2015, Vol. 31
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 张书朋, 张庆垚, 李彩娜. 2015.
- ZHANG Shupeng, ZHANG Qingyao, LI Caina. 2015.
- 领悟社会支持性别差异的元分析
- Meta-analytic Review on The Gender Differences in Perceived Social Support
- 心理发展与教育, 31(4): 393-401
- Acta Meteorologica Sinica, 31(4): 393-401.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2015.04.02
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文章历史
A meta-analysis of 58 independent studies published between 2002 and 2014, which employed the Multidimensional Scale of Perceived Social Support to investigate gender difference in perceived social support among Chinese, was conducted in present study. 31286 participants (15279 males) were included in this analysis. After literature selection and screening, 59 independent effect sizes (Cohen's d) were picked out as meta-analysis unit according to the inclusion criteria. After coding of study characteristics, independent effect sizes were analyzed by Synthesizer 1.0 R software.
The present research included three methodological procedures, including main effect analysis, publication bias test and moderation effect analysis. In addition, the fixed-effect model that assumed a common effect for results of all researches performed poorly under the condition of effect size heterogeneity, and the unrealistic assumption about random sampling of observed effect sizes from a normally distributed superpopulation of random-effect model made it difficult to achieve (Krizan, 2009), so the varying-coefficient model recently proposed by Bonett (2008, 2009) was preferred in this article. As shown in results: (1) there existed a significant gender difference in perceived social support, specifically, females scored higher than males on overall support, family support, support outside family, friends support, and significant others support; (2) the results of the moderation analyses indicated that the gender differences in family support and overall support among middle school students was smaller, as compared to those of undergraduates.
To sum up, females did perceive more social support than males and the gender difference among middle school students was smaller than that of undergraduates on family support and overall support. The results could be explained by the gender difference in perception, or/and the fact that females get more supports from the surroundings. The implications of these findings were also discussed.
社会支持是真实存在或被个体感知到的,由群体、社交网络或重要他人等提供的工具性或表达性(情感性)支持,对于促进个体的健康、减少身心疾病有重要作用(Cohen & Wills,1985)。大量研究也证实了社会支持对诸多消极心理特征,如抑郁(Frese,1999; Stice,Rohde,Gau,& Ochner,2011)、焦虑(Ginter,Glauser,& Richmond,1994; Williams & Cooper,1998)等的缓解作用,以及对主观幸福感等积极心理品质的显著促进作用(Diener,2000; 宋佳萌,范会勇,2013)。然而,并非所有的社会支持都会促进个体的发展与适应。如研究发现,个体在面临压力时向他人寻求帮助带来的窘迫感受反而会为其带来额外压力,并干扰其压力应对的过程与结果(Bolger,2000)。创伤后干预研究也发现,通过谈论创伤性事件提供支持的方式不但不能减缓当事人的压力,反而会使其更多地暴露于事件中,体验到较高的压力(Hobfoll & London,1986)。亦即,社会支持是否对个体适应产生影响会受到包括支持类型在内诸多因素的影响。
在诸多社会支持种类中,领悟社会支持是个体对自身被外界支持程度的主观感受与评价(Zimet,Dahlem,Zimet,& Farley,1988),对于个体身心健康有显著的影响作用。领悟社会支持可以是真实存在的,也可以是潜在的甚至是虚假的,但却是个体主观感知到的,甚至有时候仅仅只要感知到有人关心支持就足以帮助个体应付困境(Taylor et al., 2004)。目前领悟社会支持研究中普遍采用的测量工具是《多维度领悟社会支持量表》(Multidimensional Scale of Perceived Social Support,MSPSS,Zimet et al., 1988),测量个体感知到的来自家庭、朋友和重要他人的支持程度,其内部一致性系数、重测信度、结构效度等各项指标均稳定、可靠(Zimet et al., 1990; Bruwer et al., 2008)。目前国内研究者引用最多的多维度领悟社会支持量表中文版主要选自汪向东(1999)等编著的《心理卫生评定量表》(Chou,2000; 张静敏,2012)。对MSPSS适用性的检验结果发现,将朋友支持与重要他人支持合并为家庭外支持,从家庭内/外维度评价的二维MSPSS更适合我国人群(Chou,2000; 田园,2011)①。
领悟社会支持的性别差异指的是男女不同性别间在社会支持感知上的差异。目前有关性别差异的理论主要有两种解释倾向：以生物学、行为遗传学和进化心理学为代表的观点认为,遗传基因等先天的生物学差异是导致性别差异的重要原因(Buss,1995; Wood & Eagly,2002),这一说法也得到了现代脑科学研究的支持,即男女在大脑的某些功能上的确存在显著差异(De Bellis et al., 2001; Lenroot & Giedd,2010)。社会认知和社会角色理论则强调了后天社会化过程对性别差异的影响(Bandura, 1977,1999; Eagly,2013),认为个体通过模仿同一性别个体或采取社会期望的性别角色标准最终获得了某些更具性别特征的行为。如社会化过程对不同性别个体的角色期望与要求不同,并由此导致个体在自尊(Feingold,1994; Huang,2013)、成就动机(Gati & Perez,2014)、道德感知(YouMaeda & Bebeau,2011)等方面显著的性别差异(Else et al., 2006)。在领悟社会支持领域,国内外一些研究发现了女性更高的社会支持体验(Matud et al., 2003; Cheng & Chan,2004; 范美琴,2009),然而研究间仍存争议(Neff & Karney,2005; 赵阿勐,2011)。鉴于此,本研究提出假设1：中国人群存在领悟社会支持的性别差异,女性感知到的支持显著高于男性。此外,社会文化环境与先天生物学因素共同决定了不同领域中性别差异的不同表现,我国传统文化认为女孩更应温柔、安静,会受到父母和周围人更多的照料与关怀,男性则被认为应坚强、独立(沈建丹,2012；张静敏,2012),我们认为这种社会文化对性别差异的影响将会随年龄增长表现得更为显著。因此,本研究提出假设2：高年龄群体领悟社会支持的性别差异大于低年龄群体。
对性别差异的研究具有重要的现实意义,其结论可以为教育、生产活动提供科学的依据,此外,性别差异并非导致两性不平等的主要原因,相反,只有对不同性别间差异的深入研究,才能逐渐消除社会性别歧视,为性别平等社会政策的制定与实施提供有力的支持。然而,目前有关领悟社会支持性别差异的各单项研究存在某些不足之处：如短时间的纵向设计难以揭示性别差异的发展特征,叙述性综述文章选取文献缺乏严谨标准；同时,即便是对同一类别群体、采用同一测量工具进行的研究,其所得结论也不尽相同。再者,即便多数研究均认可两性间在领悟社会支持上存在差异,但差异区间为多少,是否有其他变量影响着性别间的领悟社会支持差异？现有研究还不能很好的对此做出回答。总之,当下迫切需要对已有研究进行定量分析与综合考察。鉴于以上分析,本研究拟采用元分析技术,对我国人群领悟社会支持性别差异进行考察,以期得出更具普遍意义的结论。鉴于MSPSS量表测量的稳定性及其在领悟社会支持领域的普遍应用,本文拟采用量表内元分析技术(Within-Scale Meta-Analysis)考察MSPSS量表在我国人群中测得的领悟社会支持的性别差异情况。
2 方法 2.1 文献搜集在中国期刊网(CNKI)以中国学术期刊全文数据库、硕士/博士学位全文数据库、国际/国内会议论文全文数据库及报纸、特色期刊数据库为目标库搜集相关文献。首先以“领悟社会支持”为主题词(虽然本文以领悟社会支持的性别差异为研究目标,考虑到有些文章虽未以性别差异为主要内容,仍可能报告了领悟社会支持的性别差异,故文献搜集中不合并诸如“性别”、“性别差异”等其他词),在哲学与社会科学的心理学类别中进行文献检索 国内最早有关领悟社会支持量表的运用主要在医学领域,但鉴于医学领域的研究对象多为某种临床症状患者,不适合作为普通样本,故而本研究未将此类文献纳入元分析中。,共检测到文献321篇,发表在2002~2014年3月之间,之后对上述文献做进一步的筛选、排除。
2.2 文献纳入标准本研究的文献纳入遵循以下标准：(1)实证研究；(2)研究使用多维度领悟社会支持量表(MSPSS或标明是12个项目的PSSS)；(3)样本同时含男女被试；(4)男女被试数均大于30人；(5)不含特殊样本(如压力事件中的个体)；(6)提供了可以计算效果量(Cohen’s d)及相应权重(w)的统计信息(如男女被试数、男女均分、男女标准差；或性别与MPSSS的点二列相关、性别差异的t、F检验等)。有一条及一条以上不符合上述标准的文献被排除。此外,若某研究数据出现在两篇(如分别出现在期刊杂志和学位论文中)及两篇以上文献中(本次321篇文献中共识别出4例),则将含有更充分信息的文献(通常为学位论文)纳入此次元分析。最终纳入文献共58篇(带星号的参考文献),其中期刊论文28篇,硕士学位论文29篇,博士学位论文1篇。有1篇文献报告了2组样本,因此实际纳入研究的样本数目为59,n=31286(男性15279)。之后对这58篇文献(共59个研究样本)进行编码。
2.3 文献编码为建立本次元分析可用的数据库,对上述符合标准的文献进行编码。(1)对纳入文献的研究进行统一编号；(2)录入研究的作者、发表年份及数据收集时间；若未明确注明数据收集时间则按照发表年份减2(Twenge,2010; 辛自强,周正,2012)；(3)对文献出处进行编码,具体分为1=一般公开杂志、2=核心及以上杂志、3=硕士/博士学位论文；(4)对研究对象进行编码,具体分为1=中学生、2=大学生、3=其他；(5)录入相关统计信息,如男女被试数、量表总分及各维度的男女均分、标准差等。虽然有研究使用二维度的MSPSS(5/59),但均可通过合并三维度MSPSS中的朋友支持、重要他人支持来估计家庭外支持得分,故不再专门针对测量工具的类别(二维度还是三维度)进行编码。此外,为控制编码的统一性与有效性,编码程序由第一作者及第二作者分别独立进行,编码完成后核对两次编码的不同之处,对之进行详细讨论并更改后,确定最终统一的研究数据。
2.4 数据分析采用Excel记录整理数据,并通过Syhthesize 1.0(Krizan,2010)及R软件(R Core Team,2014)中的Metafor软件包(Viechtbauer et al., 2013)对59项研究数据进行元分析。元分析中对效应量进行估计的模型主要有固定效应模型、随机效应模型及变化系数模型,相比之下,变化系数模型对数据的前提假设要求更少,用变化系数模型对参数进行元分析更具优势,计算得出的效应量区间更加精确(Bonett, 2008,2009,2010; 叶宝娟,温忠麟,胡竹菁,2013)。本研究采用变化系数模型对59项研究数据进行元分析。
3 结果 3.1 领悟社会支持总分的性别差异及相关调节变量分析符合进入本次元分析的研究数目为54 有5项研究未提供相应的统计量,估计d1时仅纳入54个研究,其余各处元分析纳入的研究数也略有差异。,将这54个研究经Syhthesize 1.0 分析,结果显示,平均效应量的估计值为-0.226,其95%置信区间为[-0.259,-0.193]。为检验是否存在发表偏差,对上述54项研究的效果量绘制漏斗图(图 1),采用R软件的“metapfor”软件包对漏斗图的对称性进行检验(Peters et al., 2006; Moreno et al., 2009),结果表明漏斗图两侧基本对称,Z=-1.54,p=0.12；采用Rosenthal方法(Rosenthal,1979)计算的失安全系数为4613。
为进一步探究哪些因素影响了d1的分布,采用 Syhthesize 1.0 逐个检验被试类别、文献发表类型以及文献发表时间 本文初步分析发现纳入文献中2011年将发表的较多,故将文献发表时间分为2010年及之前、2011年与2012年及之后共3类在Syhthesize 1.0进行分析；经分析,本文中编码的数据收集时间与文献发表时间有很强的线性相关(ρ=0.969,p<0.001),故不再分析数据收集时间对于效应量的调节作用。等是否是影响d值变化的调节变量。三种被试类别,中学生(k=20,d=-0.167,[-0.222,-0.113])、大学生(k=30,d=-0.264,[-0.306,-0.222])及其他(k=4,d=-0.240,[-0.392,-0.088])亚分组间的效应值差异分析表明中学生与大学生间的效应量差异显著ddiff =0.097,[0.035,0.159],中学生组的效应量绝对值较小,其他组别间无差异。三种文献发表类型,一般公开(k=16,d=-0.216,[-0.287,-0.145])、核心(k=8,d=-0.220,[-0.304,-0.136])、硕博论文(k=30,d=-0.234,[-0.273,-0.194]亚分组间效应值差异量区间为[-0.111,0.103],任意两组间的效应值差异量估计区间均包含0,即文献发表类型对d值无调节效应。文献发表时间：2010年及之前(k=22,d=-0.192,[-0.239,-0.146])、2011年(k=18,d=-0.249,[-0.314,-0.184])、2012年及之后(k=14,d=-0.251,[-0.313,-0.189]),各分组间效应量无显著差异。
| 效应量估计 | d值 95%下限 | d值95% 上限 | 研究数k | 样本量N | |
| 支持总分(d1) | -0.226 | -0.259 | -0.193 | 54 | 25384 |
| 家庭内支持(d2) | -0.183 | -0.218 | -0.149 | 45 | 24507 |
| 家庭外支持(d3) | -0.195 | -0.230 | -0.160 | 43 | 24114 |
| 朋友支持(d4) | -0.177 | -0.213 | -0.141 | 39 | 22734 |
| 其他支持(d5) | -0.266 | -0.302 | -0.230 | 39 | 23480 |
 |
| 图 1 效应值d1分布的漏斗图 |
对家庭(内)领悟支持在性别差异上的效果量d2进行估计,发现女性在家庭内支持上的得分也显著高于男性,结果见表 1。经绘制漏斗图并对漏斗图对称性检验的结果显示,Z=-2.61,p=0.009,表明漏斗图两侧差异较大；此45项研究数据计算的失安全系数为1455。
对可能影响d2分布的因素进行检验发现,被试类别中,中学生(k=16,d=-0.085,[-0.143,-0.027])与大学生(k=28,d=-0.230,[-0.274,-0.185])间的效应量差值为ddiff =0.145,[0.057,0.233],表明大学生间男女性别家庭内支持的差异更大(其他组中因仅有小学生一例,不再分析)。文献发表类型,一般公开(k=14,d=-0.189,[-0.259,-0.119])、核心(k=5,d=-0.190,[-0.291,-0.089]、硕博论文(k=26,d=-0.179,[-0.222,-0.136],各组间的效应量无差异。文献发表时间,2010年及之前(k=16,d=-0.195,[-0.252,-0.137])、2011年(k=16,d= -0.178,[-0.243,-0.113])、2012年及之后(k=13,d=-0.176,[-0.232,-0.120]),各组间效应量无显著差异。
3.3 家庭外支持的性别差异及相关调节变量分析对家庭外支持性别差异的效果量d3进行估计①,结果显示女性在家庭外支持的得分显著高于男性(表 1)。经绘制漏斗图并对漏斗图对称性检验的结果显示,Z=-1.837,p=0.066,此43项研究数据计算的失安全系数为2347。对被试类别的调节效应分析发现,大学生在家庭外支持上的性别差异(k=26,d=-0.229,[-0.274,-0.184])与中学生(k=16,d=-0.134,[-0.192,-0.075]无显著差异,其他类别仅涵盖小学生一例研究,不再分析。比较不同文献发表类型中效应量的差异性发现,核心期刊(k=4, d=-0.085,[-0.191,0.021])中报告的效应量绝对值显著小于硕博论文(k=26,d=-0.209,[-0.251,-0.166],ddiff =0.124,[0.017,0.231])中的效应量绝对值；一般期刊(k=13, d=-0.201,[-0.273,-0.129]与其他两组无差异。不同文献发表时间组别效应量比较显示,2010年及之前(k=15,d=-0.227,[-0.284,-0.169]),2011年(k=15,d=-0.165,[-0.231,-0.098])、2012年及之后(k=13,d=-0.194,[-0.250,-0.137])组间效应量无差异。
3.4 朋友支持的性别差异及相关调节变量分析对领悟朋友支持性别差异的效果量d4进行估计,结果如表 1所示；对漏斗图对称性的检验显示两侧基本对称,Z=-1.417,p=0.156,失安全系数为1655。被试类别两个亚分组的效应值估计见表 2,两组间的效应值差异不显著。文献类别的亚分组中,核心期刊的4例数据计算得出的效应量区间包含0,且与硕博学位论文组中的效应量差异显著(ddiff =0.132,[0.025,0.239])。文献发表时间中2011年组别中的效应量与其他两组有显著差异(2011年与2010年前 ddiff =0.097,[0.009,0.185]；2011年与2012年后 ddiff =0.102,[0.014,0.190])。
3.5 重要他人支持的性别差异及相关调节变量分析对领悟他人支持性别差异的效果量d5进行估计,结果如表 1所示；对漏斗图对称性的检验显示两侧基本对称,Z=-1.852,p=0.064,失安全系数为4019。文献类别中,核心期刊报告的效应量绝对值显著小于硕博学位论文(ddiff =0.141,[0.034,0.248])所报告效应量绝对值,其他组别间无差异；文献发表时间及被试类别各亚分组间效应量差异不显著(表 2)。
| 亚分组 | 朋友支持 | 他人支持 | |||||||
| k | d | High 95% CI | Low 95% CI | k | d | High 95% CI | Low 95% CI | ||
| 被试类别 | 中学 | 16 | -0.141 | -0.199 | -0.083 | 17 | -0.24 | -0.295 | -0.184 |
| 大学 | 22 | -0.195 | -0.242 | -0.149 | 21 | -0.274 | -0.322 | -0.227 | |
| 文献类别 | 一般 | 12 | -0.148 | -0.227 | -0.07 | 12 | -0.256 | -0.332 | -0.179 |
| 核心 | 4 | -0.085 | -0.192 | 0.021 | 4 | -0.15 | -0.255 | -0.044 | |
| 硕博 | 23 | -0.207 | -0.249 | -0.166 | 23 | -0.291 | -0.333 | -0.25 | |
| 文献发表时间 | 10前 | 13 | -0.21 | -0.268 | -0.152 | 12 | -0.273 | -0.333 | -0.213 |
| 11年 | 14 | -0.113 | -0.18 | -0.046 | 15 | -0.26 | -0.323 | -0.196 | |
| 12后 | 12 | -0.215 | -0.274 | -0.155 | 12 | -0.266 | -0.326 | -0.207 | |
首先,本研究对2002~2014年间我国公开发表的有关领悟社会支持的58项研究(59项数据)进行元分析发现,领悟社会支持的总分及各维度得分(家庭内支持、家庭外支持、朋友支持及他人支持)均为女性得分显著高于男性得分,效果量范围为[-0.266,-0.183]。尽管按照Cohen(1992)的标准,本研究中的d值处于较小的效果量范围,但漏斗图及失安全系数检验显示该结果稳定、可靠,说明我国人群中男女间在领悟社会支持上存在显著的性别差异,具体表现为女性比男性感知到的社会支持更多,与国外部分研究的结果一致(Matud et al., 2003; Cheng,Chan,2004)。鉴于东西方文化间存在某些共同之处,如东西方文化均认为女性更具同情心和人际敏感性,更希望建立和谐融洽的人际氛围,也更容易感知到关爱；男生则需要坚强独立,更有竞争力和担当(Nakhaie & Arnold 2010; 沈建丹,2012; 张静敏,2012)。因此,面临压力事件时,家庭成员或朋友会与女性进行更多的情感沟通与帮助,对女性支持的表达方式也更为丰富,对男性则仅有物质帮助或者直接干预等(Gecková et al., 2003; Dalgard et al., 2006; 杜凌云,2012)。
其次,在领悟支持总分及家庭支持方面,不同年龄个体的性别差异显著,表现为大学生间的性别差异大于中学生间的差异；对家庭外支持(朋友及他人支持)的感知则无显著差异。具体而言,不同性别个体家庭支持感知的差异表现出显著的年龄趋势(ddiff =0.145),并导致了领悟支持总分的差异(ddiff =0.097)。这可能是由于男女感知家庭支持不同的发展特征：中学生还未离家独立求学,或即便在外上学也与家庭间存在频繁联系与互动,因而不同性别间领悟家庭支持的差异量较小(Cheng & Chen,2004)；大学阶段个体离家求学,男女均基本完成社会所赋予的性别社会化任务,男性变得更加独立,女性则更关注与家庭的亲密联系(Shaw et al., 2004),由此导致男女在领悟家庭支持上的差异较中学生增大。鉴于来自家庭的支持对个体身心健康的重要作用与深刻影响(Shaw et al., 2004),因此本研究结果提示,应关注青少年晚期——大学阶段个体(尤其是男生)与家庭间的亲密情感关系,减少情感疏离,加强父母与男生的亲密感情关系是改善其问题行为、促进健康发展的可行方式。
再次,硕博论文中报告的家庭外支持、朋友支持及他人支持的性别差异比核心期刊上发表文献所估计的性别差异更大。其中,核心期刊刊登的文献研究质量较高,数据分析严谨可靠；学位论文则由于取样的规范性、操作的严谨性等方面的差异导致了研究结果的不同。同时,核心期刊组中纳入的研究数目仅4个,因此对文献发表类型与性别差异相关结论的解释需谨慎。就文献发表时间而言,鉴于2011年是我国领悟社会支持研究的热点年份,因此以2011为分界点,依据各年份发表文献的多寡基于数目平衡原则,将文献发表时间分为2011、2010年及之前、2012年及之后三类,通过Syhthesize 1.0 程序探索文献发表时间的作用,结果发现2011年发表的14篇文章中所报告的朋友支持的性别差异效果量较小,其他支持方面则无差异(但在随机效应模型中,以文献发表时间为连续变量预测领悟社会支持性别差异效应量的回归分析显示,文献发表时间对性别差异各效应量无显著预测作用,ps>0.05)。因此,对该结果的解释也需慎重。
本研究的不足之处在于,没有探讨社会支持性别差异效果量各影响因素的内在作用机制；量表内元分析技术虽能集中反应领悟社会支持的典型特点,但未包含采用其他工具(如社会支持评定量表)的研究,因此在一定程度上影响了研究结果的解释力。建议今后研究在更广泛的文化群体内考察采用多种工具测量的社会支持研究,增加研究结论的解释力。
5 结论
本文采用元分析方法,以变化系数模型对2002~2014年间的58项有关领悟社会支持的独立研究进行分析,结果发现在领悟社会支持在总分、家庭内/外支持、朋友支持及重要他人支持上,女性得分均显著高于男性。此外,大学生领悟社会支持总分、领悟家庭支持的性别差异显著大于中学生；硕博学位论文中报告的家庭外支持(朋友支持、他人支持)较核心期刊中报告的要大；2011年文献所报告的朋友支持的性别差异较小。
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