究; (4)數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表的只取其一, 若學(xué)位論文發(fā)表在學(xué)術(shù)期刊上, 則以發(fā)表的期刊論文為準(zhǔn); (5)研究對象為正常人; (6)樣本量大小明確。

2.3 文獻(xiàn)編碼

對納入元分析的文獻(xiàn)進(jìn)行如下編碼：文獻(xiàn)信息(作者名+文獻(xiàn)時(shí)間), 樣本量大小, 感恩測量工具(感恩量表、感戴量表、大學(xué)生感恩特質(zhì)問卷)、被試群體(青少年、成人)、文化背景(東、西方文化), 結(jié)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(xiàn)效應(yīng)值按照每個(gè)獨(dú)立樣本編碼一個(gè)效應(yīng)值, 若一篇論文同時(shí)報(bào)告了多個(gè)獨(dú)立樣本, 則分開編碼, 產(chǎn)生多個(gè)獨(dú)立效應(yīng)量, 共得到167個(gè)獨(dú)立效應(yīng)量。2名編碼者依據(jù)文獻(xiàn)納入和排除標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行單獨(dú)編碼, 編碼的一致性為91.9%, 說明文獻(xiàn)編碼是比較有效而準(zhǔn)確的。最終納入元分析的文獻(xiàn)62篇, 其中, 中文文獻(xiàn)42篇, 英文文獻(xiàn)20篇(見表1)。

2.4 元分析過程

2.4.1 效應(yīng)量計(jì)算

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

2.4.2 模型選定與異質(zhì)性檢驗(yàn)

目前元分析主要采用固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型假設(shè), 所有研究均存在一個(gè)真效應(yīng)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(jī)效應(yīng)模型認(rèn)為, 元分析的研究不僅只存在一個(gè)真效應(yīng)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(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn), 感恩與主觀幸福感之間的關(guān)系可能受被試群體、測量工具、文化背景因素的影響。而當(dāng)不同研究特征會影響元分析結(jié)果時(shí), 選用隨機(jī)效應(yīng)模型更加科學(xué)合理(Borenstein et al., 2009)。為此, 本研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行元分析。此外, 通過異質(zhì)性檢驗(yàn)(heterogeneity test)進(jìn)一步驗(yàn)證隨機(jī)效應(yīng)模型選擇的合理性。異質(zhì)性檢驗(yàn)方法主要有檢驗(yàn)、2檢驗(yàn)和檢驗(yàn)。檢驗(yàn)是基于總變異的檢驗(yàn), 假設(shè)效應(yīng)量服從卡方分布, 若< 0.05, 則表明顯著異質(zhì);2檢驗(yàn)主要反映了效應(yīng)量的真實(shí)變異在總變異中所占的比重, 根據(jù)以往觀點(diǎn), 可將25%、50%、75%的2值看作異質(zhì)性低、中、高的界限(Higgins, Thompson, Deeks, & Altman, 2003);檢驗(yàn)是效應(yīng)量的校正值,> 1.5則表示研究間存在高度異質(zhì)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(xiàn)不能系統(tǒng)全面地代表該領(lǐng)域已經(jīng)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?yàn)闃颖救狈Υ硇? 特別是缺乏研究結(jié)果不顯著的或未發(fā)表的學(xué)位論文, 可能會影響元分析結(jié)果的可靠性。針對此問題, 首先, 我們在文獻(xiàn)搜索階段盡可能獲取了沒有發(fā)表的文獻(xiàn); 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(yàn)、Egger’s檢驗(yàn)三種方法進(jìn)一步檢驗(yàn)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(shí)間)樣本量工具群體文化結(jié)果變量效應(yīng)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(shù)只列出了第一作者。(2) GART = 感戴量表; GQ-6 = 感恩量表; SCSG = 大學(xué)生感恩特質(zhì)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(gè)或以上獨(dú)立樣本的以年代后加E1, E2, E3等進(jìn)行區(qū)分。

3 研究結(jié)果

3.1 出版偏倚檢驗(yàn)

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(guān)系的研究文獻(xiàn)基本分布于總效應(yīng)量兩側(cè), 表明感恩與主觀幸福感及其各指標(biāo)的研究不存在嚴(yán)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(jìn)行更精確的檢驗(yàn)(見表2)。

圖1 感恩與主觀幸福感關(guān)系漏斗圖

圖2 感恩與生活滿意度關(guān)系漏斗圖

圖3 感恩與積極情感關(guān)系漏斗圖

圖4 感恩與消極情感關(guān)系漏斗圖

表2結(jié)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(shù)分別為19963、44365、18455、5842, 即額外分別需要相應(yīng)數(shù)量的研究文獻(xiàn)才能否定感恩與主觀幸福感及其各指標(biāo)之間的重要關(guān)系; 對應(yīng)的四個(gè)失安全系數(shù)比率均遠(yuǎn)大于1, 表明樣本具有代表性, 不存在發(fā)表偏差; 四個(gè)結(jié)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(gè)指標(biāo)均不存在發(fā)表偏差。

3.2 異質(zhì)性檢驗(yàn)

異質(zhì)性檢驗(yàn)的目的在于檢驗(yàn)研究之間測得的效應(yīng)量是否異質(zhì)。本研究對感恩與主觀幸福感及其亞類型之間的關(guān)系進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn), 結(jié)果見表3。

表3結(jié)果表明, 各研究之間效應(yīng)值的Q檢驗(yàn)均顯著(< 0.001), 表明元分析中各效應(yīng)值均是異質(zhì)的; I-squared值在63.53%~92.79%之間, 表示效應(yīng)量的真實(shí)變異在總變異中所占的比例在63.53%~92.79%之間, 隨機(jī)誤差所占的比例較小, 依據(jù)Higgins等人(2003)判斷異質(zhì)性的的標(biāo)準(zhǔn), I-squared > 75%, 表示高異質(zhì)性; H > 1.5, 表示研究間存在異質(zhì)性。Tau-squared的值在1%~3%之間, 表示各研究間效應(yīng)量的變異有1%~3%可用于計(jì)算權(quán)重。

3.3 敏感性分析

異質(zhì)性檢驗(yàn)表明, 各研究之間的效應(yīng)值均呈高異質(zhì)性。依據(jù)漏斗圖及效應(yīng)值的偏離情況, 對感恩與主觀幸福感及其維度關(guān)系的異質(zhì)性效應(yīng)量進(jìn)行敏感性分析。逐步刪除16項(xiàng)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(zhì)性降低至48.96%, 感恩與主觀幸福感關(guān)系的效應(yīng)量= 0.35,< 0.001; 逐步刪除20項(xiàng)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(zhì)性降低至49.50%, 感恩與生活滿意度關(guān)系的效應(yīng)量= 0.38,< 0.001; 逐步刪除9項(xiàng)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(zhì)性降低至24.66%, 感恩與積極情感關(guān)系的效應(yīng)量= 0.37,< 0.001; 逐步刪除11項(xiàng)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(zhì)性降低至18.98%, 感恩與消極情感關(guān)系的效應(yīng)量= ?0.19,< 0.001。以上結(jié)果表明, 無論異質(zhì)性程度如何, 感恩與主觀幸福感及其各指標(biāo)均存在顯著相關(guān)。

表2 發(fā)表偏差檢驗(yàn)結(jié)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(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

3.4 亞組檢驗(yàn)

異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 各研究之間的效應(yīng)值均呈高異質(zhì)性, 可能存在顯著的調(diào)節(jié)變量。而亞組檢驗(yàn)是探討異質(zhì)性來源最常用的方法之一。故本研究通過亞組檢驗(yàn)進(jìn)一步考察異質(zhì)性的來源及研究特征對效應(yīng)量的調(diào)節(jié)作用。本研究關(guān)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(guān)系的調(diào)節(jié)作用(見表4、表5、表6)。

表4結(jié)果顯示, 測量工具顯著調(diào)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(guān)系相對比較高。

表5結(jié)果表明, 被試群體顯著調(diào)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(guān)系高于成人, 而感恩與消極情感的關(guān)系低于成人。

表6結(jié)果顯示, 文化背景顯著調(diào)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(guān)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(guān)系的調(diào)節(jié)作用

注: 采用隨機(jī)效應(yīng)模型;Q表示組內(nèi)異質(zhì)性;Q表示組間異質(zhì)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(guān)系的調(diào)節(jié)作用

表6 文化背景對感恩與主觀幸福感關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

3.5 調(diào)節(jié)變量的元回歸分析

進(jìn)一步對調(diào)節(jié)變量進(jìn)行元回歸分析(表7), 結(jié)果表明, 測量工具、被試群體、文化背景三個(gè)變量在感恩與主觀幸福感關(guān)系的調(diào)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(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著(< 0.05); 文化背景在感恩與積極情感關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著(< 0.05), 與亞組檢驗(yàn)結(jié)果一致。

4 討論

4.1 感恩與主觀幸福感的關(guān)系

本研究結(jié)果顯示, 刪除髙異質(zhì)性文獻(xiàn)后, 感恩與主觀幸福感關(guān)系密切(= 0.35), 感恩體驗(yàn)較高的個(gè)體, 其主觀幸福感也較高, 與以往研究結(jié)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(qiáng)化, 即個(gè)體感恩水平越高, 主觀幸福感水平就越高, 從而促進(jìn)更高的感恩水平和更高的主觀幸福感?？v向數(shù)據(jù)表明, 感恩對主觀幸福感具有獨(dú)特的遞增效應(yīng)(喻承甫等, 2010; Wood, Maltby et al., 2008)。感恩的個(gè)體體驗(yàn)到更多的心理滿足、積極情緒和希望, 進(jìn)一步強(qiáng)化其感恩水平和主觀幸福感(Watkins, 2004)。其次, 感恩是個(gè)體擁有的一種積極的人格特質(zhì)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(jīng)歷等密切相關(guān)(Tsang, Carpenter, Roberts, Frisch, & Carlisle, 2014; Wood, Maltby, Gillett, Linley, & Joseph, 2008)。這些積極特征能直接促進(jìn)個(gè)人的成長和良好關(guān)系的形成, 增強(qiáng)個(gè)體的心理健康水平和心理適應(yīng)功能, 從而促進(jìn)個(gè)人的主觀幸福感, 同時(shí)也通過抑制個(gè)體的憎惡和貪婪, 降低消極情緒, 減輕心理壓力, 提高個(gè)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(gè)體積極的心理資源, 進(jìn)而提高個(gè)體的主觀幸福感。如積極情緒拓展建構(gòu)理論強(qiáng)調(diào), 感恩能拓寬個(gè)體積極的認(rèn)知模式, 建構(gòu)較為積極而持久的心理資源, 從而提升個(gè)體的主觀幸福感(Fredrickson, 2001); 內(nèi)外在目標(biāo)理論提出, 感恩可以滿足個(gè)體的內(nèi)在需要, 其主觀幸福感自然增強(qiáng)(La Guardia et al., 2000)?？傊? 感恩增強(qiáng)了個(gè)體的積極認(rèn)知、積極情緒, 積極內(nèi)在需要, 使個(gè)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(jìn)個(gè)體的主觀幸福感。因此, 感恩與主觀幸福感的關(guān)系理應(yīng)得到教育實(shí)踐者的重視, 今后可以通過感恩的激發(fā)與培養(yǎng)進(jìn)一步提升個(gè)體的主觀幸福感。

本研究還發(fā)現(xiàn), 刪除髙異質(zhì)性文獻(xiàn)后, 感恩與生活滿意度(= 0.38)、積極情感(= 0.37)、消極情感(= –0.19)關(guān)系密切。國外研究也表明, 高感恩的個(gè)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(qiáng)個(gè)體的積極情感(Froh et al., 2009), 并且能抑制個(gè)體的消極情感(Park et al., 2004)。因?yàn)楦卸髯鳛橐环N積極人格特質(zhì)和積極情緒, 使個(gè)體能以感激心態(tài)和感同身受的體驗(yàn)理解社會與人生, 促進(jìn)個(gè)體更加樂觀、積極地評價(jià)自己的生活, 也更容易體驗(yàn)到生活的快樂感和滿足感, 最大程度地提高個(gè)體對生活的滿意感、感知到更多的積極情感, 同時(shí)減少消極情感。因此, 今后應(yīng)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(qiáng)個(gè)體的感恩經(jīng)驗(yàn), 提高個(gè)體的生活滿意感和積極情感。

4.2 感恩與主觀幸福感關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

4.2.1 測量工具

元分析結(jié)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(diào)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(guān)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(guān)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(guān)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(guān)系。

表7 調(diào)節(jié)變量的元回歸分析

出現(xiàn)上述結(jié)果的原因可能是, 首先, 各量表測試內(nèi)容有差異, GQ-6六項(xiàng)目感恩問卷只有6個(gè)項(xiàng)目, 主要用來測量個(gè)體的感恩特質(zhì); 而GART量表有44個(gè)項(xiàng)目, 主要用來測量個(gè)體的狀態(tài)感恩; SCSG量表有22個(gè)項(xiàng)目, 主要基于中國文化背景測試個(gè)體的感恩特質(zhì)。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(qiáng)度、頻度、密度和廣度四個(gè)維度; SCSG量表則包括知足幸運(yùn)、簡單快樂、珍惜、消極體驗(yàn)和回報(bào)行為五個(gè)維度; GRAT量表包含富足感、簡單感激、感謝他人三個(gè)維度。尤其GRAT量表本身就包含了個(gè)體對事件、行為和對象的價(jià)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(guān)系比較大。所以, 感恩各量表拓展與延伸的內(nèi)涵及其量表結(jié)構(gòu)有所差異。此外, 不同的感恩測量工具的理論基礎(chǔ)存在差異, 如：GQ-6六項(xiàng)目感恩問卷是McCullough等人(2002)依據(jù)感恩特質(zhì)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(chǔ)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(diǎn), 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(yùn)含的內(nèi)容、意義、理論建構(gòu)基礎(chǔ)不同, 影響了感恩與主觀幸福感之間的關(guān)系, 二者關(guān)系受到測量工具的調(diào)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(shí)質(zhì)關(guān)系。

4.2.2 被試群體

元分析結(jié)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(diào)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(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)比成人更高; 青少年感恩與消極情感之間的關(guān)系比成人更弱。以往研究也認(rèn)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(qiáng)。大多數(shù)成年人認(rèn)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(guān)系不是同步發(fā)展的, 會受到年齡階段的間接影響。

導(dǎo)致年齡調(diào)節(jié)效應(yīng)的原因可能與個(gè)體的年齡階段及特定的心理發(fā)展特點(diǎn)有關(guān)。埃里克森認(rèn)為：隨著年齡的增長, 個(gè)體的認(rèn)知、情感情緒體驗(yàn)更理性, 不會立即產(chǎn)生感同身受的感恩體驗(yàn)。對青少年而言, 他們更多在乎感恩體驗(yàn)與感受以及受到他人贊賞的過程, 對感恩體驗(yàn)與表達(dá)不會有太多顧忌, 感恩行為較高, 主觀幸福感也相應(yīng)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(yàn)和感受, 在此基礎(chǔ)上進(jìn)行感恩理性判斷和選擇, 從而限制了成年人的感恩體驗(yàn)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(guān)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(zhì), 增強(qiáng)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(yù)與培養(yǎng), 提高青少年的感恩過程體驗(yàn); 同時(shí)擴(kuò)大年齡跨度, 將感恩意識萌芽擴(kuò)展到兒童時(shí)期, 這對更全面、更準(zhǔn)確的闡述感恩與主觀幸福感的關(guān)系及建立科學(xué)的跨年齡層的主觀幸福感干預(yù)都具有參考價(jià)值。

4.2.3 文化背景

元分析結(jié)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(diào)節(jié)變量, 西方文化背景下個(gè)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(guān)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(kuò)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(gè)體就有可能體驗(yàn)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(gè)體源于積極主觀經(jīng)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(qiáng)調(diào)感恩的個(gè)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(zhì)更容易增強(qiáng)個(gè)體的主觀幸福感。其次, 感恩內(nèi)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(dān)責(zé)、親情人倫及道德關(guān)懷, 側(cè)重感恩父母、國家、社會和師長等, 更強(qiáng)調(diào)“鴉有反哺之義”、“滴水之恩”、“投桃報(bào)李”等感恩體驗(yàn)和行為的實(shí)現(xiàn), 在這種根深蒂固的儒家文化影響下, 個(gè)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(gè)體的給予和接受(Emmons & Shelton, 2005), 主要側(cè)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(gè)體的幸福感更多來源于個(gè)體自身因素, 實(shí)現(xiàn)“個(gè)人價(jià)值”就是幸福。東方文化下個(gè)體的幸福感大多來源于人際關(guān)系等外在因素, 強(qiáng)調(diào)“人際和諧”就是幸福。研究表明, 人際和諧更能促進(jìn)東方文化下個(gè)體的幸福感, 自尊更能促進(jìn)西方文化下個(gè)體的幸福感(Kwan, Bond, & Singelis, 1997; 高良, 鄭雪, 嚴(yán)標(biāo)賓, 2010)。而感恩是一種人際現(xiàn)象, 有利于促進(jìn)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(jìn)而增強(qiáng)東方文化下個(gè)體的主觀幸福感。因此, 東方文化下個(gè)體感恩與主觀幸福感、積極情感的關(guān)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(yù)方式等特征在感恩與主觀幸福感關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。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(diào)節(jié)感恩與主觀幸福感的關(guān)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?yàn)椴捎闷渌麥y量工具進(jìn)行感恩與主觀幸福感關(guān)系研究的文獻(xiàn)使用頻率比較低(不足3篇), 可能會影響測量工具調(diào)節(jié)效應(yīng)的信度。(3)本元分析納入的未發(fā)表的國外文獻(xiàn)較少, 納入未發(fā)表的國內(nèi)文獻(xiàn)較多, 元分析文獻(xiàn)分布不均衡也會影響元分析結(jié)果。未來的研究可以：(1)有必要關(guān)注性別在感恩與主觀幸福感中的調(diào)節(jié)作用, 這對于更全面、更準(zhǔn)確的闡述感恩與主觀幸福感的關(guān)系具有重要價(jià)值。(2)繼續(xù)關(guān)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(xiàn), 盡量使二者達(dá)到平衡。

5 結(jié)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(guān), 與消極情感呈顯著負(fù)相關(guān), 感恩的個(gè)體主觀幸福感更強(qiáng), 二者之間的關(guān)系受感恩測量工具類型、被試群體、文化背景的影響。

帶*的文獻(xiàn)表示元分析中納入的文獻(xiàn)

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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(xué)基金項(xiàng)目(31560285)和寧夏區(qū)級研究生教育創(chuàng)新計(jì)劃示范課程建設(shè)(YKC201706)資金支持。

丁鳳琴, E-mail: dingfqin@nxu.edu.cn

B848; B849:C91

10.3724/SP.J.1042.2018.01749