老年人夫妻依恋的测量及与一般依恋的关系*

王大华 杨小洋 王 岩 Richard B. Miller

(1北京师范大学发展心理研究所, 北京 100875) (2中山大学心理学系, 广州 510275)(3 Brigham Young University, Utah, USA)

1 引言

依恋最初指孩子与其抚养者之间一种特殊的情感联结(Bowlby, 1973)。在与抚养者不断的交往过程中, 个体逐渐形成了关于关系中自我和他人的内部表征, 即依恋的内部工作模式(internal working models), 引导个体加工和处理未来的关系(Collins,1996)。因而, 依恋不仅仅是婴幼儿期特有的心理过程, 还是“从摇篮到坟墓”贯穿生命始终的重要发展命题(Bowlby, 1973)。

1.1 一般依恋与特定关系依恋

随着年龄的增长, 个体拥有的依恋关系不再单一指向其父母等早期抚养者, 而是变得越来越复杂多样。如Trinke和Bartholomew (1997)就发现青年人拥有至少5个依恋对象, 包括家庭成员、恋爱伴侣和朋友。其中, 婚恋依恋(romantic attachment)作为成年阶段最为重要的依恋关系备受研究者的关注。特别是对于老年人而言, 随着父母的离世和朋友圈的缩小, 他们的依恋对象数目会减少(van Assche et al., 2013), 婚恋依恋的重要性则更加凸显(Antonucci, Akiyama, & Takahashi, 2004)。研究者普遍认为婚恋依恋与其他关系中的依恋存在很大差异(Furman, Simon, Shaffer, & Bouchey, 2002;Klohnen, Weller, Luo, & Choe, 2005)。如与自幼形成的亲子依恋相比, 处于婚恋关系中的双方地位是平等的, 他们互为彼此的依恋对象(Imamoğlu &Imamoğlu, 2006); 与同为同伴依恋的朋友依恋相比,虽都具有亲密的特点, 但是亲密程度有显著差异(Acevedo, Aron, Fisher, & Brown, 2012)。

由此可见, 特定对象的依恋关系具有独特性。Collins和Read (1994)进一步认为成人的依恋模式或风格并非单一的, 而是一个复杂的层级组织：最高阶的层级为个体最一般的依恋模式, 它是从个体生命早期与抚养者的交往经历中抽取出的依恋表征; 而较低层级则为特定关系中的依恋模式, 如亲子依恋模式、婚恋依恋模式和朋友依恋模式等, 这些是在与特定关系对象的交往中逐渐形成的, 并只在该特定关系中表现出来。最初, Bowlby (1969)认为依恋风格是早期依恋经历中形成的一种稳定的特质, 持续一生。然而随着依恋领域研究的推进,越来越多的研究者对依恋风格的特质性假说提出了质疑(Baldwin, Keelan, Fehr, Enns, & Koh-Rangarajoo,1996; Collins & Read, 1994)。在考察了一般依恋和多种特定关系中的依恋后, 很多研究发现同一个体在不同关系中的依恋风格可能不同, 特定关系中的依恋风格与一般依恋风格的一致性程度也仅仅为中低等水平(Cozzarelli, Hoekstra, & Bylsma, 2000;Klohnen et al., 2005; Pierce & Lydon, 2001; Treboux,Crowell, & Waters, 2004); 当预测特定关系的质量时, 特殊依恋比一般依恋具有更强的预测力(Cozzarelli et al., 2000; Ross & Spinner, 2001)。在中国年轻人的样本中也得到了类似的结果, 如 Wang和Wang (2012)发现个体的婚恋依恋与亲子依恋的相关仅在0.13至0.19之间, 与一般依恋的相关为中等程度(相关系数为0.42～0.47)。

然而, 对一般依恋与特定关系依恋一致性的研究多集中于年轻人样本, 老年期依恋模式结构的情况还未有实证研究。因此, 该领域研究者尚无法对依恋层级间关系进行生命全程地描述。根据Fraley(2002)提出的原型理论, 自幼形成的一般依恋模式会始终影响个体处理各种人际关系。故, 即便人们不断成长、不断经历新的人际关系, 但是一般依恋与特定关系中的依恋会一直存在密切关联。但是他同时也强调了情境的作用, 因此认为随着个体年龄的增长, 一般依恋与特定关系依恋的相关程度会有所下降, 但最终会维持在一个非零常数。Fraley为从毕生发展的视角理解依恋构建了理论框架, 但是缺少对老年期的实证研究。我国台湾的老年依恋研究发现一般依恋类型分布中安全型占最大比例, 其次是冷漠型(刘敏珍, 2000), 而特定关系中的依恋则以专注型和安全型为主(吴文嘉, 2006), 这可能间接说明了老年阶段一般依恋与特定关系依恋存在较低的一致性。故本研究期望同时考察老年人的一般依恋与特定关系依恋(夫妻依恋), 以探索老年期依恋模式的一致性问题。

1.2 特定关系依恋的测量

在已有的研究中, 对于成人特定关系依恋的考察通常利用一般依恋问卷。例如, 研究者使用 RQ关系问卷(Relationship Questionnaire, Bartholomew& Horowitz, 1991)、ECR亲密关系体验量表(Experience of Close Relationship Scale, Brennan,Clark, & Shaver, 1998)、AAS成人依恋量表(Adult Attachment Scale, Collins & Read, 1990)等, 对不同依恋关系进行考察时, 只是更换问卷中的依恋对象称呼, 而不改变原有的项目。但是, 如前文所述,不同的依恋关系具有不同的表征特点, 用同样的题对不同关系进行测量则不可避免会造成偏差。基于此, 翟晓艳、李春花、魏红和王大华(2010)针对老年夫妻关系, 编制出了《老年人夫妻依恋问卷》。他们共收集了18份成人依恋问卷, 得到不重复的196个项目。通过让老年人进行评定, 保留85个描述适用于老年夫妻的项目形成最初的项目库。474位老人参与了项目库的测量, 经过项目分析和探索性因素分析, 形成了 18个项目的《老年人夫妻依恋问卷》。最终问卷共包含三个维度, 即依恋安全、依恋焦虑和依恋回避, 每个维度包含六个项目。国外研究者编制并常用的成人依恋问卷通常为两维度(依恋焦虑和依恋回避)结构(Mikulincer & Shaver,2007), 而此测量工具多了依恋安全维度。这样不同的结构是否合理呢？实际上一些依恋问卷在编制过程中也曾发现依恋的非二维结构, 如 AAS和ASQ依恋风格问卷(Attachment Style Questionnaire,Feeney, Noller, & Hanrahan, 1994), 但为应用方便,这些问卷在后期处理过程中仍然选择将某些维度合并以配合通用的依恋焦虑-依恋回避这个二维框架(Mikulincer & Shaver, 2007)。然而, 采取权宜之计减少维度的策略以及依据因素间的相关进行维度合并的方法是否合宜是值得商榷的。

在一系列研究中发现, 《老年人夫妻依恋问卷》三个维度分数对夫妻关系质量的预测作用吻合理论构想。例如, 依恋焦虑和依恋回避维度能够显著预测个体的消极支持行为、夫妻冲突和较低的婚姻满意度, 而依恋安全维度分数恰巧可以显著预测积极支持行为、较少的夫妻冲突和较高的婚姻满意度(王倩蓉, 王大华, 陈翠玲, 2012; 王大华, 张明妍,2011)。由此可见, 三维度结构有其存在的合理性,但是自该问卷编制至今, 缺少对其信效度的再次检验, 特别是结构效度。因此, 本研究存在两个主要目的。首先, 收集一批新数据, 对《老年人夫妻依恋问卷》的信效度进行检验, 探讨三维测量结构的合理性, 并对该量表进行必要的修订, 使其结构得以优化。其次, 利用《老年人夫妻依恋问卷》对老年人的特定关系依恋(夫妻依恋)进行测量, 考察在老年期特定关系依恋与一般依恋的一致性程度, 以期为从生命全程角度理解一般依恋与特定依恋的一致性提供老年期的实证资料。

2 研究方法

2.1 被试

本研究在北京的社区召集老年被试, 总共有697名 60岁以上、配偶健在的老年人参加了本研究。其中男性316名(45.3%), 女性381名(54.7%),平均年龄为67.86岁(

SD

= 5.24), 平均婚龄为42.35年(

SD

= 6.78), 平均受教育年数为11.53年(

SD

= 3.67)。根据本研究需要, 筛选出精神状态正常的老年人611名作为最终研究样本。筛选标准为：画钟测验得分等于 3分, 老年抑郁量表 GDS得分小于 8分。最终保留了611名被试的数据, 将被试随机分成两组, 第一组共 305人, 用于进行探索性因素分析, 此部分被试的年龄分布为60到83岁, 平均年龄 67.63岁; 第二组共 306人, 用于进行验证性因素分析, 年龄分布为60～85岁, 平均年龄67.36岁,两组被试在年龄的平均值上不存在显著差异(

t

=0.64,

p

> 0.05)。进一步考察两组被试在年龄分布上是否存在差异, 在两组被试中60～69岁的老年人分别有193名(63.30%)和206名(67.30%), 70～79岁的老年人分别有 110名(36.00%)和 95名(31.1%), 而80岁及以上的老年人分别有 2名(0.70%)和 5名(1.60%), 并且对两组被试的年龄组分布进行了差异检验, 结果发现两组分布无显著差异(

z

= ‒0.95,

p

> 0.05)。除此, 在性别分布(χ= 1.41,

p

> 0.05)、婚龄(

t

= ‒0.75,

p

> 0.05)和受教育年限(

t

= 0.14,

p

>0.05)上两组被试之间也不存在显著差异, 两组被试的详细信息见表1。

表1 被试信息表(括号中为标准差)

2.2 研究工具

2.2.1 老年人夫妻依恋

采用翟晓艳等人(2010)编制的《老年人夫妻依恋问卷》。该问卷共包含18个项目, 要求被试根据自己与配偶的相处情形进行7点评定, 其中1代表“非常不同意”, 7代表“非常同意”。问卷包含3个分量表：(1)依恋安全：分数越高代表个体在关系中越自信、开放、信赖配偶、与伴侣相处自在; (2)依恋焦虑：分数越高代表个体在关系中越不自信、担忧配偶不理解或不爱自己; (3)依恋回避：分数越高代表越回避与配偶的亲近。

2.2.2 一般依恋风格

采用《关系问卷》(RQ; Bartholomew & Horowitz,1991)对被试的一般依恋风格进行测量, 该问卷共包含四段描述, 每段描述对应一种依恋风格, 分别为专注型、恐惧型、安全型和冷漠型。要求被试根据自己平时与他人相处过程中的通常表现, 从四段描述中选择出最吻合自身情况的一段, 所选类型即为被试的依恋风格。

2.2.3 婚姻满意度

选自《ENRICH婚姻质量问卷》(ENRICH; Olson,Fournier, & Druckman,1983)的婚姻满意度分量表用于测量老年被试的婚姻满意度。ENRICH婚姻质量问卷包括 12个因子：过分理想化、婚姻满意度、性格相融性、夫妻交流、解决冲突的方式、经济安排、业余活动、性生活、子女和婚姻、与亲友的关系、角色平等性及信仰一致性。其中婚姻满意度分量表包括 10个题目, 要求被试进行从 1(代表完全不赞同)至 5(代表完全赞同)的评定, 通过测定婚姻10个方面满意度, 得出总的满意度。评分高表明婚姻关系大多数方面是和谐与满意的; 评分低则反映婚姻不满意。本研究该问卷的内部一致性信度α = 0.79。

2.2.4 老年抑郁

采用《老年抑郁量表15题版》(GDS-15; Burke,Roccaforte, & Wengel, 1991)。该量表考察老年人近一周的心理感受, 专用于老年人抑郁的筛查。共15题, 采用“是-否”作答。本研究中该问卷的内部一致性为 0.70。根据梅锦荣(1999)的研究结果, 在中国老年人中, 此量表应用时的筛查标准为：8分及以上被认为疑似抑郁症, 故本研究采用“抑郁 < 8”为标准, 剔除具有抑郁症的被试 26名(占总体样本的3.73%)。

2.2.5 老年痴呆筛查

画钟测验(clock drawing test, CDT)是较为理想的检查老年性痴呆的早期筛查工具。它要求被试在白纸上独立画一个钟表的表盘, 把数字标注在正确的位置上, 并用表针标出指定时间(8点20分)的位置。该测验有多种计分方法, 本研究采用的国内常用的三分法(孟超等, 2004)：(1)画出圆形, 得1分; (2)正确标记表盘数字, 得 1分; (3)标出正确的时间,得1分。本研究按照“画钟 = 3分”的标准筛选出认知基本正常的老年人。

2.3 研究过程

本研究采用一对一问卷形式, 每次由一名主试协助一位老年人在一个独立的空间内完成测验。被试首先填写知情同意书, 了解本研究关注的是夫妻情感相关内容; 然后在主试的协助下, 被试完成基本信息问卷、老年抑郁问卷、画钟测验、老年人夫妻依恋问卷和婚姻满意度问卷。每位被试平均用时40 min。

2.4 统计方法

本研究采用SPSS 17.0和Mplus 7.0软件对数据进行统计分析。首先采用随机分半的方法将所有数据分为两半, 其中一半用于探索性因素分析, 另一半用于验证性因素分析。根据因素分析的结果对《老年人夫妻依恋问卷》进行修订后, 考察修订版本的信度、效度等测量学指标。最后应用全部数据进行聚类分析, 应用《老年人夫妻依恋问卷(修订版)》对老年人的夫妻依恋风格进行分类, 并考察与一般依恋风格的一致性。

表2 1 8个项目的因素载荷

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

本研究中使用了两种方法对共同方法偏差进行检验。首先, 使用 Harman单因素检验法(周浩,龙立荣, 2004), 对总体 28个项目进行验证性因素分析, 结果显示模型拟合不好(χ= 1963.53,

df

=351, RMSEA = 0.09, CFI = 0.77, TLI = 0.75)。其次,采用单一方法潜因子法(周浩, 龙立荣, 2004; 熊红星, 张璟, 叶宝娟, 郑雪, 孙配贞, 2012)进行检验。第一步, 对本研究四个潜变量及其指标构成的四因子模型进行检验, 结果显示四因子模型拟合较好(χ= 1120.90,

df

= 344, RMSEA = 0.06, CFI = 0.89,TLI = 0.88)。第二步形成加入方法因子后的竞比模型, 拟合指数(χ= 1116.60,

df

= 343, RMSEA = 0.09,

3.2 《老年人夫妻依恋问卷》的结构检验

首先, 利用抽取出的305名被试的数据进行探索性因素分析, 初步检验《老年人夫妻依恋问卷》编制时确定的结构是否可靠。经检验, 《老年人夫妻依恋问卷》的

KMO

系数为0.925, Bartlett检验系数为2365.59 (

df

= 159;

p

< 0.001), 数据表明适合做因素分析。故采用主成分法进行探索性因素分析。由于依恋维度间存在相关(Shaver & Mikulincer,2004; Green, Furrer, & McAllister, 2011; Donges et al., 2012), 故对其进行 Direct Oblimin斜交旋转,Delta值固定为0 (Harman, 1976)。结果发现18个项目依然可提取出三个特征根大于1的因素, 三个因素累计可解释 56.30%的总体变异。这样的结果表明, 翟晓艳等人(2010)编制此量表时发现的三维度结构在本研究的数据中得到了验证。然而, 根据表 2中呈现项目载荷情况(表中只呈现出载荷大于或等于 0.40的数值), 个别项目仍需调整。具体而言, 原量表的第12题在两个因素上均有大于0.40的相似载荷, 原量表的第2、10题在构想的因素上载荷过低(不足 0.40), 故删除这三个测量指标不良的项目。对剔除了这三个项目的量表进行检验,

KMO

值为0.914, Bartlett检验系数在0.001水平显著, 故依然满足进行探索性因素分析的条件。15个项目量表的探索性因素分析结果显示, 依旧可提取出三个特征根大于1的因素, 三个因素累计可以解释59.53%的变异。全部15个项目均表现出题项单极化并且最大载荷均出现在原量表构想的维度上, 载荷分布在0.51～0.89。为了进一步验证《老年人夫妻依恋问卷》三因素的结构是否稳定, 利用第二部分的306份数据进行验证性因素分析。共建立两个模型：(1)模型1：共18个项目, 分属于依恋焦虑、依恋安全和依恋回避三个因素, 每个因素包含6个项目; (2)模型2：修订后的15个项目, 依恋焦虑因素包含4个项目、依恋安全共5个项目、依恋回避包含6个项目。根据研究者的共识, 在对模型进行评价时应同时考察绝对拟合指数和相对拟合指数等多个模型拟合指数,一个良好模型的拟合指数应吻合以下标准：CFI、TLI大于0.90; RMSEA小于0.06; WRMR小于1.00(Hu & Bentler, 1999; Yu, 2002)。表3中呈现出了两个模型的拟合指数, 可见修正后的问卷验证性因素分析模型拟合得更好, RMSEA和WRMR指数都比模型1有了明显的提升, 并且Δ

χ

= 168.38 (

df△

=46,

p

< 0.05)。综合探索性因素分析及验证性因素分析的结果, 最终确定《老年人夫妻依恋问卷(修订版)》具有 15个项目, 分属于三个维度, 即依恋安全(5个项目)、依恋焦虑(4个项目)和依恋回避(6个项目)。

表3 验证性因素分析模型拟合指数

表4 老年人夫妻依恋类型分布

表5 老年人夫妻依恋与一般依恋的一致性 (人)

3.3 《老年人夫妻依恋问卷(修订版)》的信效度检验

使用全部611名被试作为样本, 对《老年人夫妻依恋问卷(修订版)》的信度进行了检验, 结果显示依恋焦虑分量表的内部一致性信度Cronbach α为0.68; 依恋回避分量表的内部一致性信度Cronbach α为0.87; 依恋安全分量表的内部一致性信度Cronbach α为0.80, 处于可以接受的范围。

相比于翟晓艳等人(2010)的编制过程, 本研究选择了新的效标——婚姻满意度, 同样使用全体被试数据对《老年人夫妻依恋问卷(修订版)》的效标效度进行检验。结果发现婚姻满意度与依恋焦虑、依恋回避和依恋安全均在

p

= 0.01水平呈现显著的中等程度相关, 相关系数分别为‒0.57、‒0.57、0.67。这样的结果显示了老年人夫妻依恋的效标效度良好。

3.4 老年人夫妻依恋的类型分布

使用《老年人夫妻依恋问卷(修订版)》可以获得老年人在依恋焦虑、依恋回避和依恋安全三个维度上的分数, 但是如若希望了解每个个体的依恋风格, 则需要将依恋维度分数转化成依恋类型。根据Bartholomew和Horowitz (1991)综合已有的成人依恋的问卷及访谈研究, 发现将成人依恋划分为4种类型能够更好地对其进行刻画, 这4种类型分别为安全型、专注型、冷漠型和恐惧型。因此, 本研究对《老年人夫妻依恋问卷》的三个维度分数进行标准分的计算, 然后应用K-means聚类法对老年人的夫妻依恋类型进行划分。结果如表4所示, 可以分成四种类型：(1)安全型(共268人, 占43.86%)：在依恋焦虑和依恋回避维度上得分均较低, 而在依恋安全维度上得分较高; (2)专注型(共 140人, 占22.91%)：依恋焦虑维度分数较高, 依恋回避维度分数较低, 依恋安全维度分数较低; (3)冷漠型(共123人, 占20.13%)：依恋回避维度分数较高, 同时依恋安全维度分数较低, 依恋焦虑维度分数较低; (4)恐惧型(共80人, 占13.09%)：依恋焦虑和依恋回避维度分数均较高, 依恋安全维度分数较低。四种夫妻依恋类型在依恋焦虑、依恋安全和依恋回避三个维度分数上均存在显著差异(

F

(3,607)= 111.64,

p

<0.001;

F

(3,607)= 135.99,

p

< 0.001;

F

(3,607)=142.98,

p

< 0.001)。在老年人中安全型(43.9%)和专注型(22.9%)占据了相当大的比例。作为一种特定关系的依恋, 老年人夫妻依恋风格与其一般依恋风格是否具有一致性呢？本研究中使用RQ问卷对老年人的一般依恋类型进行了考察, 利用列联表分析老年人夫妻依恋与一般依恋类型之间的吻合程度, 结果如表5所示(其中有2名被试未完成RQ问卷, 故在本阶段分析中剔除), 一般依恋类型中所占比例最大依然是安全型, 高达59.93%, 其次是冷漠型(28.57%), 专注型和恐惧型均不足10%。从直观上而言, 与夫妻依恋类型的分布是不同的。对数据进行分析后, 发现仅有39.90%的个体拥有一致的一般依恋类型与特殊(夫妻)依恋类型, 一致性较低(χ= 29.78,

p

< 0.001; Kappa =0.09,

p

< 0.001;

r

= 0.15,

p

< 0.05)。可见在老年人中,在特定关系如夫妻关系中的依恋类型并不能由一般的依恋类型来表征。

4 讨论

4.1 老年人夫妻依恋的测量与维度

自成人依恋的概念出现后, 研究者便致力于编制出合适的测量工具对其进行考察。Bartholomew和 Horowitz (1991)提出成人依恋的两维度-四类型模型, 认为根据成人依恋研究, 将传统意义的回避型分解成单纯回避性的冷漠型以及渴望与回避亲密关系并存的恐惧型更为合宜, 故成人依恋可分为4个类型, 即安全型、专注型、冷漠型和恐惧型, 而这4类型即为依恋焦虑和依恋回避两个维度的组合(Griffin & Bartholomew, 1994), 并根据此模型开发出了关系问卷(RQ), 成为至今仍广为使用的成人依恋问卷。并且, 此模型也得到了研究者的广泛认可, 当下成人依恋领域应用较多的多项目问卷均依照此模型构建出两维度-四类型的结构。例如, 亲密关系经历量表(ECR)就是依照此模型编制出的两维度问卷, 在应用问卷时可以根据维度分数将个体分为上文中提到的4种类型。而其他一些量表, 如成人依恋量表(AAS)、成人依恋问卷(Adult Attachment Questionnaire, AAQ; Simpson, Rhole, & Phillips,1996)和依恋风格问卷(ASQ), 虽然最初编制时形成了多于两维度的结构, 但也会根据维度间的相关进行一定的合并, 从而迎合两维度-四类型的模型。

然而自《老年人夫妻依恋问卷》编制之时至今日再次修订, 无论是探索性因素分析还是验证性因素分析均发现本量表共包含三个维度, 即依恋焦虑、依恋回避和依恋安全, 说明了这样的结构具有一定的稳定性和可靠性。同时, 这样的结构也有其合理性。首先, 在以往的问卷中的确发现过非二维结构, 简单根据维度间相关合并成二维结构的做法值得商榷。其次, 依恋的二维结构中两个维度均为消极评价, 对于依恋的积极方面, 如依恋安全的测量敏感度较低(Klohnen & John, 1998), 而《老年夫妻依恋问卷(修订版)》中的依恋安全维度恰恰弥补了这个不足。再次, 三维度的结构也许是中国老年人依恋的特有表现。尽管Bowlby的依恋理论强调这种对于人类生存至关重要的依恋系统是人类普遍的特征, 具有跨文化的一致性(Cassidy & Shaver,1999)。然而, 随着依恋研究数量的增加, 一些研究者开始质疑依恋理论的文化普适性(Rothbaum,Weisz, Pott, Miyake, & Morelli, 2000), 这种在西方文化背景、意识形态、社会价值观下产生和发展起来的理论能否解释非西方文化下的亲密关系呢？在一些跨文化研究中的确发现不同文化背景下依恋有所差异。例如, 成人依恋风格的分布存在文化差异, 相对于西方个体, 东方群体中专注型个体比例更大、依恋焦虑水平更高(Wei, Russell,Mallinckrodt, & Zakalik, 2004; You & Malley-Morrison, 2000)。针对在依恋表现上的文化差异现象, 有研究者提出在不同文化下使用相同的成人依恋测量工具可能是不精确的(Wang & Mallinckrodt,2006)。在 Schmitt等人(2004)的研究中, 共招募了62个国家或地区的成人被试, 对 RQ问卷的两维度-四类型结构进行了跨文化的检验, 结果发现在非洲和亚洲文化下RQ问卷中的自我模型和他人模型并非独立的两个维度, 也不能很好地由这两个维度分数划分出四种不同的依恋类型。而 ECR的结构虽然在不同文化得到了印证(Wei et al., 2004), 但是Wang等人(2006)提出东西方文化对安全依恋的表征是不同的, 基于西方依恋理论编制而成的 ECR问卷并不能很好地测量东方文化下的安全依恋。故《老年人夫妻依恋问卷(修订版)》所发现的三维度结构, 也许正是中国人依恋的特有结构, 依恋安全是其结构中不可忽视是一部分。

4.2 老年人的夫妻依恋的特点

已有研究发现, 老年人依恋对象的数目和相对重要性有别于年轻人(van Assche, et al., 2013;Antonucc et al., 2004), 婚姻关系对老人而言格外重要(Antonucci et al., 2004), 而婚姻关系对于老年人身心健康的重要性也已得到充分证实(Banerjee &Basu, 2014; Besser & Priel, 2008; Kafetsios &Sideridis, 2006; Timm & Keiley, 2011; Wang, Wang,Li, & Miller, 2014)。对于夫妻依恋的深入研究, 有助于提升老年人的夫妻关系, 从而提升他们的生活质量和幸福感。然而, 因缺少适用于老年人婚姻关系的测量工具, 当前多数研究沿袭了成人依恋工具,而这些测量工具是针对年轻成年人的恋爱关系或者亲密关系体验编制的, 老年人也许会因为那些备选的答案并不适合他们目前的婚姻状况, 而表现出更多的冷漠倾向, 曲解了老年人依恋模式的真实情况(Shaver & Mikulincer, 2004)。故应用基于老年人、聚焦于婚姻关系而编制成的《老年人夫妻依恋问卷(修订版)》对其进行依恋模式的考察是更为合理的。研究结果显示, 中国老年人的夫妻依恋风格分布中安全型依然占有最大的比例, 专注型次之, 这与中国台湾老年人特定关系依恋的分布类似(吴文嘉,2006), 而有别于国外老年人夫妻依恋呈现出的专注型随龄减少趋势(Kafetsios & Sideridis, 2006)。其实这样的群体差异在年轻人的婚恋依恋类型分布上也有展现, 例如 Schmitt等人(2004)发现东亚文化下个体专注型的表现更明显。在中国传统文化的影响下, 人们更加注重在亲密关系中与伴侣的联结、依赖和相互的责任, 因而容易表现出高依恋焦虑(Wang & Mallinckrodt, 2006)。

4.3 老年人夫妻依恋与一般依恋的一致性

国内外老年依恋的研究均发现老年人的一般依恋类型的分布不同于年轻人, 冷漠型的比例大大增加, 同时专注型的比例随年龄骤减(Fiori,Consedine, & Magai, 2009; Magai et al., 2001)。Magai等人(2001)的研究发现在65～86岁的老年人中有高达78%的个体为冷漠型依恋, 而专注型的比例通常不超过 10%(Condedine & Magai, 2003;Zhang & Labouvie-Vief, 2004)。在我们的研究中也发现了类似的结果, 老年人的一般依恋风格分布中专注型比例仅有 7.06%, 远远低于夫妻依恋风格中的 22.91%; 一般依恋风格分布中的冷漠型虽未达到国外研究结果的数值, 但是也超过了在夫妻依恋风格中的比例。Ross和Spinner (2001)的研究也发现在特定关系中冷漠型的比例少于一般依恋。对于老年人一般依恋风格中冷漠型比例增加与专注型比例减少的这种现象, 研究者推测是因为老年人尽量减少过度亲密或者复杂化的接触从而维持自身良好情绪(Zhang & Labouvie-Vief, 2004)。这与社会情绪选择理论(Socioemotional Selectivity Theory,SST)不谋而合, 该理论认为老年人以情绪目标为主导安排自己的社会交往, 故会减少外围交往, 把更多的精力集中在重要关系上, 从而提升自己的积极体验(Carstensen et al., 2011)。这就不难理解为何在本研究中发现老年人夫妻依恋中专注型的比例高于一般依恋, 因为老年人更加投注在重要的婚姻关系中。

不仅从整体分布上来看, 老年人一般依恋风格与夫妻依恋风格有着明显差异, 从个体角度而言,一般依恋与夫妻依恋一致的个体也是较少的。有研究者发现, 成人的婚恋依恋与亲子依恋风格存在明显差异(Imamoğlu & Imamoğlu, 2006; Furman et al.,2002), 尽管基于亲子依恋形成的一般依恋模式为人们处理各种亲密关系奠定了基础(Baldwin et al.,1996), 但是亲子关系与婚恋关系的巨大差异使得早期依恋模式的适应性不足, 导致了个体在具体关系中发展出了特定的依恋风格(La Guardia, Ryan,Couchman, & Deci, 2000)。

4.4 成人期特殊依恋与一般依恋的关系

从毕生发展观的理论出发, 研究者期望描绘出一生中一般依恋与特定依恋关系的发展和变化的趋势。2002年 Fraley的元分析报告中综合当时已有的考察一般依恋与特定依恋关系的研究, 发现 1岁以内二者相关在 1.00, 到幼儿期时两者相关为0.32到0.35, 到青少年期时是0.27。此后一些涉及成年早期个体的研究也发现, 一般依恋与婚恋依恋之间的相关在0.30到0.47(Pierce & Lydon, 2001;Treboux et al., 2004; Wang & Wang, 2012)。而本研究将对这个问题的探讨延伸到了成年晚期, 在老年人人群体中婚恋依恋(夫妻依恋)与一般依恋存在显著的低相关(

r

= 0.15,

p

< 0.05)。具体到婚恋依恋与一般依恋的关系, 结合前人研究结果, 我们尝试勾勒出来从成年早期到成年晚期的随龄变化趋势图,如图1所示。

图1 成人期一般依恋与婚恋依恋的相关模式示意图

研究者曾构建出原型模型从毕生发展的角度阐述依恋模式的变化, 该模型认为自幼形成的一般依恋模式会像原型一样一直保存在个体的认知结构中, 虽然会因环境因素的影响而作用减小, 但是两者的相关会一直存在, 最终趋近于一个非零常数,并且通过数据拟合, 发现相关系数会稳定在 0.39(Fraley, 2002; Fraley & Brumbaugh, 2004)。然而, 本研究得到的老年期的数据却小于原型模型所预期的相关系数, 这样的结果暗示在婚恋这一特定关系中积累的交往经历会对相应的婚恋依恋产生影响,甚至逐渐超过依恋原型的影响(Dinero, Conger,Shaver, Widaman, & Larsen-Rife, 2011)。但是由于缺乏中年期的数据, 所以还难以判断从成年早期到晚期的下降是否为单调模式, 且由于缺乏高龄老年人的数据结果, 目前并不清楚老年期的下降是否会持续、还是会停留在一个稳定的值。

5 结论

经过检验和修订, 《老年人夫妻依恋问卷-修订版》具有良好的信效度和稳定合理的三维度(安全,焦虑和回避)结构, 可以应用于老年人夫妻依恋的研究。老年人夫妻依恋及一般依恋的比较结果显示,在老年期, 特定关系依恋与自幼发展起来的一般依恋之间的吻合程度较低, 老年期的特定依恋受到依恋原型影响较小。

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