苗 淼 甘怡群

(1 北京大學醫(yī)學人文學院醫(yī)學心理學系，北京 100191)

(2 北京大學心理與認知科學學院及行為與心理健康北京市重點實驗室，北京 100871)

1 引言

生命意義感是一個多維的概念，包含對生活的目的、價值、可理解性的知覺和體驗（Hooker,Masters, & Park, 2018）。生命意義感包括生命意義體驗（presence of meaning in life）與生命意義尋求（search for meaning in life）兩個層面（Steger,Frazier, Oishi, & Kaler, 2006）。其中，生命意義體驗強調(diào)個體對生命意義感的理解和感知，即個體在多大程度上能夠感知到自己生活的目標和價值（Steger et al., 2006; Steger, Oishi, & Kashdan, 2009）。生命意義體驗被視為日常生活中的基本心理需求（Hadden & Smith, 2019），眾多研究證實了生命意義體驗對心理功能和身心健康的促進作用（Krok,2016; Leontiev, 2013; Steger, 2012）。研究表明，當個體處于應激情境時，生命意義體驗與適應性的壓力應對同樣存在密切的聯(lián)系（Hooker et al., 2018;Krok, 2016; Park, 2013）。

生命意義體驗對適應性壓力應對的一個重要作用是影響應對策略的選擇（Park, 2013）。已有不少研究證實，生命意義體驗與積極的應對策略（例如，問題解決、積極重評等）顯著正相關，與消極的應對策略（例如，否認、物質(zhì)依賴等）顯著負相關（Halama, 2014; Krok, 2016）。近年來，研究者從積極心理學的角度，在未來時間視角下發(fā)現(xiàn)，生命意義體驗對聚焦于未來的壓力應對?未來取向應對，也有積極的促進作用（Miao &Gan, 2019; Miao, Zheng, & Gan, 2017）。

未來取向應對是指針對未來生活中潛在的壓力源，提前采取措施來進行應對（甘怡群, 2011;Gan, Yang, Zhou, & Zhang, 2007）。一項日記研究發(fā)現(xiàn)，生命意義體驗的變化率能夠直接預測未來取向應對（Miao et al., 2017）。并且，通過實驗操縱或干預設計提升生命意義體驗后，個體的未來取向應對有所提升，再次驗證生命意義體驗對未來取向應對的促進作用（Miao & Gan, 2019, 2020）。進一步，生命意義體驗能夠通過提升正性情緒，進而促進個體進行未來取向應對（Miao & Gan, 2019,2020; Miao et al., 2017）。本研究將針對這一中介過程展開更為深入的研究，考察潛在的影響機制。

未來取向應對的五階段模型指出，對于未來潛在壓力源的應對包括積累資源、注意辨識、初始評估、初步應對與形成反饋5個過程（Aspinwall &Taylor, 1997）。其中，積累資源是未來取向應對的前提。為了應對未來潛在的壓力源，個體需要提前積累各種資源，為未來取向應對做充分準備。而正性情緒的拓展和建構(gòu)理論指出，正性情緒能夠通過建構(gòu)作用幫助個體建構(gòu)和增強個人資源，包括身體資源、認知資源、心理資源和社會資源等，從而促進資源的積累（Fredrickson, 2013;Fredrickson & Losada, 2005）。Fredrickson（2001）指出，正性情緒能夠通過促進資源的積累，從而幫助個體更好地應對未來生活中的挑戰(zhàn)。只是，積累資源對于未來取向應對的促進作用尚缺乏實證研究的支持。

雖然已有研究證實，生命意義體驗能夠通過正性情緒的中介作用促進未來取向應對，但是，考慮到未來取向應對是為潛在壓力源提前做準備的持續(xù)的過程，而正性情緒作為一種狀態(tài)性的體驗，它如何促進個體持續(xù)開展未來取向應對需要進一步的研究。本研究假設：生命意義體驗能夠在提升正性情緒之后，通過正性情緒的建構(gòu)作用，促進資源的積累，進而促進未來取向應對?？紤]到資源的積累是一個長期的過程，本研究將采用縱向設計來測量個體在過去一段時間內(nèi)積累資源的程度。此外，研究表明，不同年齡段個體的生命意義體驗存在差異，其適應性功能也有所不同（Morgan & Robinson, 2013; Steger et al., 2009）。因此，本研究將選取三個不同年齡段的樣本（在校大學生、在職夜大學員、臨退休人員），在不同群體中考察生命意義體驗促進未來取向應對的鏈式中介機制。

2 研究方法

2.1 被試

首先，參考Fritz和MacKinnon（2007），預估中介分析需要的樣本量?；谝酝芯康慕Y(jié)果，假設自變量與中介變量以及中介變量與因變量之間的路徑系數(shù)處于中低水平，則至少需要148名被試。同時，考慮到追蹤數(shù)據(jù)可能存在流失，第1個時間點至少收集200份有效數(shù)據(jù)。3個樣本均通過方便取樣招募被試，具體的人口學信息見表1。其中，樣本1是來自北京某高校的大一新生。第一次施測收到有效問卷273份。間隔2個月后發(fā)放第二次調(diào)查問卷，收回有效問卷153份，成功匹配142份，被試年齡范圍為16～20歲。樣本2來自北京某高校的2個在職夜大班級。第一次施測收到有效問卷243份，間隔2個月后發(fā)放第二次調(diào)查問卷，回收有效問卷186份，成功匹配170份。被試年齡范圍為21～46歲；工作年限范圍為1～28年，平均5.36±4.17年。被試來自互聯(lián)網(wǎng)、教育、醫(yī)藥、金融、旅游等多個行業(yè)。樣本3來自上海的3個企業(yè)，邀請3年內(nèi)即將退休的員工填寫問卷。第一次施測收到有效問卷240份，間隔3個月后發(fā)放第二次調(diào)查問卷，回收有效問卷202份，成功匹配200份。被試年齡范圍為47～59歲；距離退休1～36個月，平均13.22±9.45個月。所有被試在填寫紙質(zhì)版問卷之前均需簽署知情同意書，作答完畢之后發(fā)放小禮物作為答謝。

表1 3個樣本的人口學信息

流失分析顯示，對于性別，在樣本1（χ2=2.70,p=0.260）與樣本2（χ2=1.95,p=0.200）中，追蹤組與流失組均不存在顯著差異，樣本3邊緣顯著（χ2=3.87,p=0.049）。對于年齡、工作年限或距離退休的時間、生命意義體驗和正性情緒，3個樣本的追蹤組與流失組均不存在顯著差異，t值在0.53～1.33之間（ps>0.1）。

2.2 研究工具

在第1個時間點（T1）測量生命意義體驗和正性情緒，在第2個時間點（T2）測量積累資源和未來取向應對。對于生命意義體驗、積累資源與未來取向應對的測量，均采用李克特7點量表進行計分，1為“完全不同意”，7為“完全同意”。

2.2.1 生命意義體驗

采用生命意義感問卷（Meaning in life Questionnaire）（Steger et al., 2006），該問卷包括生命意義體驗與生命意義尋求兩個維度，各5個條目。研究表明，該問卷的中文版具有良好的信效度（劉思斯, 甘怡群, 2010; 王孟成, 戴曉陽, 2008）。本研究僅使用生命意義體驗分量表來測量個體知覺到的意義感水平。在3個樣本中，該分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.87、0.80、0.80。

2.2.2 未來取向應對

采用中文版的未來取向應對問卷（Future-Oriented Coping Inventory）（Gan et al., 2007），該問卷在中國人樣本中具有良好的信效度（Gan et al.,2007; Miao & Gan, 2020）。該問卷聚焦于在未來框架下的認知與應對行為，包含預防應對（例如，“我會事先考慮以免遇到危險的狀況”）與預先應對（例如，“我勾勒自己的夢想并試圖將它們達成”）兩個維度，各8個條目。在3個樣本中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.90、0.87、0.86。

2.2.3 正性情緒

采用邱林、鄭雪和王雁飛（2008）人修訂的積極情感消極情感量表（Positive Affect and Negative Affect Scale）中的積極情感分量表測量正性情緒，共9個情緒詞（例如，“快樂的”、“興奮的”）。采用李克特7點計分，1為“幾乎沒有”，7為“極其多”。在樣本1與樣本2中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)均為0.87。

2.2.4 積累資源

楊向榮（2013）基于預先應對的五階段模型編制了適用于青年群體的青年未來取向應對量表，包括未來偏好、洞察評估、積累資源與統(tǒng)籌規(guī)劃4個分量表。楊向榮的研究表明，該量表具有良好的信效度，各分量表的信度與效標效度也都達到心理測量學的要求。在樣本1與樣本2中，采用積累資源分量表測量積累資源的程度，共8個條目，聚焦于青年群體在日常生活中廣泛涉及到的身體、心理、社會等資源，例如，“培養(yǎng)并保持不拖沓的習慣”；“積極參加各種社交活動，搭建自己的人脈關系”；“參加了很多實踐活動，積累了更多的經(jīng)驗”。在樣本1與樣本2中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.82和0.79。

2.2.5 樣本3中正性情緒與積累資源的測量

對于樣本3，考慮到研究對象年齡相對較大，為了精簡問卷、降低被試作答的認知負荷，正性情緒的測量采用紐芬蘭紀念大學幸福度量表（Memorial University of Newfoundland Scale of Happiness）中的正性情緒維度。該量表主要用于測量老年人的幸福感，表述更通俗易懂，在我國老年人群體中具有較好的信效度（汪向東, 王希林, 馬弘, 1999）。該分量表包含5個條目，例如，“感覺情緒很好”，“對生活特別滿意”。采用3點計分：“否”計0分，“不知道”計1分，“是”計2分。在該樣本中，該維度的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.81。

對于積累資源的測量，由于研究1、2中使用的積累資源分量表僅適用于青年群體?？紤]到中老年人對于情感歸屬與社會關系有更強烈的心理需求，社會支持是該群體進行壓力應對（例如，面臨退休）的重要資源。因此，樣本3聚焦于社會支持這一特殊的心理資源，采用領悟社會支持量表（Perceived Social Support Scale），考察被試對于社會支持這一資源的積累程度。該量表包含家庭支持、朋友支持、其他支持3個維度，各4個條目（汪向東等, 1999）。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.91。

2.3 數(shù)據(jù)處理

使用SPSS20.0和Mplus7.4對數(shù)據(jù)進行分析和處理。其中，使用SPSS進行流失分析并計算變量之間的相關關系，使用Mplus建立結(jié)構(gòu)方程模型，考察鏈式中介模型的擬合情況。在此基礎上，采用PROCESS宏文件（Hayes, 2018）進一步分析間接效應。在正式分析數(shù)據(jù)之前，采用Harman單因子法檢驗是否存在共同方法偏差（周浩, 龍立榮,2004）。結(jié)果表明，在3個樣本中，第一個因子解釋的方差分別為29.37%、24.95%、28.40%，均小于40%，說明不存在嚴重的共同方法偏差。

3 結(jié)果

3.1 相關分析

所有研究變量的描述性統(tǒng)計及相關系數(shù)見表2。結(jié)果顯示，在3個樣本中，T1時間點的生命意義體驗、正性情緒與T2時間點的積累資源、未來取向應對之間均存在顯著的兩兩正相關（ps<0.01）。性別與年齡僅在樣本3中與研究變量存在顯著相關。因此在后續(xù)針對樣本3的中介分析中，將性別與年齡作為控制變量納入模型。

表2 研究變量的描述性統(tǒng)計和相關系數(shù)

3.2 中介分析

以生命意義體驗為自變量，未來取向應對為因變量，正性情緒與積累資源作為中介變量，建立結(jié)構(gòu)方程模型，驗證假設的鏈式中介模型。結(jié)果顯示，在3個樣本中，模型擬合均良好。樣本1：χ2/df=1.27，CFI=0.98，TLI=0.98，RMSEA=0.04，90%CI[0.00, 0.07]，SRMR=0.04。樣本2：χ2/df=1.38，CFI=0.97，TLI=0.97，RMSEA=0.05，90%CI[0.02, 0.07]，SRMR=0.04。樣本3：χ2/df=1.70，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.06，90%CI[0.04,0.07]，SRMR=0.06。由圖1可知，在3個樣本中，生命意義體驗均顯著正向預測正性情緒與積累資源（ps<0.05），正性情緒顯著正向預測積累資源（ps<0.05），積累資源顯著正向預測未來取向應對（ps<0.001）。但是，正性情緒對未來取向應對的預測作用均不顯著（ps>0.05），而生命意義體驗對未來取向應對的直接效應僅在樣本3中顯著（p<0.001）。

圖1 生命意義體驗預測未來取向應對的鏈式中介模型

最后，采用PROCESS宏文件（Hayes, 2018），用自抽樣方法對中介效應進行檢驗，選擇模型6，將抽樣次數(shù)設置為5000。由表3可知，在3個樣本中，“生命意義體驗T1→積累資源T2→未來取向應對T2”以及“生命意義體驗T1→正性情緒T1→積累資源T2→未來取向應對T2”這兩條中介效應的95%置信區(qū)間均不包含0，中介作用成立。因此，本研究假設的生命意義體驗通過正性情緒與積累資源促進未來取向應對的鏈式中介模型得到驗證。

表3 鏈式中介模型的間接效應分析結(jié)果

4 討論

本研究分別以在校大學生、在職夜大學員與臨退休人員為研究對象，通過縱向設計考察生命意義體驗預測未來取向應對的潛在機制。首先，相關分析顯示，在3個樣本中，T1時間點的生命意義體驗與T2時間點的未來取向應對均顯著正相關。理論研究曾提出生命意義感在未來視角下的適應性功能，強調(diào)生命意義感是一種跨時間的整合，能夠促使個體將視角從此時此刻延伸至未來，關注未來生活和遠期目標，從而促進對未來生活的決策與應對（Baumeister, Vohs, Aaker, &Garbinsky, 2013; Leontiev, 2013）。本研究發(fā)現(xiàn)，在大學生、在職人員與臨退休人員等不同年齡段的個體中，生命意義體驗與未來取向應對之間均存在穩(wěn)定的縱向正相關關系，進一步證實生命意義體驗與應對未來生活存在密切的聯(lián)系，凸顯了生命意義體驗在未來視角下的適應性功能（Heintzelman &King, 2015）。

進一步的中介分析證實，生命意義體驗能夠通過正性情緒與積累資源的鏈式中介作用促進未來取向應對。意義感的獲得能夠提升正性情緒（Gruszczyńska & Knoll, 2015; Miao & Gan, 2020）。進一步，正性情緒的拓展與建構(gòu)理論指出，正性情緒能夠促進個體對于心理、身體與社會等資源的積累（Fredrickson, 2013），從而促進適應性的壓力應對（Blouin-Hudon, Gaudreau, & Gareau, 2016）。本研究利用縱向數(shù)據(jù)證實了上述鏈式中介過程。曾有研究者提出正性情緒的增益螺旋或向上螺旋模型（Fredrickson, 2013; Garland, Farb, Goldin, &Fredrickson, 2015），個體通過生命意義體驗提升正性情緒之后，能夠通過正性情緒的建構(gòu)機制，促進多種心理、社會資源的積累，進而引發(fā)更多積極的改變，包括促進適應性的壓力應對，從而產(chǎn)生正性情緒與資源積累之間的良性循環(huán)。而本研究證實，生命意義體驗能夠通過提升正性情緒促進資源的積累，進而促進未來取向應對，進一步為向上螺旋模型提供了實證研究的支持。

此外，本研究還發(fā)現(xiàn)，生命意義體驗能夠直接通過積累資源的中介作用促進未來取向應對，提示生命意義體驗可以不經(jīng)由正性情緒，直接促進個體進行資源的積累。已有研究證實，生命意義體驗有助于提升親密關系（Park & Folkman,1997）、提高情緒調(diào)節(jié)能力（Garland et al., 2015;Halama, 2014），這些社會關系與壓力應對技能是個體進行壓力應對的重要資源。此外，也有不少研究發(fā)現(xiàn)，生命意義體驗與身體健康有密切的聯(lián)系（Hooker et al., 2018）。因此，生命意義體驗能夠直接促進心理、身體、社會等各種資源的積累，進而促進未來取向應對。

綜上，本研究在三個不同年齡段的樣本中重復驗證了生命意義體驗促進未來取向應對的鏈式中介機制。在理論上，本研究從壓力應對的角度，在不同年齡段群體中證實了生命意義體驗促進未來取向應對這一適應性功能，并解釋了潛在的中介機制，揭示了積累資源在生命意義體驗促進壓力應對過程中的重要作用。在實踐上，本研究啟示，為了更好地應對未來生活中的潛在壓力源，在樹立遠期目標、提升計劃能力的同時，需要注重提升生命意義感，這不僅有利于改善個體的心理健康狀態(tài)，還將進一步促進對各類資源的積累，從而更好地應對未來的挑戰(zhàn)。尤其對于臨退休群體，退休是一個重大的未來應激源，未來研究可以探討通過提升生命意義體驗來促進該群體的未來取向應對的可能性，從而幫助該群體更好地適應退休生活。

本研究還存在以下局限之處。第一，本研究只收集了兩個時間點的數(shù)據(jù)，還不足以充分說明各個變量之間的預測關系。未來的研究建議收集更多時間點的數(shù)據(jù)，進一步驗證鏈式中介機制。第二，對于樣本3的測量，由于樣本1、2采用的積累資源量表只適用于青年群體，同時考慮到中老年人對于情感歸屬與社會關系有更高的需求，因此，樣本3僅測量社會支持這一類資源，而非廣義上的積累資源。并且，樣本1、2的測量體現(xiàn)個體主動建構(gòu)資源的過程，而樣本3則更多反映對社會支持這一資源的積累的結(jié)果。此外，樣本3中正性情緒的測量也與前兩個樣本有所不同。因此，研究結(jié)論在不同樣本中的可重復性與可推廣性受到影響。未來可以嘗試在老年人群體中對積累資源的條目進行修訂，并區(qū)分資源的積累過程和實際積累的程度，從而在不同樣本中對假設的鏈式中介機制進行更為深入的比較。第三，由于樣本量的限制，本研究未能在不同樣本的男性、女性群體中比較中介模型的差異，未來的研究可以通過增加樣本量，深入分析研究結(jié)論是否存在性別差異。第四，本研究所有變量均通過自我報告獲得，盡管研究結(jié)果證實不存在嚴重的共同方法偏差，未來的研究可以嘗試采用多樣化的測量指標，例如，采用客觀指標測量對于社會資源與身體資源的積累程度，采用行為指標測量個體在具體的未來應激情境中的應對行為等。

5 結(jié)論

（1）生命意義體驗能夠正向預測未來取向應對；（2）積累資源能夠中介生命意義體驗與未來取向應對之間的關系；（3）正性情緒和積累資源在生命意義體驗與未來取向應對之間起鏈式中介作用。