老年人自尊組合狀況與主觀幸福感之間的關系

趙芳洲

【摘要】本文研究的是老年人自尊組合與主觀幸福感之間的關系。自尊組合狀況被界定為內隱、外顯自尊的差異狀況以及二者的不同水平在個體身上的不同結合形式。具體是指高外顯-高內隱、高外顯-低內隱、低外顯-高內隱、低外顯-低內隱四種自尊組合形式。主觀幸福感是指個體依據自己設定的標準對其生活質量所作的整體評價。每位被試需要完成三項任務：IAT內隱自尊程序測驗、外顯自尊問卷、主觀幸福感問卷。被試為51位60-70歲之間的老年人。統計方法采用方差分析和相關分析等。結果表明：外顯自尊與主觀幸福感呈正相關，內隱自尊與主觀幸福感不存在相關，且內隱自尊與外顯自尊不存在相關；分析外顯自尊、內隱自尊與主觀幸福感的四個因子（正性情感、正性體驗、負性情感、負性體驗）之間的關系，發現外顯自尊與正性情感、正性體驗兩個因子存在正相關。外顯自尊與負性情感、負性體驗兩個因子不存在相關。內隱自尊則與四個因子均不存在相關；不同自尊組合狀況組的被試在主觀幸福感上的得分差異顯著。自尊組合狀況和老年人主觀幸福感之間的關系是：“高外顯- 高內隱”自尊的被試主觀幸福感較其他組強，“高外顯- 低內隱”組次之，“低外顯- 高內隱”組與“低外顯- 低內隱”自尊組在主觀幸福感得分上不存在顯著性差異。自尊組合狀況與主觀幸福感的四個因子的方差分析顯示，在正性情感因子和正性體驗因子上自尊組合狀況與主觀幸福感之間符合自尊組合狀況與主觀幸福感總分之間的規律，在負性情感因子上高外顯低內隱組得分最低，其他組間無法進行大小的比較。在負性體驗因子上得分最高的是低外顯低內隱組，其他組間無法比較。

【關鍵詞】外顯自尊；內隱自尊；主觀幸福感；自尊組合

【中圖分類號】B842.6 【文獻標識碼】A 【文章編號】2095-3089（2016）28-0255-02

一、方法

1.技術路線

使用外顯自尊調查問卷、內隱聯想測驗IAT和老年人主觀幸福感的調查問卷，對自尊組合狀況與老年人的主觀幸福感之間的關系進行分析。

2.被試

共有56位60—70歲的老年人參與了本次實驗，剔除反應時間過長及中途中斷的被試，有效被試為51人。男女比例為6：11，其中60—65歲之間的為34人，65—70歲之間的為17人。被試視力或矯正視力正常，能正確理解測量方法并做出正確反應。

3.材料與工具

（1）內隱自尊測量：內隱聯想測驗IAT

IAT是Greenwald等人運用于內隱自尊的測量方法，根據心理加工的復雜程度不同而影響到反應時的原理，是一種通過計算機進行的分類任務實驗中，呈現兩類詞匯，一種是與自我有關和無關的詞匯，一種是積極和消極的屬性詞匯，被試的反應為根據任務要求盡可能快而準確地進行二選一的按鍵操作。由于內隱自尊的存在，以及自尊所激發的自我偏袒效應，自我有關詞匯會加速對積極詞匯的操作，反應時比較短。IAT任務分為兩種：一種是相容任務（即把自我有關詞匯與積極詞匯歸為一類，自我無關詞匯與消極詞匯歸為一類），另一種是不相容任務（即把自我有關詞匯與消極詞匯歸為一類，自我無關詞匯和積極詞匯歸為一類），分別測定各測驗的反應時，再計算兩任務的反應時差異即為內隱自尊指標。Greenwald 等對內隱聯想測驗的效度和信度進行了系列的研究，結果表明，內隱聯想測驗在內隱態度、自我概念、刻板印象等結構的測量上均具有良好的結構、區分、預測效度。JenniferK.Bossond（2000） 研究中發現，在諸多內隱態度測量方法中，內隱聯想測驗顯示了良好的內部一致性（α=0.88）和重測信度（r=0.69）。蔡華儉也曾報告了IAT 測量重測信度為0.69。本研究的內部一致性系數α=0.857，分半信度r=0.809。說明其信效度比較高。

（2）外顯自尊測量工具：羅森伯格自尊量表

自尊量表（self-esteem scale，SES）由Rosenberg于1965年編制，最初用以評定青少年關于自我價值和自我接納的總體感受，目前是我國心理學界使用最多的自尊測量工具。該量表信效度很高，無論國內外，對它使用都報告了較高的信效度，使用它的論文中所報告的信度范圍在0.59-0.9065之間，其中內部一致性信度和分半信度全部在0.70以上。雖然國內對該量表報告的效度不多見，但是這些信效度水平都達到了顯著性水平。該量表由5個正向計分和5個反向計分的條目組成。設計中充分考慮了測定的方便，受試者直接報告這些描述是否符合他們自己。量表分四級評分，“非常同意”計4分，“同意”計3分，“不同意”計2分，“非常不同意”計1分，1、2、4、6、7正向記分，3、5、8、9、10反向記分，總分范圍是10-40分，分值越高，自尊程度越高。

（3）主觀幸福感測量工具：紐芬蘭紀念大學幸福度量表（MUNSH）

1980年，該量表在紐芬蘭被首次應用。測試結果表明了，MUNSH對城市、農村、老人公寓的老人幸福度的效度分別為0.58，0.735，0.703，經過6個月的間隔之后，在同一樣本中的再測信度為0.70，其效度和信度及量表的內部一致性均高于以前使用的幸福度量表。由于MUNSH對幸福度測定的效度和信度較高，具有較好的內部一致性和最大的時間穩定性，MUNSH作為老人精神衛生狀況的恒定的見解指標已為許多國家廣泛應用。MUNSH量表于1985年首次引進并應用于中國老人精神衛生的研究。該量表首先譯成中文并經校正后使用。根據MUNSH在中國老人中初次使用的結果，表明該量表對中國老人精神衛生狀況的測定仍有較高的效度。然而，由于文化的差異，尚有個別不適合中國老人的條目因而影響其效度，因此對MUNSH進行進一步修改和完善是必要的有待完成的工作。該量表主觀幸福感包括正性情感、正性體驗、負性情感和負性體驗，四個因子。總分等于正性因子分減負性因子分。

二、統計結果

1.內隱自尊、外顯自尊與主觀幸福感的相關分析

主觀幸福感量表由四個因子組成，分別是正性情感（PA），負性情感（NA），正性體驗（PE），負性體驗（NE）。量表由24個條目組成，10個條目反映正性和負性情感：其中5個條目反映正性情感（PA）。5個條目反映負性情感（NA）。14個條目反映正性和負性體驗：其中7個條目反映正性體驗（PE）。另7個條目反映負性體驗（NE）。總分等于正性因子分減負性因子分。

如表1所示，外顯自尊與主觀幸福感總分之間呈正相關；內隱自尊與主觀幸福感總分之間不存在相關，且內隱自尊與外顯自尊之間不存在相關。

分析外顯自尊、內隱自尊與主觀幸福感的四個因子之間的關系，發現外顯自尊與正性情感、正性體驗兩個因子存在正相關。外顯自尊與負性情感、負性體驗兩個因子不存在相關。內隱自尊則與四個因子均不存在相關。

2.不同自尊組合狀況被試的主觀幸福感方差分析

將所有被試的外顯自尊得分、內隱自尊得分分別求得平均值，平均值以上為高分組，平均值以下為低分組。這樣篩選出了“高外顯-高內隱”組9人，“高外顯-低內隱”組12人，“高內隱-低外顯”組15人，“低內隱-低外顯”組15人。通過方差分析得到數據分析整理后得到表2。

運用方差分析的方法，發現不同組合狀況組被試在主觀幸福感上的得分差異顯著。四種自尊組合狀況與主觀幸福感存在顯著性差異，且自尊組合狀況與主觀幸福感各因子之間存在顯著性差異。

表3顯示：不同自尊組合狀況組的被試在主觀幸福感上的得分差異顯著。檢測表明自尊組合狀況和老年人主觀幸福感之間的關系是，“高外顯-高內隱”自尊的被試主觀幸福感較其他組強，“高外顯-低內隱”組次之，“低外顯-高內隱”組與“低外顯-低內隱”自尊組的被試在主觀幸福感得分上不存在顯著性差異。此研究結果與前人的相關研究結果相一致。使用同樣的方法對不同自尊組合狀況與主觀幸福感的四個因子進行差異性檢驗，顯示自尊組合狀況與正性情感、正性體驗兩因子之間符合自尊組合狀況與主觀幸福感總分之間的規律。在負性情感因子上，高外顯-低內隱組得分最低，其他組間無法進行比較。在負性體驗因子上，低外顯-低內隱組得分最高，其他組間無法比較。

三、結論

1.外顯自尊與主觀幸福感之間呈正相關；內隱自尊與主觀幸福感之間不存在相關；且內隱自尊與外顯自尊之間不存在相關。

2.外顯自尊、內隱自尊與主觀幸福感的四個因子之間的關系是：外顯自尊與正性情感、正性體驗兩個因子存在顯著的正相關。外顯自尊與負性情感、負性體驗兩個因子不存在相關。內隱自尊則與四個因子均不存在相關。

3.不同自尊組合狀況組被試在主觀幸福感上的得分差異顯著，“高外顯-高內隱”自尊的被試主觀幸福感較其他組強，“高外顯-低內隱”組次之，“低外顯-高內隱”組與“低外顯-低內隱”自尊組在主觀幸福感得分上不存在顯著性差異。自尊組合狀況與主觀幸福感的四個因子的方差分析顯示，在正性情感因子和正性體驗因子上自尊組合狀況與主觀幸福感之間符合自尊組合狀況與主觀幸福感總分之間的規律，在負性情感因子上高外顯低內隱組得分最低，其他組間無法進行比較。在負性體驗因子上得分最高的是低外顯低內隱組，其他組間無法比較。

參考文獻：

[1]陳翠玲，馮莉，王大華等（2008）.成年獨生子女自尊水平和主觀幸福感的特點及二者間的關系[J].心理發展與教育，24（3）：71-76

[2]蔡華儉（2003）.外顯自尊、內隱自尊與抑郁的關系[J].中國心理衛生雜志，17（5）：80-85

[3]馮建英，杜學元（2009）.內隱、外顯自尊分離狀況與心理健康關系研究[J].教育研究與實驗，13（2）：14-17

[4]徐維東，吳明證（2005）.自尊與主觀幸福感的關系研究[J].心理科學，28（3）：562-565

[5]楊福義（2005）.問題學生內隱自尊的初步研究[J].心理科學，28（2）：40-43

[6]張向葵，張林，趙義泉（2004）.關于自尊結構模型的理論建構[J].心理科學，27（4）：67-73