家人情感卷入對(duì)老年自我刻板印象的影響：基于潛變量增長(zhǎng)模型的分析*

徐 冉 張寶山 林 瑤

家人情感卷入對(duì)老年自我刻板印象的影響：基于潛變量增長(zhǎng)模型的分析

徐 冉 張寶山 林 瑤

(陜西師范大學(xué)心理學(xué)院, 西安 710061)

本研究使用問卷法對(duì)257名老年人進(jìn)行了歷時(shí)1年的3次追蹤測(cè)試, 采用潛變量增長(zhǎng)模型與交叉滯后回歸分析考察了家人情感卷入與老年自我刻板印象的變化趨勢(shì), 家人情感卷入發(fā)展與老年自我刻板印象發(fā)展的關(guān)系, 以及家人情感卷入對(duì)老年自我刻板印象的時(shí)序效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)老年人感知到的家人情感卷入在1年內(nèi)呈線性遞減, 而老年自我刻板印象呈線性增長(zhǎng); (2)家人情感卷入的初始水平負(fù)向預(yù)測(cè)老年自我刻板印象的初始水平與增長(zhǎng)速率; (3)家人情感卷入的下降速率也顯著預(yù)測(cè)了老年自我刻板印象的增長(zhǎng)速率; (4)交叉滯后回歸分析進(jìn)一步支持了老年人家人情感卷入對(duì)老年自我刻板印象的總體負(fù)向預(yù)測(cè)作用。本研究為老年刻板印象內(nèi)化的家庭過程提供了理論支持, 并對(duì)減少老年刻板印象內(nèi)化、改善消極老年自我刻板印象的干預(yù)具有一定的實(shí)踐價(jià)值。

家人情感卷入, 老年自我刻板印象, 發(fā)展軌跡, 潛變量增長(zhǎng)模型, 交叉滯后回歸分析

1 引言

隨著我國(guó)人口老齡化進(jìn)程的不斷加快, 如何維持老年期個(gè)體身心健康、推動(dòng)老年人成功老化已成為研究者們關(guān)注的焦點(diǎn)。老化曾被認(rèn)為是一種不可避免的生理衰退過程(Masoro, 2005), 但隨著研究的深入, 人們逐漸認(rèn)識(shí)到老年個(gè)體的健康功能呈現(xiàn)出明顯的文化差異, 越來越多研究者意識(shí)到衰老不僅是生物層面上的衰退, 也是以老年自我刻板印象為代表的一種社會(huì)心理結(jié)構(gòu)改變的結(jié)果(Levy, 2003)。Levy, Ashman等人(2000)認(rèn)為, 人們對(duì)老年人這一社會(huì)群體持有著特定的觀念與預(yù)期, 即老年刻板印象(aging stereotype)。隨著年齡的增長(zhǎng), 老年刻板印象會(huì)不斷內(nèi)化為個(gè)體對(duì)衰老的自我認(rèn)知, 也就是老年自我刻板印象(aging self-stereotype)?？贪逵∠缶唧w化理論(stereotype embodiment theory, SET)認(rèn)為, 這種內(nèi)化過程常常是無意識(shí)的并貫穿于人的一生(Levy, 2009), 甚至在相對(duì)較短的時(shí)間內(nèi)就可以表現(xiàn)出顯著變化(Lysaker et al., 2012)。相似地, 污染假說(contamination hypothesis)也認(rèn)為個(gè)體在生命早期建立了關(guān)于衰老的消極認(rèn)知, 隨著年齡增長(zhǎng)人們逐漸將這種消極認(rèn)知——老年刻板印象納入自我觀點(diǎn)中, 也就是說自我越來越多地受到老年刻板印象的消極影響的污染(Rothermund & Brandtst?dter, 2005)。此外, 近期研究還表明老年期消極自我感知在相當(dāng)長(zhǎng)的一段時(shí)間內(nèi)(例如8年)都表現(xiàn)出線性增長(zhǎng)趨勢(shì)(Zhang et al., 2020)。因此, 隨著年齡的增長(zhǎng), 個(gè)體關(guān)于衰老的自我刻板印象很可能會(huì)隨著時(shí)間的推移表現(xiàn)出持續(xù)的增加, 即使進(jìn)入老年期以后, 這種趨勢(shì)也會(huì)相當(dāng)穩(wěn)定。

作為老年人自我概念的一個(gè)核心結(jié)構(gòu), 老年自我刻板印象增加了個(gè)體認(rèn)同群體刻板印象并從事刻板印象相關(guān)行為的可能性, 直接地影響著個(gè)體對(duì)自我發(fā)展的預(yù)期、目標(biāo)與行為, 是老年刻板印象影響個(gè)體心理行為和生理結(jié)構(gòu)的先決條件與核心過程(Kornadt et al., 2017; Westerhof & Wurm, 2015)。已有研究證實(shí)了消極老年自我刻板印象與老年人更快的記憶力衰退(Levy et al., 2012)、更高的心血管問題發(fā)生率(Levy, Hausdorff, et al., 2000)、更差的健康功能甚至更高的早期死亡率密切相關(guān)(Levy, Ashman, et al., 2000)。由于老年自我刻板印象對(duì)老年期個(gè)體身心健康具有重要影響, 一些研究者開始關(guān)注老年刻板印象內(nèi)化的具體機(jī)制。Levy (2009)的刻板印象具體化理論認(rèn)為老年刻板印象在無意識(shí)的情況下通過生理、行為與心理三種途徑使個(gè)體獲得有關(guān)刻板印象的自我相關(guān)性。在多種途徑中, 以老年刻板印象內(nèi)化的心理過程最為受到研究者的廣泛關(guān)注(Fawsitt & Setti, 2017)。心理途徑主要指刻板印象通過影響個(gè)體對(duì)未來“可能的自我”的認(rèn)知, 最終發(fā)展成自我實(shí)現(xiàn)的預(yù)言(Levy, 2009; Rothermund, 2005)。“可能的自我”代表了個(gè)體對(duì)未來自我形象的期望, 常常是從老年人過去的各個(gè)領(lǐng)域經(jīng)驗(yàn)中衍生出來的(Kornadt & Rothermund, 2012)。這些經(jīng)驗(yàn)除了可能來自老年人對(duì)自身健康狀況的認(rèn)識(shí)外, 也往往依賴于他們對(duì)親人與朋友的評(píng)價(jià)與態(tài)度的感知。進(jìn)入老年期后, 家人與家庭逐漸成為老年人最重要的社交對(duì)象與生活場(chǎng)所, 老年人對(duì)家人的依賴程度逐漸加深, 對(duì)來自家人的情感卷入的需求也逐漸增多。在這一背景下, 老年人感知到的家人情感卷入很可能會(huì)促進(jìn)老年刻板印象自我概念化的相關(guān)過程。

家人情感卷入(family affective involvement)主要指家庭成員相互之間對(duì)對(duì)方活動(dòng)和一些事情關(guān)心和重視的程度(劉培毅, 何慕陶, 1999)。步入老年期, 家庭活動(dòng)逐漸在個(gè)體晚年生活中占據(jù)了主導(dǎo)地位, 老年人對(duì)來自家庭成員的情感卷入需求也在逐漸增加。然而由于無法得到家人及時(shí)的關(guān)注與回應(yīng), 老年人逐漸增加的情感需求往往與實(shí)際感知到的家人情感卷入水平成反比, 導(dǎo)致了老年人對(duì)家人情感卷入的滿意度降低(Robinson & Knight, 2005)。具體來說, 研究顯示, 老年期婚姻質(zhì)量的不斷下降導(dǎo)致了老年人家庭情感卷入的最重要的來源——配偶的情感卷入不良(Kamp Dush et al., 2008); 另一方面, 隨著獨(dú)立與成熟, 成年子女與老年人的情感凝聚力不斷下降, 頻繁的代際矛盾也威脅著老年人與子女積極、良好的情感卷入(Fingerman et al., 2008; Silverstein & Giarrusso, 2010)。以往研究也表明, 由年齡增長(zhǎng)引發(fā)的退休、離婚、喪偶等生活事件導(dǎo)致了老年期個(gè)體感知到的家人情感卷入在較短時(shí)期內(nèi)顯著衰減(Hayslip et al., 2015; Utz et al., 2014)。此外, 有研究者還發(fā)現(xiàn)各個(gè)年齡階段個(gè)體家庭功能、家人支持等社會(huì)心理結(jié)構(gòu)在2～5年內(nèi)常常表現(xiàn)出線性發(fā)展趨勢(shì)(Dubois et al., 2002; Lorenzo- Blanco et al., 2019)?；谝陨显? 我們預(yù)期老年期個(gè)體感知到的家人情感卷入水平隨著時(shí)間推移將呈現(xiàn)線性下降或衰退的趨勢(shì)。

盡管家人情感卷入在老年期表現(xiàn)出持續(xù)的衰退, 但是其對(duì)老年期個(gè)體身心健康發(fā)揮的重要影響不容置否。作為良好協(xié)調(diào)的社會(huì)互動(dòng)和人際關(guān)系的關(guān)鍵特征與前提(Martens et al., 2014), 積極的家人情感卷入往往代表了更高水平的家庭情感支持, 不僅可以幫助老年人更好地感知來自家人的理解和鼓勵(lì), 也為老年人應(yīng)對(duì)應(yīng)激過程并成功適應(yīng)衰老提供了積極支持(Kwok et al., 2015)。以往研究發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的代際參與對(duì)老年人一系列社會(huì)、認(rèn)知和行為過程與活動(dòng)都有積極的效應(yīng)(Zotnowski, 2004; 張紅靜等, 2010)。反之, 家庭成員之間有限的情感卷入則被證明可能阻礙老年人家庭功能中其他領(lǐng)域(例如家庭溝通或家庭問題解決)的順利進(jìn)行; 同時(shí), 不良的家人情感卷入也與老年人一系列的身心健康風(fēng)險(xiǎn)因素, 例如慢性疾病、事故風(fēng)險(xiǎn)、認(rèn)知功能障礙以及孤獨(dú)、抑郁的頻發(fā)等有著密切的關(guān)系(季堅(jiān)等, 2006)。

在以上文獻(xiàn)基礎(chǔ)上, 有研究者推測(cè)家人情感卷入可能在老年刻板印象的內(nèi)化過程中也扮演著重要角色(Wang & Zhao, 2012), 然而目前還沒有研究直接探討老年人家人情感卷入對(duì)老年自我刻板印象的影響。以往有限的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn), 家庭關(guān)系與家庭互動(dòng)可以有效緩沖老年人的消極自我觀點(diǎn), 對(duì)老年人身心健康具有一定的保護(hù)作用(Nelson, 2016)。Ramírez和Palacios-Espinosa (2016)的研究亦表明, 來自家人的支持與依靠可以促進(jìn)老年人獲得有關(guān)衰老軌跡的控制感, 形成對(duì)身心健康的積極期望。另一些研究則發(fā)現(xiàn), 對(duì)老年人的消極刻板印象將老年人描繪為獨(dú)立自主能力差、依賴性強(qiáng)的形象, 持有這類刻板印象的家庭對(duì)老年親屬的過度關(guān)注與保護(hù)會(huì)導(dǎo)致老年人對(duì)自己能力的質(zhì)疑, 加深其對(duì)自我的消極預(yù)期(Gendron et al., 2016)?；谝陨衔墨I(xiàn), 我們推測(cè)家人情感卷入這一家庭因素很可能對(duì)老年自我刻板印象產(chǎn)生一定影響。也就是說, 老年人家人情感卷入的總體水平可能負(fù)向預(yù)測(cè)了老年自我刻板印象的總體水平。

此外, 當(dāng)前領(lǐng)域的另一個(gè)問題是缺乏在縱向發(fā)展的框架內(nèi)對(duì)老年人家人情感卷入與老年自我刻板印象的動(dòng)態(tài)發(fā)展軌跡的探討, 更沒有研究探討隨時(shí)間的推移, 老年人家人情感卷入個(gè)體內(nèi)平均水平的變化與老年自我刻板印象個(gè)體內(nèi)平均水平的變化之間的關(guān)系。面對(duì)由衰老引發(fā)的內(nèi)外部資源不可避免的減少, 起初良好的家人情感卷入被證明可以有效提高老年人情緒調(diào)節(jié)能力與情緒表達(dá)控制能力, 幫助老年人獲得更加成熟的應(yīng)對(duì)策略與防御資源以應(yīng)對(duì)各類心理威脅, 并在此基礎(chǔ)上建立更加積極的自我預(yù)期, 維持自我概念的穩(wěn)定狀態(tài)(Hart, 2014; Zhang & Guo, 2017)。相反, 起初低質(zhì)量的家人情感卷入與高水平的社會(huì)焦慮往往與老年人被動(dòng)攻擊、壓抑或退縮等不成熟的防御機(jī)制相關(guān)聯(lián), 成為加速消極老年刻板印象內(nèi)化的風(fēng)險(xiǎn)因素。因此, 在老年期發(fā)展過程中, 老年人與家庭成員間的情感卷入的起始水平可能負(fù)向預(yù)測(cè)后續(xù)老年自我刻板印象的發(fā)展變化。

類似地, 老年人家人情感卷入的發(fā)展變化也可能影響著老年自我刻板印象的發(fā)展變化。耗散結(jié)構(gòu)理論(dissipative structure theory)強(qiáng)調(diào)了外部社會(huì)環(huán)境通過防御機(jī)制對(duì)個(gè)體心理過程發(fā)揮的重要作用(Zhang & Guo, 2017)。感知到家人情感卷入快速下降的老年人, 更容易處于持續(xù)的社交焦慮中, 不可避免地面臨自我價(jià)值感、安全感以及自我效能感等心理資源的不斷下降, 并在家庭活動(dòng)中更多地采取回避與孤立等不成熟的防御策略, 進(jìn)而造成認(rèn)知?情感圖式的混亂與不穩(wěn)定(Zhang & Guo, 2017), 加快老年人對(duì)自我消極預(yù)期的增多, 最終加速了老年刻板印象的自我概念相關(guān)化即老年自我刻板印象的發(fā)展。也就是說, 隨著時(shí)間的推移, 老年人家人情感卷入的發(fā)展變化可能負(fù)向預(yù)測(cè)了老年自我刻板印象的發(fā)展變化。

綜上所述, 鑒于以往研究中家人情感卷入與老年自我刻板印象及其相關(guān)概念在相對(duì)較短的時(shí)間內(nèi)表現(xiàn)出顯著的線性衰減或增長(zhǎng)趨勢(shì), 同時(shí)盡可能減少縱向研究中研究對(duì)象由于時(shí)間間隔過長(zhǎng)或產(chǎn)生厭倦情緒進(jìn)而導(dǎo)致的樣本流失問題(王孟成, 畢向陽(yáng), 2018), 本研究擬通過歷時(shí)1年的3次追蹤測(cè)試, 采用潛變量增長(zhǎng)模型與交叉滯后回歸模型, 考察家人情感卷入與老年自我刻板印象的發(fā)展軌跡以及兩者之間的因果關(guān)系?；趯?duì)以往文獻(xiàn)的回顧, 在潛變量增長(zhǎng)模型中, 我們提出以下假設(shè)：

H1：老年期個(gè)體感知到的家人情感卷入水平隨著時(shí)間推移呈現(xiàn)線性衰退的趨勢(shì);

H2：老年期個(gè)體關(guān)于衰老的消極自我刻板印象隨時(shí)間的推移呈現(xiàn)線性增長(zhǎng)趨勢(shì);

H3：老年人家人情感卷入的初始水平負(fù)向預(yù)測(cè)消極老年自我刻板印象的初始水平;

H4：老年人家人情感卷入的初始水平負(fù)向預(yù)測(cè)老年自我刻板印象的發(fā)展變化;

H5：老年人家人情感卷入的發(fā)展變化顯著負(fù)向預(yù)測(cè)老年自我刻板印象的發(fā)展變化。

最后, 采用交叉滯后回歸分析進(jìn)一步驗(yàn)證家人情感卷入與老年自我刻板印象的關(guān)系的時(shí)間順序, 我們預(yù)期：

H6：老年人家人情感卷入負(fù)向預(yù)測(cè)6個(gè)月后消極老年自我刻板印象。

2 方法

2.1 被試1本研究來自一項(xiàng)滾動(dòng)收集、不斷更新中的社區(qū)項(xiàng)目。由于個(gè)別社區(qū)在收集時(shí)間點(diǎn)上存在一定延遲, 因而不同社區(qū)被試在實(shí)際測(cè)查中為分批次收集?？紤]到后續(xù)批次收集樣本量較少, 且不同批次被試收集時(shí)間點(diǎn)跨度較大, 為了保證研究的嚴(yán)謹(jǐn)性, 盡可能減少無關(guān)變量的影響, 當(dāng)前研究最終采用了較為集中的完整參加了3次測(cè)查的第一批被試。

本研究選取了西安市6個(gè)中等規(guī)模(約1萬人口)的社區(qū)(建立時(shí)間分別為不到10年、約20年、約30年)進(jìn)行了簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣。我們通過社區(qū)居委會(huì)和社區(qū)廣場(chǎng)進(jìn)行宣傳, 選取了55歲以上(女性)或60歲以上(男性), 漢語(yǔ)為母語(yǔ), 視力或矯正視力正常, 無腦部疾病或認(rèn)知損傷的老年人為研究對(duì)象。此外, 我們還采用了滾雪球抽樣法進(jìn)行抽樣, 即鼓勵(lì)被試邀請(qǐng)他們的朋友、熟人來參與我們的調(diào)查。從2018年4月開始進(jìn)行第一次施測(cè)(T1), 之后每隔6個(gè)月進(jìn)行一次追蹤測(cè)查。在本研究中, 我們使用了3次測(cè)量的家人情感卷入和老年自我刻板印象構(gòu)建了潛變量增長(zhǎng)模型(王孟成, 畢向陽(yáng), 2018)。第一次施測(cè)共獲得有效被試675名, 第二次施測(cè)(T2)獲得有效被試377人, 第三次施測(cè)(T3)獲得有效被試257人, 男性79人, 女性178人。詳細(xì)背景信息見表1。

考慮到樣本量在縱向追蹤研究中的重要性, 當(dāng)前研究還對(duì)樣本流失率進(jìn)行了分析。具體而言, 當(dāng)前研究中第一波數(shù)據(jù)被試流失率為44.1%, 第二波數(shù)據(jù)被試流失率為31.8%。接下來, 我們對(duì)流失被試與未流失被試在人口學(xué)信息、T1時(shí)家人情感卷入以及T1時(shí)老年自我刻板印象上的得分進(jìn)行了差異性檢驗(yàn)。正態(tài)性檢驗(yàn)表明流失被試與未流失被試在各個(gè)人口學(xué)變量以及T1時(shí)家人情感卷入與老年自我刻板印象上均呈現(xiàn)一定程度的偏態(tài)分布。在此基礎(chǔ)上,檢驗(yàn)及Mann-Whitney U檢驗(yàn)表明, 流失被試與完整參加3次施測(cè)的被試, 在性別((1) = 3.14,= 0.386)、年齡(= ?0.06,= 0.952)、受教育程度((2) = 0.67,= 0.964)、年收入((2) = 1.16,= 0.850)和自評(píng)健康狀況(= ?0.47,= 0.635)上均不存在顯著差異, 在T1時(shí)的家人情感卷入(= ?0.69,= 0.489)、老年自我刻板印象(= ?0.50,= 0.617)上的得分也均無顯著差異, 表明本研究中被試不存在結(jié)構(gòu)化流失。

表1 背景信息

2.2 研究工具

2.2.1 老年人感知到的家人情感卷入

采用劉培毅和何慕陶(1999)修訂的家庭功能評(píng)定量表(family assessment device, FAD)中文版中的情感卷入(affective involvement, AI)維度來測(cè)量老年人感知到的家人情感卷入。該維度包含7個(gè)項(xiàng)目, 如“我們家的人只有在對(duì)自己有利時(shí)才彼此關(guān)照”。問卷采用4點(diǎn)計(jì)分從“完全不像我家”到“很像我家”, 為了便于理解與后續(xù)分析, 對(duì)所有項(xiàng)目進(jìn)行反向計(jì)分, 分?jǐn)?shù)越高則表明家庭成員間情感卷入質(zhì)量越好。在以往研究中, 家人情感卷入量表已被廣泛應(yīng)用于包括老年人在內(nèi)的各個(gè)年齡階段以及各類群體研究中(Pace et al., 2014; 郝英秀等, 2015), 并有著穩(wěn)定的內(nèi)部一致性信度(0.72～0.78) (Epstein et al., 1983; Schuman et al., 2013)。在本研究中, 三波數(shù)據(jù)分析結(jié)果均一致顯示刪除一個(gè)項(xiàng)目(“如果當(dāng)某人遇到麻煩時(shí), 其他人會(huì)過分關(guān)注”)可以提高總量表的Cronbach α系數(shù)(刪除該項(xiàng)目前分別為0.59、0.66、0.69)。很可能這個(gè)項(xiàng)目并不適合用于測(cè)量本研究中的被試群體。因此, 為提高測(cè)量信度, 我們?cè)谧罱K的數(shù)據(jù)分析中移出該項(xiàng)目。該量表6個(gè)項(xiàng)目3次測(cè)量的Cronbach α系數(shù)分別為0.64、0.72、0.70, 符合Ziegel等人(2005)提出的社會(huì)科學(xué)研究中量表測(cè)量Cronbach α系數(shù)應(yīng)高于0.55臨界值要求。我們最終認(rèn)為該6個(gè)項(xiàng)目具有一定的穩(wěn)定性和同質(zhì)性, 信度較好。為鑒定當(dāng)前家人情感卷入量表項(xiàng)目的效度, 由7名社會(huì)心理學(xué)專業(yè)的研究生組成評(píng)定小組。在評(píng)定過程中, 我們盡可能使操作過程簡(jiǎn)單化, 在保證最大程度檢驗(yàn)項(xiàng)目效度的同時(shí), 避免由于評(píng)定者自身經(jīng)驗(yàn)不足導(dǎo)致的效度評(píng)定不準(zhǔn)確的問題。具體地說, 我們首先向小組成員呈現(xiàn)家人情感卷入的定義, 然后要求評(píng)定小組成員根據(jù)家人情感卷入的定義, 在由家人情感卷入、家人溝通(“我們對(duì)人說話都直說, 從不拐彎抹角”)混合在一起的項(xiàng)目池中(共12個(gè)項(xiàng)目)選擇出家人情感卷入的測(cè)量項(xiàng)目。這樣的評(píng)定任務(wù)只需要評(píng)定者根據(jù)定義對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行是否符合的區(qū)分, 對(duì)理論背景和經(jīng)驗(yàn)要求相對(duì)較低, 既能較好地反映量表的內(nèi)容效度, 也在一定程度上充分體現(xiàn)了量表的區(qū)分效度。最終所有人都成功選取出了這6個(gè)項(xiàng)目。這表明這6個(gè)條目具有較好的內(nèi)容效度和區(qū)分效度。

2.2.2 老年自我刻板印象

在Fraboni編訂的老年歧視量表(Fraboni Scale of Ageism, FSA) (Fraboni et al., 1990)與Kornadt和Klaus (2011)編訂的特定領(lǐng)域老年刻板印象量表中選取最符合中國(guó)老年群體特點(diǎn)且因子載荷較高(這樣的項(xiàng)目在理論上對(duì)所測(cè)量概念的代表性更強(qiáng))的10個(gè)項(xiàng)目組成老年自我刻板印象量表。如“我會(huì)因?yàn)橹貜?fù)講同一個(gè)故事而令人感到煩躁”、“在工作中我很難適應(yīng)變化, 因此不如年輕人”, 反映了老年人在多個(gè)生活領(lǐng)域內(nèi)對(duì)自己持有的年齡歧視態(tài)度與老化負(fù)面評(píng)價(jià)。這些項(xiàng)目在以往研究中被廣泛應(yīng)用于探討老年自我刻板印象對(duì)老年期生活質(zhì)量、身心健康及幸福感的影響(Bodner & Cohen-Fridel, 2010; Dionigi, 2015; Kornadt et al., 2013), 具有較好的信度和效度(Kornadt & Klaus, 2011; Rupp et al., 2005)。問卷采用4點(diǎn)計(jì)分, 從非常不同意到非常同意, 分?jǐn)?shù)越高表明個(gè)體的消極老年自我刻板印象越強(qiáng)烈。本研究中老年自我刻板印象3次測(cè)量的Cronbach α 系數(shù)分別為0.66、0.66、0.69。同樣, 我們通過由7名社會(huì)心理學(xué)專業(yè)的研究生組成的評(píng)定小組評(píng)估了老年自我刻板印象量表項(xiàng)目的效度。我們向評(píng)定小組呈現(xiàn)老年自我刻板印象的定義, 要求評(píng)定小組成員根據(jù)老年自我刻板印象的定義, 在由自我概念相關(guān)部分題目(如“我有時(shí)會(huì)把當(dāng)天該做的事情拖到第二天”)、老年自我刻板印象混合在一起的項(xiàng)目池中(共20個(gè)項(xiàng)目)選擇出老年自我刻板印象的測(cè)量項(xiàng)目。所有人都成功選取出了這10個(gè)項(xiàng)目。這表明這10個(gè)條目具有較好的內(nèi)容效度和區(qū)分效度。

2.3 數(shù)據(jù)分析策略

我們首先對(duì)各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)并計(jì)算相關(guān)系數(shù), 以考察老年自我刻板印象與家人情感卷入的穩(wěn)定性以及兩者在不同時(shí)間點(diǎn)的相關(guān)關(guān)系。接下來, 本研究通過構(gòu)建潛變量增長(zhǎng)模型(latent growth modeling, LGM)來檢驗(yàn)老年自我刻板印象與家人情感卷入的發(fā)展軌跡以及兩者的因果關(guān)系。具體分析中, 我們檢驗(yàn)了以下幾個(gè)方面老年自我刻板印象和家人情感卷入的個(gè)體內(nèi)和個(gè)體間的關(guān)系。首先, 對(duì)3次測(cè)量的老年自我刻板印象和家人情感卷入分別進(jìn)行無條件潛變量增長(zhǎng)建模, 使用截距表示初始水平, 使用斜率表示變化, 以此考察老年自我刻板印象與家人情感卷入的發(fā)展軌跡。然后, 通過構(gòu)建老年自我刻板印象與家人情感卷入的平行增長(zhǎng)模型來考察感知到的家人情感卷入對(duì)老年自我刻板印象的影響。最后, 我們還進(jìn)行了交叉滯后回歸分析以進(jìn)一步確認(rèn)家人情感卷入與老年自我刻板印象之間的時(shí)間順序與總體因果方向。數(shù)據(jù)分析采用SPSS 22.0、Mplus 8.0以及Amos 24.0完成。潛變量增長(zhǎng)模型與交叉滯后回歸模型采用穩(wěn)健的極大似然估計(jì)法(maximum likelihood robust estimator, MLR), 這主要是由于K-S檢驗(yàn)結(jié)果表明家人情感卷入與老年自我刻板印象在3個(gè)波次觀測(cè)值均呈一定程度的偏態(tài)分布。MLR估計(jì)已被證明比非正態(tài)數(shù)據(jù)的其他處理方法表現(xiàn)得更好(Bandalos, 2014)。同時(shí)考慮到當(dāng)前數(shù)據(jù)偏離正態(tài)程度與數(shù)據(jù)缺失比例(Dong & Peng, 2013), 我們最終保留了完成完整3次追蹤測(cè)試的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。根據(jù)Hu和Bentler (1999)的建議, 模型評(píng)估使用的擬合指數(shù)及可接受臨界值分別為χ,CFI (> 0.90), GFI (> 0.90), TLI (> 0.90), RMSEA (< 0.08), SRMR (< 0.08)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差

為檢驗(yàn)3次測(cè)量受共同方法偏差影響的程度, 研究分別對(duì)3次測(cè)試數(shù)據(jù)進(jìn)行了Harman單因子檢驗(yàn), 結(jié)果表明第一個(gè)因子解釋的變異量依次為20.77%、21.03%、19.51%, 均小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)(Podsakoff et al., 2003), 說明本研究受共同方法偏差的影響不明顯。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

3次測(cè)量的家人情感卷入與老年自我刻板印象的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)矩陣如表2所示。從T1到T3, 老年人感知到的家人情感卷入總體呈下降趨勢(shì), 老年自我刻板印象呈遞增趨勢(shì)。此外, 3次家人情感卷入與3次老年自我刻板印象呈顯著負(fù)相關(guān)(s= ?0.38 ～ ?0.16,s< 0.01)。

3.3 家人情感卷入與老年自我刻板印象的發(fā)展軌跡

3.3.1 家人情感卷入

對(duì)老年人家人情感卷入構(gòu)建如圖1所示的線性無條件潛變量增長(zhǎng)模型, 來檢驗(yàn)家人情感卷入的變化趨勢(shì)。家人情感卷入的擬合指標(biāo)如表3所示, 無條件模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合良好。該模型的統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表4。在線性無條件增長(zhǎng)模型中, 模型截距即老年人感知到的家人情感卷入初始水平為15.34 (= 0.18,< 0.001), 顯著大于0; 家人情感卷入在3次測(cè)量期間呈線性下降(斜率 = ?0.25,= 0.11= 0.019)。當(dāng)前結(jié)果支持了假設(shè)1。此外, 截距的變異(= 6.62,= 1.17,< 0.001)和斜率的變異(= 1.15,= 0.52,= 0.027)均顯著大于0, 表明老年人家人情感卷入初始水平和家人情感卷入隨時(shí)間的變化在個(gè)體間存在系統(tǒng)差異。最后, 截距和斜率之間相關(guān)顯著(= ?0.67,< 0.001), 表明家人情感卷入初始水平越高的老年人, 其在3次測(cè)查期間感知到的家人情感卷入水平下降越快。

表2 各變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)矩陣

注：≤ 0.05;≤ 0.01;≤ 0.001, 下同。

圖1 家人情感卷入或老年自我刻板印象的線性無條件潛變量增長(zhǎng)模型

表3 家人情感卷入與老年自我刻板印象線性無條件潛變量增長(zhǎng)模型的擬合指標(biāo)

3.3.2 老年自我刻板印象

為了考察老年自我刻板印象的發(fā)展變化軌跡, 我們構(gòu)建了老年自我刻板印象的線性無條件潛變量增長(zhǎng)模型。從老年自我刻板印象的擬合指標(biāo)(見表3)可知, 無條件模型對(duì)數(shù)據(jù)擬合良好。在線性無條件潛變量增長(zhǎng)模型中, 模型截距即老年自我刻板印象起始水平為19.84 (= 0.23,< 0.001), 顯著大于0。老年自我刻板印象在3次測(cè)量中呈遞增趨勢(shì)(斜率 = 0.84,= 0.15,< 0.001), 當(dāng)前結(jié)果支持了假設(shè)2。此外, 截距的變異(= 13.86,= 2.31,< 0.001)和斜率的變異(= 3.03,= 0.96,= 0.002)均顯著大于0, 表明老年自我刻板印象初始水平和老年自我刻板印象隨時(shí)間的變化在個(gè)體間存在系統(tǒng)差異。最后, 截距和斜率之間相關(guān)顯著(= ?0.72,< 0.001), 表明老年自我刻板印象初始水平越高, 隨著時(shí)間的推移, 老年自我刻板印象增長(zhǎng)的幅度越小(見表4)。

表4 家人情感卷入與老年自我刻板印象的潛變量增長(zhǎng)模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

3.4 家人情感卷入與老年自我刻板印象的平行增長(zhǎng)模型

為了檢驗(yàn)老年人感知到的家人情感卷入與老年自我刻板印象之間的關(guān)系, 我們建立了一個(gè)平行增長(zhǎng)模型, 以同時(shí)考察家人情感卷入與老年自我刻板印象的潛在增長(zhǎng)。我們用老年人家人情感卷入模型中的截距和斜率預(yù)測(cè)老年自我刻板印象的線性增長(zhǎng), 結(jié)果如圖2所示。該模型擬合較好, χ(7) = 11.04,0.320, CFI = 0.99, TLI = 0.97, RMSEA = 0.05, SRMR = 0.03。

在家人情感卷入與老年自我刻板印象的潛變量平行增長(zhǎng)模型中, 家人情感卷入截距對(duì)老年自我刻板印象的截距的回歸系數(shù)顯著,= ?0.40,=0.12,= 0.001, 說明老年人感知到的家人情感卷入初始水平越低, 老年自我刻板印象初始水平越高, 這一結(jié)果支持了假設(shè)3; 此外, 老年人感知到的家人情感卷入的截距負(fù)向預(yù)測(cè)老年自我刻板印象斜率,= ?0.55,= 0.26,= 0.034, 表明老年人感知到的家人情感卷入初始水平越低, 在后續(xù)發(fā)展中老年自我刻板印象增長(zhǎng)速度越快, 這一結(jié)果支持了假設(shè)4; 最后, 家人情感卷入斜率負(fù)向預(yù)測(cè)老年自我刻板印象斜率,= ?0.85,= 0.32,= 0.009, 表明隨著時(shí)間的推移, 老年人感知到的家人情感卷入下降越快, 老年自我刻板印象增長(zhǎng)越快, 這一結(jié)果支持了假設(shè)5。

圖2 家人情感卷入與老年自我刻板印象的平行增長(zhǎng)模型

注: 圖中所有參數(shù)估計(jì)值均為標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)老年自我刻板印象與家人情感卷入之間的因果關(guān)系以及兩者之間是否存在相互影響, 避免由于我們先定的假設(shè)而無法準(zhǔn)確把握兩者之間的真實(shí)關(guān)系模式, 我們還通過調(diào)換自變量與因變量, 建立了一個(gè)老年自我刻板印象預(yù)測(cè)老年人家人情感卷入的平行增長(zhǎng)競(jìng)爭(zhēng)模型。結(jié)果表明, 老年自我刻板印象預(yù)測(cè)家人情感卷入模型的主要路徑不成立, 即老年自我刻板印象的截距對(duì)家人情感卷入斜率的回歸系數(shù)不顯著(= ?0.30,= 0.28,= 0.283)。因此, 3次測(cè)量期間的老年自我刻板印象不能預(yù)測(cè)老年人感知到的家人情感卷入。

3.5 交叉滯后回歸分析

潛變量增長(zhǎng)模型有助于研究者獲得對(duì)所關(guān)注結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)特性更好的把握; 為了進(jìn)一步檢驗(yàn)家人情感卷入與老年自我刻板印象隨時(shí)間推移的領(lǐng)先滯后關(guān)系, 加強(qiáng)對(duì)因果方向的論證, 根據(jù)Martens和Haase (2006)的推薦, 我們還對(duì)3次測(cè)量的家人情感卷入與老年自我刻板印象進(jìn)行了交叉滯后回歸分析。交叉滯后回歸分析通過設(shè)定穩(wěn)定性系數(shù)對(duì)每個(gè)變量的自回歸效應(yīng)進(jìn)行了控制, 被認(rèn)為是檢驗(yàn)變量間“單純”效應(yīng)方向的最佳方法(Preacher, 2015), 可以用于了解一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的總體預(yù)測(cè)程度。越來越多研究者認(rèn)為, 為了在因果推斷中獲得更穩(wěn)健的結(jié)論, 應(yīng)該綜合考慮多種方法, 從而進(jìn)行更廣泛意義上的敏感性分析(Curran & Bollen, 2001; de Stavola et al., 2006; Pakpahan et al., 2017)。使用交叉滯后回歸分析探討變量之間因果關(guān)系時(shí), 首先需要檢驗(yàn)4個(gè)模型: (1)僅包括自回歸效應(yīng)的基線模型M1 (見圖3, M1); (2)在M1的基礎(chǔ)上增加變量X指向變量Y路徑的構(gòu)想模型M2 (見圖3, M2); (3)在M1的基礎(chǔ)上增加變量Y指向變量X路徑的競(jìng)爭(zhēng)模型M3 (見圖3, M3); (4)包含M1、M2和M3所有路徑的全模型M4 (見圖3, M4)。

表5為當(dāng)前研究中4個(gè)模型的擬合指數(shù)以及各個(gè)模型卡方變化量比較的結(jié)果。由表可得, 除M3以外, M2、M4的擬合指數(shù)均優(yōu)于自回歸模型; 并且M2、M4與自回歸模型M1間的卡方差異均為顯著(Δχ(2) = 16.61,0.001; Δχ(4) = 20.91,0.001), 而M3與M1間卡方差異不顯著(Δχ(2) = 5.68,0.058)。這些結(jié)果表明除了M3, M2、M4均優(yōu)于M1。

接下來, 我們對(duì)M2和M4進(jìn)行了模型比較, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), M2和M4的卡方差異不顯著(Δχ(2) = 4.30,0.116)。這些結(jié)果表明M2與M4無顯著差異。而通過對(duì)模型路徑進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn), M4中T1老年自我刻板印象預(yù)測(cè)T2家人情感卷入、以及T2老年自我刻板印象預(yù)測(cè)T3家人情感卷入的路徑系數(shù)均不顯著(= ?0.06,= 0.05,= 0.297;= ?0.11,= 0.04,= 0.072)。基于這些結(jié)果, 最后根據(jù)模型簡(jiǎn)潔性原則, M2被確定為理想模型。

圖3 交叉滯后回歸模型圖

表5 模型擬合指數(shù)

家人情感卷入與老年自我刻板印象的最終模型如圖4所示。由圖4可知, T1家人情感卷入顯著負(fù)向預(yù)測(cè)了6個(gè)月后老年自我刻板印象(= ?0.16,= 0.09,= 0.004); 同樣地, T2時(shí)期家人情感卷入負(fù)向預(yù)測(cè)了T3老年自我刻板印象(= ?0.18,= 0.08,= 0.004)。這一結(jié)果支持了假設(shè)6。

綜上, 潛變量增長(zhǎng)模型和交叉滯后回歸分析結(jié)果均支持了家人情感卷入對(duì)老年自我刻板印象的預(yù)測(cè)作用, 同時(shí)均不支持老年自我刻板印象對(duì)家人情感卷入的預(yù)測(cè)作用。這些結(jié)果進(jìn)一步表明, 家人情感卷入對(duì)老年自我刻板印象的預(yù)測(cè)作用是比較穩(wěn)定的結(jié)果。

4 討論

鑒于老年自我刻板印象對(duì)維持個(gè)體老年期身心健康的重要影響, 越來越多研究者開始關(guān)注老年刻板印象內(nèi)化的具體機(jī)制。然而, 以往研究更多關(guān)注了社會(huì)文化等社會(huì)性因素以及老年人自身因素對(duì)老年自我刻板印象的效應(yīng)(賀慶利等, 2013), 鮮少有研究在家庭背景下探討老年刻板印象的內(nèi)化進(jìn)程。為了填補(bǔ)這一空缺, 本研究采用潛變量增長(zhǎng)模型與交叉滯后回歸分析探討了老年人家人情感卷入與老年自我刻板印象在老年期的發(fā)展軌跡, 以及家人情感卷入對(duì)老年自我刻板印象的縱向影響。我們的研究結(jié)果表明, 老年人感知到的家人情感卷入水平在老年期不斷下降, 而消極老年自我刻板印象在老年期不斷增長(zhǎng); 此外, 老年人家人情感卷入的截距與斜率在不同程度上預(yù)測(cè)著老年自我刻板印象的截距與斜率。同時(shí), 交叉滯后回歸分析表明老年人家人情感卷入負(fù)向預(yù)測(cè)了6個(gè)月后消極老年自我刻板印象, 反之不成立。

4.1 老年人感知到的家人情感卷入發(fā)展

我們的研究發(fā)現(xiàn), 老年人感知到的家人情感卷入水平在老年期不斷下降。隨著年齡的增長(zhǎng), 老年人不可避免地面臨著親人或配偶離世等消極事件的不斷增加。同時(shí), 身體功能的限制也常常與精神的痛苦、日常生活的不便相伴隨, 這都直接導(dǎo)致了老年人對(duì)家人情感卷入需求的增加。然而由于家人所能提供的情感支持與卷入相對(duì)有限, 逐漸無法滿足老年人日常對(duì)家人情感卷入的需求(Cheng, 2016), 因此老年人實(shí)際感知到的情感卷入水平不斷下降。此外, 當(dāng)前結(jié)果還表明, 老年人感知到的家人情感卷入初始水平與下降速率呈現(xiàn)較高負(fù)相關(guān), 這說明老年人家人情感卷入初始水平越高其下降速率越快; 相反, 個(gè)體感知到的家人情感卷入初始水平越低, 其下降速率則越慢。這可能是由于, 家人情感卷入初始水平高的老年人在與家人互動(dòng)中可以獲得更高水平的愉悅感(Charles & Piazza, 2007), 他們也對(duì)來自家人的情感卷入與支持有著更高的需求與期望, 而這種高期望往往伴隨著老年人對(duì)家人情感卷入的高度敏感, 并與老年人實(shí)際感知到的家人情感卷入成反比(Cheng, 2016), 最終導(dǎo)致家人情感卷入的較快下降。而對(duì)于家人情感卷入初始水平較低的個(gè)體, 他們從家人互動(dòng)與支持中獲得的愉悅感本身相對(duì)有限, 這些老年人對(duì)家人情感卷入的期望也更低, 因而相同外部環(huán)境下初始水平較低的老年人感知到的家人情感卷入隨時(shí)間的推移下降較慢。

圖4 家人情感卷入與老年自我刻板印象的交叉滯后回歸模型

注: 圖中所有參數(shù)估計(jì)值均為標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果

4.2 老年自我刻板印象的發(fā)展

與我們的假設(shè)一致, 本研究發(fā)現(xiàn)老年自我刻板印象在3次測(cè)量間不斷增長(zhǎng)?？贪逵∠缶唧w化理論認(rèn)為, 刻板印象在個(gè)體的整個(gè)生命周期不斷內(nèi)化(Levy, 2009)。具體而言, 兒童最初從文化環(huán)境中獲得對(duì)年齡的刻板認(rèn)知觀念, 隨著年齡的增長(zhǎng), 當(dāng)個(gè)體再次接觸曾經(jīng)遇到的消極刻板觀念時(shí), 所采取的防御策略也將顯著減少, 這導(dǎo)致了老年刻板印象在個(gè)體的一生不斷自我化; 另一方面, 盡管負(fù)性老年刻板印象從長(zhǎng)遠(yuǎn)角度會(huì)給個(gè)體帶來不利影響(例如人際關(guān)系受損), 卻常常可以給年輕人帶來短期利益(例如在工作中獲得優(yōu)先考慮), 從而在年輕時(shí)得到個(gè)體的接受與鼓勵(lì)(Levy, 2009)。然而, 當(dāng)個(gè)體進(jìn)入老年期, 老年刻板印象開始變得與自我相關(guān)并發(fā)揮其消極影響。當(dāng)面臨再次就業(yè)的困難, 來自親人朋友負(fù)性評(píng)價(jià)的增多以及接受醫(yī)療服務(wù)的日漸頻繁, 老年刻板印象自我相關(guān)性最終會(huì)在社會(huì)活動(dòng)過程中不斷強(qiáng)化(Moberg & Nelson, 2003)。Rothermund (2005)的一項(xiàng)為期5年的縱向研究也表明老年刻板印象會(huì)不斷融入老年人當(dāng)前以及未來對(duì)自我的看法中。這些理論與研究有助于我們理解消極老年自我刻板印象隨時(shí)間推移的增長(zhǎng)。

此外, 當(dāng)前研究還發(fā)現(xiàn), 老年自我刻板印象增長(zhǎng)的截距和斜率存在較高的負(fù)相關(guān), 這說明老年自我刻板印象初始水平更高的個(gè)體增長(zhǎng)的速率較慢, 而初始水平較低的個(gè)體則可能表現(xiàn)出更高的增長(zhǎng)速率。這可能是由于持有較高水平老年自我刻板印象的個(gè)體會(huì)在相關(guān)社會(huì)活動(dòng)中更容易感受到來自社會(huì)的敵意與歧視態(tài)度, 因而也更頻繁地表現(xiàn)出拒絕與回避行為, 減少了之后獲得刻板印象自我相關(guān)化的直接來源; 相反具有較少消極老年自我刻板印象的個(gè)體更可能在沒有準(zhǔn)備的情況下暴露于這種對(duì)老年的消極態(tài)度氛圍中, 進(jìn)而擴(kuò)大并加速了老年刻板印象對(duì)個(gè)體不良影響的范圍與進(jìn)程。

4.3 家人情感卷入對(duì)老年自我刻板印象發(fā)展變化的影響

我們的結(jié)果表明, 老年人感知到的家人情感卷入初始水平負(fù)向預(yù)測(cè)老年自我刻板印象初始水平。也就是說, 家人情感卷入初始水平較低的個(gè)體有著更消極的初始老年自我刻板印象。家人情感卷入被認(rèn)為是老年期個(gè)體身心健康的一個(gè)重要保護(hù)因素(Yu et al., 2008)。面對(duì)由衰老引發(fā)的內(nèi)外部資源的減少, 良好的家人情感卷入可以有效提高老年人情緒調(diào)節(jié)能力與情緒表達(dá)控制能力, 幫助老年人獲得更加成熟的應(yīng)對(duì)策略與防御資源以應(yīng)對(duì)各類心理威脅, 建立更加積極的未來自我預(yù)期與老年自我刻板印象(Hart, 2014; Zhang & Guo, 2017)。相反, 低質(zhì)量的家人情感卷入往往伴隨著家庭成員對(duì)老年人相關(guān)能力(例如視聽功能、記憶或工作表現(xiàn)等)的否定態(tài)度與消極評(píng)價(jià)(Gordon, 2020)。這些態(tài)度與評(píng)價(jià)可能會(huì)引發(fā)老年人對(duì)自己的感覺、想法或經(jīng)驗(yàn)的質(zhì)疑, 并促使老年人在家庭中的邊緣化以及老年人對(duì)孤獨(dú)的自我預(yù)期, 從而在一定程度上提高了消極老年自我刻板印象的水平(Sue, 2004)。因此, 家人情感卷入初始水平較低預(yù)測(cè)了較高的老年自我刻板印象初始水平。

除此之外, 老年人家人情感卷入初始水平對(duì)整個(gè)測(cè)量期間老年自我刻板印象的增長(zhǎng)速率也會(huì)產(chǎn)生影響。本研究發(fā)現(xiàn), 老年人感知到的家人情感卷入初始水平越低, 其老年自我刻板印象的增長(zhǎng)速率就越快, 而較高的家人情感卷入初始水平則預(yù)測(cè)了老年自我刻板印象較慢的增長(zhǎng)速率?；谛睦矸烙鶛C(jī)制的耗散結(jié)構(gòu)理論為我們理解家人情感卷入對(duì)老年自我刻板印象發(fā)展的影響提供了線索。耗散結(jié)構(gòu)理論認(rèn)為, 個(gè)體通過自嬰幼兒期起與照料者進(jìn)行情感互動(dòng), 以及在之后人際關(guān)系中獲得的情感體驗(yàn), 建立起多種心理防御機(jī)制, 以維持內(nèi)部認(rèn)知?情感圖式的穩(wěn)定有序, 并進(jìn)一步調(diào)節(jié)個(gè)體對(duì)自我的看法(Siefert & Porcerelli, 2015; Zhang & Guo, 2017)。對(duì)于老年人而言, 衰老意味著一系列老年期負(fù)性生活事件風(fēng)險(xiǎn)的顯著提高。為了削弱由衰老引發(fā)的消極情緒, 老年人往往需要調(diào)動(dòng)相應(yīng)的內(nèi)部資源與防御策略以應(yīng)對(duì)各種心理威脅(Hart, 2014)。起初感知到來自家人低水平情感卷入削弱了老年人安全感與自我價(jià)值感, 增加了適應(yīng)不良、不成熟的防御機(jī)制使用的可能(Gerber & Wheeler, 2009; Malone et al., 2013)。這類防御策略促使老年個(gè)體逃避自己與他人的關(guān)系, 不承認(rèn)他人對(duì)自己生命的意義, 退行到孤立世界中以維持個(gè)體對(duì)自我的評(píng)價(jià)。然而, 這種不成熟的防御策略只能暫時(shí)發(fā)揮作用, 隨著心理系統(tǒng)的逐漸失衡與內(nèi)部資源的過度消耗, 老年人消極刻板印象內(nèi)化也將不斷加快(Yu et al., 2008)。相反, 家人間高情感卷入則被證明可以有效提高老年人的自我效能感與情緒調(diào)節(jié)管理能力, 幫助老年人獲得更具適應(yīng)性、更加成熟的防御策略(周瑋等, 2020)。這類策略從長(zhǎng)遠(yuǎn)角度幫助個(gè)體更好地適應(yīng)衰老, 保護(hù)個(gè)體免受老年刻板印象的侵蝕。

最后, 我們的研究還表明老年人家人情感卷入的下降速率可以預(yù)測(cè)整個(gè)追蹤期間老年自我刻板印象的增長(zhǎng)速率。也就是說, 個(gè)體感知到的家人情感卷入下降速率越快, 其老年自我刻板印象的增長(zhǎng)速率也越快。相反, 家人情感卷入下降速率較慢的老年人, 其老年自我刻板印象的內(nèi)化速率也較慢。這一結(jié)果也可以通過耗散結(jié)構(gòu)理論得以解釋。家人情感卷入較為平穩(wěn)地發(fā)展有助于老年人在面臨老年刻板印象時(shí)更有效地調(diào)動(dòng)內(nèi)外部資源, 采取更成熟的防御策略與應(yīng)對(duì)方式, 以維持個(gè)體較為穩(wěn)定的自我看法與人格結(jié)構(gòu)(Hart, 2014)。相反, 家人情感卷入的快速衰減則會(huì)在一定程度上削弱老年人的心理防御機(jī)制, 引發(fā)持續(xù)的社交焦慮, 加速老年人自我效能感的衰減, 進(jìn)而加快老年人對(duì)自我消極預(yù)期的增多, 最終導(dǎo)致消極老年自我刻板印象的快速增長(zhǎng)。

同時(shí), 當(dāng)前研究還通過交叉滯后回歸分析探討了家人情感卷入與老年自我刻板印象之間的時(shí)間順序。結(jié)果表明, 老年人感知到的家人情感卷入負(fù)向預(yù)測(cè)了6個(gè)月后的老年自我刻板印象, 反之則不成立。這些結(jié)果進(jìn)一步支持了我們當(dāng)前對(duì)家人情感卷入與老年自我刻板印象之間的因果方向推斷。這也與以往研究相一致(Kornadt & Rothermund, 2012; Sue, 2004), 即良好的家人情感卷入被證明可以有效提高老年人情緒調(diào)節(jié)能力, 幫助老年人建立更加積極的未來自我預(yù)期與老年自我刻板印象; 反之, 較低的家人情感卷入促使了老年人在家庭中的邊緣化以及老年人對(duì)孤獨(dú)的自我預(yù)期, 從而在一定程度上增加了消極老年自我刻板印象。

4.4 研究局限及展望

本研究存在著一些局限, 有待未來研究加以完善。第一, 當(dāng)前研究涉及到的變量均采用了問卷測(cè)查的方式, 盡管我們?cè)谑y(cè)時(shí)采取了匿名報(bào)告方式盡可能保證受試者在自評(píng)家人情感卷入與老年自我刻板印象時(shí)的客觀性, 但是問卷法存在著難以克服的主觀偏差問題, 可能影響被試的作答意愿。未來研究應(yīng)采取內(nèi)隱方法或者結(jié)合生理、神經(jīng)指標(biāo)在實(shí)驗(yàn)室情境中進(jìn)行施測(cè)以獲得更加客觀多樣的數(shù)據(jù)來源。其次, 樣本量被認(rèn)為是縱向設(shè)計(jì)的一個(gè)重要問題, 為了盡可能保證可接受的流失率獲得更大的樣本量, 當(dāng)前研究采用了半年作為追蹤間隔, 然而我們無法確定半年是否是觀察兩個(gè)變量發(fā)展變化規(guī)律的最佳時(shí)間間隔; 此外, 盡管以往大量文獻(xiàn)表明一般心理結(jié)構(gòu)在較短的追蹤期內(nèi)常通常都表現(xiàn)為線性變化, 我們當(dāng)前的研究結(jié)果也是基于家人情感卷入與老年自我刻板印象的線性發(fā)展假設(shè)。但值得注意的是, 3個(gè)時(shí)間點(diǎn)的數(shù)據(jù)由于只能擬合線性潛變量增長(zhǎng)模型(王孟成, 畢向陽(yáng), 2018), 可能無法代表更長(zhǎng)追蹤時(shí)間內(nèi)家人情感卷入或老年自我刻板印象的長(zhǎng)期發(fā)展趨勢(shì)。為了更加全面地揭示變量發(fā)展趨勢(shì)與變量間的關(guān)系模式, 未來研究可以通過延長(zhǎng)追蹤時(shí)間與追蹤次數(shù), 以獲得更加精準(zhǔn)的家人情感卷入與老年自我刻板印象的發(fā)展效應(yīng)。

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Effects of family affective involvement on aging self-stereotypes: An analysis based on latent growth model

XU Ran, ZHANG Baoshan, LIN Yao

((School of Psychology, Shaanxi Normal University, 199 South Chang’an Road, Xi’an 710062, China))

With the aging situation in China accelerating continuously, learning how to maintain physical and mental health in old age and promote successful aging has become the focus of researchers. As the study on this topic progresses, more and more researchers are realizing that aging is not only a biological decline but also the result of an altered psycho-social structure in the form of aging self-stereotypes. As a prerequisite central process by which aging stereotypes influence individual psychological behaviors and physiological constructions, aging self-stereotypes increase the likelihood that individuals will activate stereotypes of the group to which they belong or identify and engage in stereotype-related behaviors, thereby directly influencing their expectations, goals, and behaviors regarding self-development. Previous research has shown that the “possible future selves” facilitate processes related to the stereotypical self-conceptualization of old age. The “possible future selves” often derive from various areas of the older person’s experiences. As the family gradually becomes the most important place for older adults to socialize, the experiences of emotional support and interaction from family members are likely to influence the expectations of older adults on their “possible future selves” and the internalization of stereotypes as they grow older. However, few studies have focused systematically on the effects of older adults’ affective involvement from family members on aging self-stereotypes. There is also a lack of exploration regarding the dynamic trajectory of the relationship between family affective involvement and aging self-stereotypes in a longitudinal framework. Thus, the present study sought to examine the developmental trajectories of family affective involvement and aging self-stereotypes in older adults and the causal relationship between the two.

In this study, a sample of 257 older adults aged over 55 was followed up for one year. The participants were asked to anonymously complete questionnaires. They were assured by the researchers that the study would be conducted purely for research purposes and that participation was voluntary. Latent growth modeling and cross-lagged analysis were used to examine older adults’ initial level of and growth in family affective involvement and aging self-stereotypes, respectively, as well as predict family affective involvement on aging self-stereotypes.

Latent growth modeling showed that older adults’ perceptions of affective involvement from family members decreased linearly during the follow-up period while aging self-stereotypes increased linearly. In addition, the initial level of family affective involvement significantly predicted the initial level of and growth in aging self-stereotypes among older adults. Specifically, the lower the initial level of perceived affective involvement of family members, the higher the initial level of aging self-stereotypes in old age. Older adults’ lower initial levels of affective involvement from family members also predicted more rapid growth in aging self-stereotyping. Finally, the rate of decrease in family affective involvement predicted the increases of aging self-stereotypes over time, that is, a steeper decline in the family affective involvement of older adults predicted a steeper increase of aging self-stereotypes. Similarly, cross-lagged analysis showed that family affective involvement negatively predicted aging self-stereotypes after six months.

Our findings suggest that developmental trajectories of aging self-stereotypes in older adults are influenced by changes in family affective involvement. This study expands the existing research on family affective involvement and aging self-stereotypes. A better understanding of the causal effects of older adults’ affective involvement from family members on aging self-stereotypes can also help ameliorate intervention programs designed to reduce the internalization of aging stereotypes and improve negative aging self-stereotypes.

family affective involvement, aging self-stereotypes, developmental trajectories, latent growth modeling, cross-lagged analysis

2020-10-09

* 國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(17BSH153)資助。

張寶山, E-mail: zhangbs@snnu.edu.cn

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