作者:
- Arthur Aron — 紐約州立大學石溪分校
- Christina C. Norman — Fountain House Inc.
- Elaine N. Aron — 紐約州立大學石溪分校
- Colin McKenna — Kaiser Permanente Medical Center
- Richard E. Heyman — 紐約州立大學石溪分校
發表於《人格與社會心理學期刊》(Journal of Personality and Social Psychology), 2000, Vol. 78, No. 2, 273–284
摘要
作者透過一份報紙問卷、一份逐戶調查, 以及三項實驗室實驗, 檢驗「伴侶共同參與新奇且引發興奮的活動」對所體驗關係品質的假設效應。問卷與調查研究均發現所預測的相關性: 報告的共同「興奮」活動與關係滿意度呈正相關, 且此關聯如預期般受到「關係厭倦感」的中介。在所有三項實驗中, 作者發現相較於從事較平淡的活動, 共同參與 7 分鐘新奇且引發興奮的活動後, 所體驗關係品質的增加程度顯著較大, 且符合預期。與「無活動控制組」的比較顯示, 此效應是源自於新奇—引發興奮的活動。同樣的效應也出現在實驗任務前後對伴侶互動錄影的評分上。最後, 在控制「關係相關社會讚許性」(relationship social desirability) 之後, 所有結果依然成立。研究結果與長期關係中關於厭倦與興奮的一般議題有關, 並對理解蜜月期過後關係品質典型的早期衰退, 提供了關於相關歷程角色的啟示。
引言
本文的焦點在於: 伴侶共同參與新奇且引發興奮的活動, 對關係品質的假設性效應 (此效應超越共同參與較為平淡活動所能產生的任何效應) 。此假設效應牽涉到長期關係中興奮感與厭倦感背後的基本動機與認知機制, 並具有相當重要的潛在實務應用價值。
我們將先簡要探討此效應應當存在的背景與初步研究證據。接著呈現兩項問卷研究的資料, 兩者皆顯示符合預測的相關型態; 然後是三項實驗, 以受控的實驗室條件示範此效應, 並建立一個創新且具實用價值的研究典範, 以供未來更深入探究背後機制之用。
北美的伴侶顯然將「共同共度時光」(無論活動類型為何) 視為一種重要的關係維繫策略 (Baxter & Dindia, 1990; Dindia & Baxter, 1987) 。也有相當多的證據顯示, 共同共度時光的確與關係品質相關。例如, 過去 30 年內以機率樣本進行的五項美國研究都發現顯著的關聯 (Kilbourne, Howell, & England, 1990; Kingston & Nock, 1987; Orden & Bradburn, 1968; Orthner, 1975; White, 1983) 。多項研究 (Holman & Jacquart, 1988; Kingston & Nock, 1987; Orden & Bradburn, 1968; Orthner, 1975) 報告指出, 相較於被動的、平行的或僅是同處於他人陪伴中的活動, 密集互動的活動與關係品質的相關性明顯更強。 Hill (1988) 在發現「共享活動」與「婚姻穩定性」之間存在強烈整體關聯時, 報告共享「休閒娛樂活動」(諸如「戶外活動、主動運動、紙牌遊戲與旅遊」, 頁 447——這些活動都帶有某種程度的主動性與引發興奮的特質) 之效應最為強烈。然而, 就我們所知, 除了下文所述的初步研究 (Reissman, Aron, & Bergen, 1993) 之外, 過去尚未有任何研究直接聚焦於「共同參與新奇且引發興奮的活動」對婚姻品質的假設性效應。
「共同參與新奇且引發興奮的活動」對關係品質的假設性效應, 最初是在我們的「自我擴展模型」(self-expansion model) 及其與親密關係中興奮和厭倦議題的連結脈絡中, 首次浮現於我們腦海中的 (Aron & Aron, 1986) 。過去文獻中, 對於關係滿意度在關係早期年份之後典型的急遽下降所提出的零星解釋 (e.g., Blood & Wolfe, 1960; Glenn, 1990; Locke & Wallace, 1959; Rollins & Feldman, 1970; Tucker & Aron, 1993), 多半援引「習慣化」與「最適喚起水準」(optimal level of arousal) 的概念 (Aron & Aron, 1986, 1997; Aron, Aron, & Norman, in press; Aronson & Linder, 1965; Berger, 1988; Huesmann, 1980; Jacobson & Margolin, 1979; Livingston, 1980; Plutchik, 1967) 。¹ 順著這個思路, 我們推論: 關係早期的興奮感可能是源自於建立關係本身的新奇感與喚起感; 但隨著時間推移, 這份新奇感與喚起感不可避免地消退時, 伴侶或許可以改採另一條途徑來維持高水準的關係品質——即「共同參與新奇且引發興奮的活動」, 使這些活動所產生的正向效應與關係本身產生聯結。事實上, 伴侶經常採取這種「共同從事擴展性活動」的策略——在許多文化中, 他們傳統上會共同建立一個家、養育子女 (雖然在北美文化中, 這些事務未必總是真正共享或處於核心位置, 有時甚至會成為壓力來源或帶來過多的新奇感與喚起, 例如第一胎出生似乎對關係品質產生負面影響; 見 Belsky, 1985; Tucker & Aron, 1993) 。北美文化中其他例子包括共同投入某項志業、共同經營事業、以及共享專業或休閒活動。這些共享經驗可能因其本身具有內在的愉悅感、而且因被共享而與伴侶和關係本身產生聯結, 從而提供關係滿意度。
除此之外, 還有其他幾種機制可能解釋「共同參與新奇且引發興奮的活動」如何增進所體驗的關係品質。首先, 共同從事新奇且引發興奮的活動, 可能透過與「喚起—吸引」效應 (arousal-attraction effect, e.g., Dutton & Aron, 1974) 相關的相同歷程——例如喚起的錯誤歸因 (misattribution of arousal) 、負增強、或對優勢反應的促進 (見近期回顧 Foster, Witcher, Campbell, & Green, 1998)——而對伴侶產生較多正向感受。另一個可能造成此假設效應的機制是: 大多數伴侶可能共同從事的這類活動通常也涉及合作, 因而強化了相互依賴與親密的感受。最後, 撇開「共享」這個面向不談, 單純參與這類活動也可能整體上提升個人對自己整個經驗的正向評價, 因此他們的關係也可能被看得較為正面。如此一來, 我們的預測背後便存在多條值得探討的理解脈絡。 (事實上, 我們希望本文所示範的基本效應與所建立的實驗典範——這也是本文的目的——將促使後續研究專門設計來區辨各種可能機制。)
不過, 支持此假設效應的各種理論論點還未強到讓實證示範變成多餘的程度。事實上, 也有理論上的理由可以「不」預期此效應出現。首先, 現有的研究方向似乎都暗示: 關係品質的主要來源不外乎 (a) 既有的因素 (例如神經質傾向、依附內在運作模式、性別、溝通技巧、價值相似性);(b) 並非系統性地隨時間衰退的因素 (例如信任的建立、動機的轉化、投資、替代選擇的減少); 或 (c) 外在於關係本身的因素 (例如收入、孩子出生及其他外在壓力源) 。整體來看, 這些變項似乎並未留下太多空間需要由本文所提出的現象來加以解釋。其次, 共同參與新奇且引發興奮的活動, 也有可能反而削弱關係品質——這樣的參與可能只是增加既有的壓力源。又或者, 在新奇且引發興奮的情境中共度時光, 可能會迫使伴侶在對方表現未必最佳 (因為新奇與喚起本身會影響表現) 的情境下相互注視。另一種可能性是, 這類活動若能引發類似於墜入愛河初期的感覺 (但強度不及當時), 反而可能提醒伴侶他們不再對彼此或對這段關係懷有同樣強烈的情感。還有一種可能讓事情變得更糟的情況是: 若關係中存在持續的衝突來源, 那麼活動帶來的喚起增加, 很可能被錯誤標記為痛苦或憤怒。事實上, 試圖共同從事一項新奇且引發興奮的活動, 本身就可能引發衝突, 因為在這種情境下, 伴侶不太可能能夠良好協調, 也尚未學會如何適應彼此的差異。
因此, 雖然有各種理論依據支持此假設效應, 但同樣也有充分的理由不去預期它 (甚至預期相反的結果), 所以實證研究實有其必要。
初步證據
基於上述支持此效應的各種論點, 先進行一項初步研究似乎是合理的做法。 Reissman 等人 (1993) 招募了 53 對加州 Palo Alto 中上階級、中年的已婚伴侶, 他們同意參與為期 10 週的研究。參與者被隨機分配到三種條件之一。在一種條件下, 伴侶被要求每週花 1.5 小時從一份「興奮活動」清單中挑選活動進行; 這份清單是根據雙方在前測問卷中 (該問卷包含大量伴侶共同活動的清單) 獨立評定為高度「興奮」的活動所構成。第二種條件下, 伴侶獲得的清單則是雙方都評定為高度「愉悅」但不「興奮」的活動。 (實際被進行的興奮活動例子包括參加音樂會、戲劇、講座、滑雪、健行、跳舞等; 愉悅活動的例子則包括拜訪朋友、看電影、上教堂、外出用餐等。) 第三種條件則是「無活動」的控制組。所有伴侶在研究開始時與 10 週後皆完成標準化的婚姻品質問卷以及一份關係相關的社會讚許性量表。關鍵結果是: 興奮活動組的滿意度增加幅度顯著大於愉悅活動組, 而且即使在排除「關係相關社會讚許性反應偏差」的變化後, 效應依然存在。因此, 此結果支持了「共同參與新奇且引發興奮的活動」(在 Reissman 等人的研究中以「興奮」加以操作化) 會增加婚姻品質的假設效應。
然而, 這些結果並非完全沒有疑義。興奮活動條件與「無活動控制組」之間的對比 (無活動組的滿意度變化介於兩個有活動條件之間) 雖然方向符合預期, 但並未達到顯著。當然, 該研究的樣本數較小, 且介入的程度也相對輕微 (每週僅 1.5 小時) 。此外, 作為一項實地研究, 它受到許多無法控制的雜訊變異所影響, 例如生活中其他各種影響因素。因此, 儘管該研究為此假設效應提供了令人鼓舞的初步支持, 但結論並不算確定。再者, 雖然 Reissman 等人 (1993) 所採用的研究典範在外部效度上有極大的優勢, 但其控制度不高, 作為未來探討機制的研究典範, 實用性也有限。 (相對而言, 本文所報告之實驗所使用的典範, 控制度更高——是實驗室程序——也更適合作為此主題未來研究的範式。) 最後,Reissman 等人的實驗只能對該效應提供有限的支持, 因為它只測試了最一般性的假設, 且樣本特別不具代表性 (例如,74% 的妻子為大學畢業生, 大多還有研究所教育) 。總而言之,Reissman 等人的研究雖然令人鼓舞, 但要證實此效應仍需進一步的研究。
本研究
我們進行了兩項問卷研究與三項實驗室實驗, 以檢驗基本效應並探討與此效應相關的特定假設; 我們也希望透過這些實驗, 示範一個適用於日後研究此效應的實用且嚴謹的研究典範。
前兩項研究的資料分別來自一份報紙問卷與一份逐戶調查。此兩項研究允許我們對「共同參與新奇且引發興奮的活動」與「所體驗關係品質」之間的假設關聯進行相關性檢驗。除了基本的相關性之外, 他們還檢驗了源自前述一般推論的另一項預測: 此基本關聯會受到「對整體關係的厭倦感」之中介。 (其邏輯是: 從事興奮的活動會讓人覺得這段關係並不無聊, 而這又進而提升了關係品質。) 因此, 我們在每項問卷研究中皆檢驗下列兩項假設:
假設 1: 共同參與新奇—引發興奮的活動, 與較高水準的所體驗關係品質相關。
假設 2: 此關聯受到「將此關係知覺為無聊 (相對於興奮) 的程度」之中介。
研究 3 至 5 是採用相同基本典範的實驗。我們招募伴侶參與他們以為是「評估會」的研究, 他們以為要完成一些問卷、被錄影參與一項身體性活動、然後再完成一些其他問卷。實際上, 第一組問卷包含了「所體驗關係品質」的基線測量; 身體性活動則被實驗操弄為「新奇且引發興奮」或「平淡」(即愉悅但較少喚起且新奇度較低) 兩種; 最後一組問卷則包含「所體驗關係品質」的後測。研究 3 採用主要為約會或同居中的大學生伴侶樣本, 檢驗基本效應。此第一個實驗檢驗了我們的基本因果假設, 即「共同參與新奇且引發興奮的活動」會提升「所體驗關係品質」。研究 4 複製了研究 3, 但增加了一個「無活動控制」條件, 並改用主要為已婚的、長期關係的社區伴侶。研究 5 採用社區伴侶樣本, 僅包含研究 3 的兩個關鍵條件。此外, 研究 5 的伴侶在實驗操弄的互動活動之前與之後, 皆被錄影進行口語互動; 這些錄影帶隨後依標準化規程加以編碼, 讓我們得以評估此假設效應是否也能透過這種較為客觀的「所體驗關係品質」指標來觀察到。這一點特別重要, 因為它考察此假設效應是否超越主觀經驗本身, 從而減少其他結果可能僅是因為自陳測量限制所造成的可能性。總體而言, 我們在研究 3 至 5 中檢驗以下假設:
假設 3: 相較於共同參與平淡的活動, 共同參與新奇—引發興奮的活動會提升所體驗關係品質。 (於研究 3–5 中檢驗。)
假設 4: 相較於無活動控制條件, 共同參與新奇—引發興奮的活動會提升所體驗關係品質。 (於研究 4 中檢驗。)
假設 5: 相較於共同參與平淡的活動, 共同參與新奇—引發興奮的活動會提升以系統化編碼之標準化口語互動所測量到的關係品質。 (於研究 5 中檢驗。)
在考慮這些假設時, 我們十分清楚: 關係體驗的測量經常被發現會受到「社會讚許性反應傾向」的影響 (見 Anderson, Russell, & Schumm, 1983; Edmonds, 1967; Edmonds, Withers, & Dibatista, 1972) 。也就是說, 如同自陳測量普遍會遇到的情況, 關係品質問卷的反應可能受到個體在「自我欺騙」與「印象管理」傾向上的差異所影響 (Paulhus, 1984), 這些傾向可能源自人們想要將自己看得最好、或讓自己在他人眼中看起來最好的需求。因此, 在所有五項研究中, 我們都納入了「關係情境下社會讚許性反應傾向」的測量, 並就每項假設另外進行控制此測量之後的檢驗。
研究 1
方法
作為一項更大規模研究 (McKenna, 1989) 的一部分, 我們安排將一份婚姻問卷刊登於加州 Santa Cruz 的小型在地報紙《Santa Cruz Sentinel》。² Santa Cruz 是一個以白人為主、中低與中產階級為主的大學暨度假城鎮。在刊登後一週內收到的 178 份完整問卷中, 有 112 份符合我們的篩選標準 (已婚或與伴侶同居, 且關係維持不超過 15 年) 。³ 樣本包含 90 名女性與 22 名男性, 平均關係長度為 6.37 年, 平均年齡為 38.82 歲。受訪者被指示將問卷從報紙上剪下並寄回 (有關報紙調查的優缺點討論, 請見 Shaver & Rubenstein, 1983) 。
所體驗關係品質的測量 採用 Spanier (1976) 廣為使用的「雙人調適量表」(Dyadic Adjustment Scale) 中 10 題的「雙人滿意度子量表」(Dyadic Satisfaction subscale) 。子量表的範例題目是:「整體而言, 你多常認為你和伴侶之間的事情進展得很好?」採 1 (所有時間) 至 6 (從不) 的 6 點量表作答。我們之所以僅採用單一子量表而非全量表, 是因為需要將題目數量控制在最少。我們也認為, 在「應受共同新奇且引發興奮活動之影響」的本研究焦點下 (即我們所謂的「所體驗關係品質」), 滿意度比其他子量表 (雙人差異、人際緊張與個人焦慮、雙人凝聚) 更為核心。本研究樣本的內部一致性係數 α 為 .87 。
關係相關社會讚許性的測量 採用 Olson 、 Fournier 與 Druckman (1982) 的 5 題「理想化扭曲量表」(Idealistic Distortion Scale) 。這是 Edmonds (1967)「婚姻常規化量表」(Marital Conventionalization Scale) 的縮短版, 其中所選的題項並略加修改, 以適用於未婚伴侶。所有題目以「是/否」格式回答。範例題目為:「我的伴侶和我完全了解彼此」。本樣本的 α 為 .77 。
關係厭倦感的測量 我們建構了一個 2 題的測量:「你對目前的關係感到多無聊?」與「你目前的關係多令人興奮?」(反向計分) 。每題以 5 點量表作答 (例如,1 = 一點也不無聊,5 = 極度無聊) 。α 為 .79 。
最後, 問卷詢問:「你和伴侶一起做的事情多令人興奮?」採 1 (一點也不興奮) 至 5 (極度興奮) 的 5 點量表作答。如前所述,「興奮」是「新奇且引發興奮」在日常語言中的操作化方式。當然, 以單一題項測量這個關鍵變項並非理想做法。然而, 任何由信度不佳所造成的限制都是不利於我們假設的 (它會直接削弱假設 1, 而若假設 1 不顯著, 假設 2 也無法被檢驗) 。
結果
關於假設 1, 如所預測,「興奮活動」題項的反應與所體驗關係品質之間有強而顯著的正向關聯 (r = .51, p < .001) 。⁴’⁵ 在控制「關係相關社會讚許性」之後, 雖然此關聯稍微減弱, 但仍維持顯著 (r = .32, p < .001) 。因此, 假設 1 似乎獲得明確支持, 即便在控制關係相關社會讚許性後依然成立。
假設 2 為: 此關聯會受到「對關係的厭倦感」所中介。結果清楚地支持此假設。如圖 1 所示,「興奮活動」與「所體驗關係品質」之間原本為 .51 的 β 值, 在納入「關係厭倦感」進入模型後, 降至不顯著的 β = .10 。同時,「關係厭倦感」與「興奮活動」之相關為 −.56 、與「品質」的相關為 −.79; 當「興奮活動」變項亦納入模型時,「厭倦感」對「品質」仍保有顯著的 β = −.74 (p < .001) 。我們以 Kenny 、 Kashy 與 Bolger (1998) 推薦版本的 Sobel (1982) 公式對中介效果進行直接檢驗, 亦即在包含「活動 → 品質」直接路徑的模型中, 檢驗「興奮活動 → 關係厭倦感 → 品質」之複合路徑的顯著性。此檢驗清楚地顯著 (Z = 5.81, p < .001) 。
圖 1 說明: 基於報紙調查資料 (研究 1; N = 112) 的假設 2 檢驗結果。路徑圖顯示「報告的關係厭倦感」如何中介「新奇—引發興奮活動」(報告中的「興奮」活動參與量) 與「所體驗關係品質」(Spanier, 1976 雙人調適量表之雙人滿意度子量表分數) 之間的關聯。上半部: 興奮活動 → 關係品質 (.51) 。下半部: 興奮活動 → 關係品質 (.10, ns); 興奮活動 → 厭倦感 (−.56); 厭倦感 → 關係品質 (−.74) 。路徑係數為標準化迴歸係數。p < .001 。
我們也重複整個中介分析, 並將「關係相關社會讚許性」予以排除。中介效果再度獲得支持: 原本「品質」與「興奮活動」之相關係數 .32 降至不顯著的 β = .04, 但「厭倦感—品質」的相關 (原本為 −.67) 在納入「興奮活動」時仍保持顯著的 β = −.60 (p < .001);Sobel 檢驗 Z = 4.17,p < .001 。
中介結果的某個面向也駁斥了「我們所觀察到的變項之間的相關, 僅是因為對關係所有面向都同樣傾向感受為正或負」這個簡單的解釋。如果情況是這樣, 則排除報告的「興奮活動」應該會消除「厭倦感與所體驗關係品質」之關聯 (但實際上沒有) 。同樣的結果也駁斥了一種特定的疑慮——即「參與興奮活動」與「體驗到關係厭倦」只是同一個底層構念的兩個不同操作化方式。若真是如此, 則將兩者同時納入同一方程式作為預測變項, 應該會讓兩者都變成不顯著 (但實際上沒有) 。最後,「厭倦感—品質」關聯在排除「興奮活動」後依然存在, 這也再一次反駁了我們所發現的關聯只是「共同方法變異」(common method variance) 假象的可能性 (除此之外, 結果在控制社會讚許性後也依然成立) 。
研究 2
方法
我們進行了一項逐戶調查, 由一名女性訪員以隨機選擇方式拜訪 Santa Cruz 兩個社區中的住戶與公寓。符合條件的受訪者 (已婚或與伴侶同居 15 年以內) 被邀請在訪員等候期間於資料夾上完成一份 10 分鐘問卷。約有 70% 在家且符合條件的受訪者完成了問卷。最終樣本 80 人包含 42 名女性與 38 名男性, 平均年齡 30.96, 平均關係長度 4.60 年 (範圍 2 個月至 11 年) 。問卷項目與報紙調查 (研究 1) 相同。本樣本的內部一致性係數: 所體驗關係品質 α = .78 、關係厭倦感 α = .75 、關係相關社會讚許性 α = .68 。
結果
關於假設 1 (共同參與新奇且引發興奮活動與所體驗關係品質的關聯), 分析得到強而顯著的正向 β = .45 (p < .001); 在控制「關係相關社會讚許性」之後, 雖然有所減弱, 但仍維持顯著 (β = .24, p < .01) 。
假設 2 的檢驗結果 (即此關聯至少部分受到「關係厭倦感」的中介) 呈現於圖 2 。如圖所示, 我們再次發現所預測的型態。「興奮活動」與「所體驗關係品質」之間原本為 .45 的 β 值, 在加入「關係厭倦感」後降至 β = .22 。同時,「關係厭倦感」(與「興奮活動」相關為 −.52 、與「關係品質」相關為 −.58) 在納入「興奮活動」進入方程式時, 對「關係品質」仍保有強烈的 β = −.44 (p < .001) 。整體而言, 中介效果清楚顯著;Sobel 檢驗 Z = 3.38,p < .001 。另一項平行的中介分析 (排除關係相關社會讚許性) 也清楚地支持所預測的中介型態:「興奮活動—關係品質」的 β 值 (原為 .24) 降至不顯著的 .12; 而「厭倦感—品質」的 β 值 (原為 −.36) 在納入「興奮活動」後仍保持為 β = −.31 (p < .01);Sobel 檢驗 Z = 2.52,p < .01 。
圖 2 說明: 基於逐戶調查資料 (研究 2; N = 80) 的假設 2 檢驗結果。路徑圖顯示「報告的關係厭倦感」對「新奇—引發興奮活動」與「所體驗關係品質」關聯的部分中介。上半部: 興奮活動 → 關係品質 (.45) 。下半部: 興奮活動 → 關係品質 (.22); 興奮活動 → 厭倦感 (−.51*); 厭倦感 → 關係品質 (−.44) 。路徑係數為標準化迴歸係數。 p < .05, *p < .001 。
研究 1 與研究 2 的討論
研究 1 與研究 2 採用多元樣本與方法, 結果一致支持「參與新奇且引發興奮的活動」與「所體驗關係品質」之間的正向關聯, 以及此關聯受到「知覺到的關係厭倦感」中介。再者, 即使控制了標準化、信度尚佳的「關係相關社會讚許性反應偏差」測量之後, 所有上述發現仍然穩固。值得強調的是, 此結果與中介發現皆提供了大量證據, 顯示我們觀察到的「興奮活動」與「關係品質」基本關聯型態, 並非僅是因為所有變項都以類似問卷題項測量所造成的假象, 也不是因為「對婚姻說好話」的一般傾向所造成。
不過, 研究 1 與研究 2 屬於相關性、橫斷面研究, 因此關於因果方向的任何結論都必然有限。因此我們接著進行一系列實驗 (研究 3–5), 以幫助釐清關於此基本效應的因果方向, 並檢驗其他附加假設。這些實驗的另一目的, 是建立一個實用的實驗室典範, 以利未來研究釐清此基本效應背後的機制及其他相關議題。
研究 3
在此實驗中, 我們首先發展實驗室典範, 並以之檢驗基本效應, 進而檢驗我們關於因果方向的關鍵預測 (假設 3) 。
方法
參與者 為 28 對伴侶 (24 對約會中、 4 對已婚), 關係時長介於 2 個月至 8 年之間 (M = 2.64 年), 年齡介於 17 至 44 歲 (M = 23.13) 。 (另有 4 對伴侶因未正確完成任務而未納入分析, 其中新奇—引發興奮活動條件 1 對、平淡活動條件 3 對。) 伴侶從心理系課程招募, 並透過張貼於紐約州立大學石溪分校校園各處的傳單招募。透過心理系課程招募者部分完成課程的研究參與要求; 透過海報招募者每對伴侶獲得 10 美元報酬。參與者被告知這是一項關於「影響關係之因素」的實驗。當潛在參與者被電話聯絡安排約期時, 我們會篩選任何可能無法進行身體性或有氧活動的醫療狀況, 並提醒他們穿著舒適服裝。
程序 每對伴侶個別接受測試。當伴侶抵達實驗室時, 由一名對實驗假設不知情的女性實驗主試者接待。首先, 伴侶被分別帶到不同的房間填寫前測問卷。其次, 他們一起進行一項任務 (見下文), 他們相信這是一項評估任務。第三, 他們在不同房間填寫後測問卷。第四, 他們由另一名 (知情) 實驗主試者進行任務說明 (debriefing) 。為了極大化統計檢力, 我們在實驗操弄 (任務) 前後皆測量所體驗關係品質, 並以前測作為共變數以減少伴侶間的隨機變異。
所體驗關係品質前測指標 為了比問卷研究中能涵蓋更廣的「所體驗關係品質」內容, 我們在前測與後測時都建構了同時包含「關係滿意度」與「激情之愛」指標的測量。我們認為, 在當前涉及厭倦、喚起與興奮等議題的脈絡下, 超越僅依賴「滿意度」是特別重要的。對於前測, 我們以 Hendrick (1988) 的「關係評估量表」(Relationship Assessment Scale) 評估滿意度面向, 並以 Hatfield 與 Sprecher (1986) 的「激情之愛量表」(Passionate Love Scale) 評估激情之愛面向。「關係評估量表」是一個 7 題的通用關係滿意度測量, 參與者使用各題項略有不同的 7 點量表作答。範例題目包括:「你的伴侶多能滿足你的需求?」(1 = 不太好,7 = 非常好);「比起大多數的關係, 你的關係有多好?」(1 = 一點也不好,7 = 非常好) 。 Hendrick 報告 α = .87; 本研究 α = .88 。「激情之愛量表」(短版) 是一個 15 題的測量, 用以評估激情之愛特有的思維、感受與行為, 參與者以 1 (不真實) 至 6 (真實) 的 6 點量表作答。範例題目包括「自從和伴侶在一起以來, 我的情緒就像坐雲霄飛車」、「做能讓伴侶開心的事時, 我會感到快樂」。 Hatfield 與 Sprecher 在一項以約會或更認真關係中之大學生為樣本的研究中檢驗了該量表的信效度, 短版 α = .91 。效度則由與其他愛量表的顯著相關, 以及與承諾、整體關係滿意度、性關係滿意度等測量的顯著相關所支持。我們選擇此量表 (及下文所述後測愛之測量) 用於本研究, 是因為它是少數並非建立在整體性題項或聚焦於陪伴式之愛的測量。本樣本 α = .83, 前測指標的滿意度與愛兩個構成成份之間的相關為 .51 。我們將兩量表的 Z 分數平均建構成所體驗關係品質前測綜合指標。⁶
所體驗關係品質後測指標 為避免參與者回想前測的反應 (也為了避免參與者意識到第二組問卷是後測), 後測必須使用不同的測量。後測之滿意度面向採用 Huston 、 McHale 與 Crouter (1986) 的「婚姻意見問卷」(Marital Opinion Questionnaire); 激情之愛面向則採用 Mathes (1982) 的「浪漫之愛症狀檢核表」(Romantic Love Symptom Check List) 。「婚姻意見問卷」是 10 題的語意差異量表, 加上 1 題整體關係滿意度題目。受訪者使用一系列雙極形容詞 (例如「悲慘—愉悅」) 來描述他們的關係, 兩端點之間隔有 4 個點 (合計形成 6 點量表) 。整體題目問:「整體而言, 過去兩個月你對於這段關係感到多滿意或不滿意?1 = 完全不滿意,6 = 完全滿意」。 Belsky 、 Spanier 與 Rovine (1983) 報告此量表在三次測量時的信度範圍為 .87 至 .94, 平均為 .91 。本樣本 α = .95 。「浪漫之愛症狀檢核表」由 35 項與浪漫之愛相關的感受所構成, 受訪者就每項指出當他們想到所愛者時是否適用。題目包含「酥麻感」、「快樂得快爆炸」、「心跳加快」等。 Mathes 報告 α = .95, 並與其他愛量表有強烈相關。後測指標的滿意度與愛兩個成份之間的相關為 .43, 我們以兩量表 Z 分數的平均建構此指標。
關係相關社會讚許性 在此實驗中, 我們將 Edmonds (1967)「婚姻常規化量表」短版的 15 題分成兩部分, 前測施測 7 題 (α = .79), 後測施測 8 題 (α = .72) 。
操弄檢核 我們以一個 5 題指標評估操弄的有效性, 詢問參與者覺得任務有多「有趣」、「引人入勝」、「興奮」、「無聊」(反向計分) 或「乏味」(反向計分), 每題以 1 (完全沒有) 至 10 (非常) 的 10 點量表評分。α = .93 。操弄檢核題項在所有其他測量完成之後、研究說明 (debriefing) 之前施測。
任務類型的操弄 (新奇—引發興奮 vs. 平淡) 伴侶被隨機分派至「新奇—引發興奮」任務條件或「平淡」任務條件。我們將新奇—引發興奮任務設計成包含許多新奇元素且引發生理喚起。在我們實驗室的一間大房間裡, 沿著對角線方向 (約 9 公尺) 鋪設體操墊。在房間中央、墊子上方, 我們放置一個捲起的體操墊 (高約 1 公尺) 作為參與者需越過的障礙。開始前, 新奇—引發興奮條件的伴侶以魔鬼氈帶把同一側的手腕與腳踝綁在一起。 (這也提供了一個請他們脫下手錶的理由。) 接著他們被指示要爬行 (始終保持在手與膝著地) 走完墊子的長度後折返起點, 過程中需越過障礙兩次 (來回各一次) 。此外, 伴侶被要求帶著一個圓筒形枕頭來回行進, 而且不能用手、手臂或牙齒攜帶——即便越過障礙時也一樣 (只能以頭部或身體將其夾住攜帶) 。伴侶被告知他們有 4 次機會在 1 分鐘內完成任務 (若成功則獲得一個小糖果獎品), 而到目前為止只有約 25% 的參與伴侶成功完成過。在第三次嘗試之後, 大多數伴侶被告知他們已於 1 分鐘內成功完成 (無論實際上是否如此) 。然而, 若某對伴侶在前三次嘗試中表現非常差, 以致告訴他們已在 1 分鐘內完成不具可信度時, 則進行第四次嘗試, 並將之描述為成功的一次。 (所有需要進行第四次嘗試的情況中, 實驗主試者都認為說在 1 分鐘內完成是有可信度的。)
「平淡任務」則被設計為盡可能類似但較不新奇與引發興奮。此活動也在以同樣方式排列的體操墊上進行。然而, 該活動的內容是: 伴侶 1 (隨機決定) 以手與膝著地的方式將一顆球滾到房間中央 (即障礙處), 同時伴侶 2 留在房間邊緣。一旦伴侶 1 抵達中央, 伴侶 2 便朝中央爬行, 從伴侶 1 手中拿走球, 然後爬回原本所在的房間邊緣。一旦伴侶 2 抵達邊緣, 伴侶 1 也被允許回到邊緣 (與伴侶 2 相對的另一側) 。這個循環持續 7 分鐘。伴侶被告知要協調彼此的動作並動作緩慢。為了進一步確保參與者真的緩慢地進行此任務, 我們每秒發出一聲嗶聲, 參與者被指示每次嗶聲只能移動一隻手臂或一條腿。
結果與討論
操弄檢核題項上的分數在新奇—引發興奮條件 (M = 8.77) 顯著高於平淡條件 (M = 6.08) (更興奮、有趣、引人入勝等),F(1, 25) = 25.45,p < .001,r (效果量) = .71 。
假設 3 為: 相較於共同參與平淡活動, 共同參與新奇—引發興奮活動會提升所體驗的關係品質。為檢驗此假設, 我們進行了一項共變數分析 (ANCOVA), 比較兩個實驗組在「伴侶平均後測所體驗關係品質」上的差異, 並將「伴侶平均前測所體驗關係品質」(以及關係長度) 作為共變數。⁷ 假設 3 獲得明確支持,F(1, 24) = 6.07,p < .05, 偏 r = .45 。後測所體驗關係品質指標 (兩個 Z 分數的平均) 之調整後平均數, 新奇—引發興奮活動組為 .30, 平淡活動組為 −.35 。在另外控制前後測「關係相關社會讚許性」之變化⁸ 後重複此分析, 結果甚至略為更強,F(1, 23) = 9.29,p < .01, 偏 r = .54 。因此, 即便控制個體在「關係相關社會讚許反應傾向」變化上的差異, 假設 3 仍獲得支持。
研究 4
研究 4 的目的是以僅限已婚伴侶的樣本複製我們的初步實驗 (研究 3), 最重要的是, 增加一個「無活動控制」條件。此條件讓我們得以檢視「新奇—引發興奮」與「平淡」條件之間的差異, 究竟是因為新奇—引發興奮條件提升了所體驗關係品質, 還是因為平淡條件降低了它, 從而檢驗假設 4 。
方法
參與者為 63 對來自紐約東長島的已婚伴侶, 透過報紙廣告與張貼於社區的海報招募。⁹ 伴侶獲得 20 至 30 美元的參與報酬 (研究後期我們必須提高酬勞以招募足夠人數) 。同樣以「影響關係之因素」實驗名義招募。當潛在參與者被致電安排約期時, 我們會篩選任何可能無法進行身體或有氧活動的醫療狀況, 以及我們在本研究的基本條件——關係維持不超過 15 年。關係時長範圍 2 個月至 15 年, 平均 4.4 年; 年齡範圍 18 至 54 歲, 平均 25.8 歲。
程序與研究 3 相同, 差別在於 (如上所述) 我們增加了第三個「無活動控制」條件。在伴侶通常會進行實驗活動的階段,「無活動」條件的伴侶則留在各自不同的房間, 完成額外的問卷 (人格與政治態度題目, 與任何關係議題無關) 。
本研究使用的問卷與研究 3 相同, 只是我們額外增加了一個「愛」面向的後測測量, 因為我們認為「浪漫之愛症狀檢核表」對本樣本中關係較長期的伴侶來說, 可能不是理想的唯一後測「愛」測量。因此, 我們將「激情之愛量表」(完整長版) 的 30 題分為兩組各 15 題, 前測施測一組、後測施測一組。如此, 所體驗關係品質前測指標包含與研究 3 相同的通用「關係滿意量表」(本研究 α = .89) 和「激情之愛量表」的前測一半 (α = .78) 。兩個測量相關為 .47; 指標為其 Z 分數的平均。所體驗關係滿意度後測指標包含「婚姻意見問卷」(α = .96) 、「浪漫之愛症狀檢核表」(兩者皆與研究 3 相同), 以及「激情之愛量表」的後測一半 (α = .89) 。三個測量整體 α = .75 (滿意度測量與浪漫症狀的相關為 .51 、與激情之愛的相關為 .49; 兩個「愛」測量之間的相關為 .51) 。指標為三者 Z 分數的平均。
其他測量與研究 3 完全相同。操弄檢核題項 α = .88 。關係相關社會讚許性的 α 在前測為 .76 、後測為 .73 。
結果與討論
操弄檢核題項再次出現預期方向上的顯著差異 (僅適用於兩個有活動的組別), 新奇—引發興奮條件 (M = 9.31) 高於平淡條件 (M = 5.77),F(1, 50) = 102.69,p < .001,r = .82 。
為檢驗核心假設, 我們進行三組 (條件) 單因子 ANCOVA, 以後測所體驗關係品質為依變項, 前測所體驗關係品質為共變數 (除關係長度外) 。後續再以計畫對比比較兩個有活動條件 (檢驗假設 3) 以及新奇—引發興奮條件與無活動條件之比較 (檢驗假設 4) 。 (我們同時也進行了一項比較平淡條件與無活動條件的探索性分析。) 整體分析顯示條件間有顯著差異,F(2, 58) = 4.36,p < .05 。與假設 3 一致, 且複製了研究 3 的結果, 新奇—引發興奮條件 (調整後 M = .17) 的伴侶顯示出顯著大於平淡條件 (調整後 M = −.13) 的變化, 對比 t(58) = 2.45,p < .05 (Bonferroni 調整後), 偏 r = .31 。與假設 4 一致, 新奇—引發興奮條件的參與者也顯示出顯著大於無活動條件 (調整後 M = −.21) 的變化, 對比 t(58) = 2.41,p < .05 (Bonferroni 調整後), 偏 r = .30 。這表示新奇—引發興奮條件相較於無活動條件也提升了所體驗關係品質, 因此研究 3 (及本研究的複製) 的結果不能以「平淡條件導致所體驗關係品質下降」來解釋。事實上, 無活動條件的伴侶顯示出的正向變化甚至略低於平淡條件, 但即使忽略實驗誤差層級, 此差異也未達顯著, 對比 t < 1 。
如往常一樣, 我們將所有這些分析在控制「關係相關社會讚許性變化」後重複施行。每項結果都幾乎完全相同, 所有差異方向皆相同且顯著: 整體 F(2, 57) = 3.99,p < .05; 新奇—引發興奮 vs. 平淡, 對比 t(57) = 2.40,p < .05 (Bonferroni 調整後), 偏 r = .30; 新奇—引發興奮 vs. 無活動, 對比 t(57) = 2.26,p < .05 (Bonferroni 調整後), 偏 r = .29; 平淡 vs. 無活動, 對比 t < 1 。因此, 這再次提供了反駁「需求特徵 (demand characteristics) 及相關可能解釋」的證據。
研究 5
方法
參與者為 35 對已婚伴侶, 招募方式與研究 4 相同。⁹ 關係時長範圍 1.42 至 15.00 年, 平均 6.92 年; 年齡範圍 21 至 46 歲, 平均 32.4 歲。本研究使用的問卷與研究 4 相同。操弄檢核題項 α = .88 。對於所體驗關係品質測量, 在前測時, 關係滿意度 α = .89 、激情之愛 α = .78, 兩者相關為 .47 。後測時,「婚姻意見問卷」α = .96,「激情之愛量表」α = .89 (浪漫之愛症狀檢核表未計算 α) 。與後測滿意度測量的相關: 浪漫之愛症狀 = .59, 激情之愛 = .58; 兩個後測「愛」測量之間的相關為 .62 。指標為三者 Z 分數的平均; 三項測量間整體 α = .82 。關係相關社會讚許性的 α 在前測為 .76 、後測為 .73 。
程序與研究 3 相同 (即與研究 4 相同但無「無活動」條件), 只是在活動進行前後, 參與者皆被錄影, 參與一項 5 分鐘的標準化討論任務。 (由於設備問題——主要在前幾對伴侶, 我們只取得了 35 對伴侶中 26 對的可用錄影資料。) 其中一段互動, 參與者被要求共同規劃一次度假; 另一段則是討論「若獲得 15,000 美元用於居家改善, 你們會做哪些改善」。任務順序 (先度假或先居家改善) 在伴侶間進行對抗平衡 (counterbalance), 而且在下文報告的任何分析中, 與任務順序皆無顯著交互作用。我們之所以使用這些任務而非更常見的「討論問題」任務, 是因為我們不想製造可能與參與者對被操弄之身體活動條件之反應交互作用的緊張氛圍。
互動採用「快速婚姻互動編碼系統」(Rapid Marital Interaction Coding System, RMICS; Heyman & Vivian, 1993) 進行編碼。 RMICS 是一個由「婚姻互動編碼系統第 IV 版」(MICS-IV; Heyman, Eddy, Weiss, & Vivian, 1995) 改編而來的觀察編碼系統。在比較完整 37 碼 MICS 與 11 碼 RMICS 的研究中,RMICS 的表現相當良好 (Heyman, Vivian, Weiss, Hubbard, & Hubbard, 1993) 。大多數 RMICS 編碼類別是基於對 5 年期間以 MICS 編碼過的全部 1,088 對伴侶資料進行因素分析所得到的; 另外有兩個正向類別 (接納與自我揭露) 則納入自類似的婚姻編碼系統——「伴侶互動類別系統」(Kategoriensystem für Partnerschaftliche Interaktion; Hahlweg et al., 1984) 。關於 RMICS 的更多細節可見 Heyman, Brown, Feldbau, & O’Leary (1999) 。錄影互動被隨機分派給編碼者 (對研究假設不知情), 其中 25% 的錄影帶被隨機分派給兩位編碼者以進行評分者間信度檢核。
RMICS 如同大多數的婚姻互動編碼系統, 主要聚焦於互動上的困難。以我們的任務來說, 許多編碼類別 (例如負向歸因、或意圖傷害對方感受的溝通) 完全或極少出現。另外, 有幾個編碼類別與關係品質無關 (例如, 一個用以記錄討論與關係無關事項的類別) 。在出現頻率合理且與所體驗關係品質相關的類別中, 有兩個:「敵意」(Hostility,「所有負面情感與內容強烈負面之陳述」;kappa = .67) 與「接納」(Acceptance,「能讓伴侶感到被理解和肯定的主動傾聽技巧」;kappa = .66) 。因此, 在我們行為表現之關係品質的整體指標中, 結合了這兩個測量 (將「敵意」反向計分, 並將兩者皆轉為 Z 分數) 。
「所體驗關係品質」與「行為表現之關係品質」兩個指標在每個測量時間點皆有中等相關; 前測 r = .36, 後測 r = .43 。
結果與討論
操弄檢核題項在新奇—引發興奮條件 (M = 9.02) 的評分明顯高於平淡條件 (M = 7.09),F(1, 32) = 19.18,p < .001,r = .61 。
假設 3 在研究 5 中再度獲得支持。 ANCOVA 分析得到所預測方向上「所體驗關係品質」的清楚顯著差異,F(1, 31) = 6.16,p < .05, 偏 r = .41 。新奇—引發興奮條件的調整後平均為 .23, 平淡條件為 −.24 。在控制「關係相關社會讚許性」變化後, 此結果基本不變,F(1, 30) = 5.42,p < .05, 偏 r = .39 。
假設 5 ——新奇—引發興奮條件參與者在「行為表現之關係品質」(接納與反向計分敵意的合併編碼) 上的增加程度將高於平淡條件——也獲得 ANCOVA 的支持, 儘管此分析因可用樣本數較少而檢力較低,F(1, 22) = 4.30,p = .05, 偏 r = .41 。在控制「關係相關社會讚許性」變化後, 此結果基本相同,F(1, 21) = 3.98,p = .06, 偏 r = .40 。這些結果特別重要, 因為它們並不依賴參與者的自陳。再者, 它們暗示參與新奇—引發興奮條件的影響足以波及與該活動本身相當分離的互動行為。
綜合討論
跨越兩項問卷研究與三項實驗,「共同參與新奇且引發興奮的活動」一致地與較高水準的「所體驗及行為表現之關係品質」相關。問卷研究 (研究 1 與 2) 亦顯示此「與所體驗關係品質」的關聯, 至少部分受到「對關係的厭倦感」所中介。實驗 (研究 3–5) 亦提供一致的直接證據, 顯示此關聯背後的因果方向是從「共同參與新奇且引發興奮活動」指向「所體驗關係品質」。也就是說, 這些實驗顯示, 從參與前到參與後,「所體驗及行為表現之關係品質」之變化在新奇—引發興奮條件中大於平淡條件。研究 4 將兩個條件與「無活動控制」條件比較, 進一步顯示兩個活動條件之間的差異, 是源自新奇—引發興奮條件中「所體驗關係品質」的「提升」, 而非平淡條件中的「下降」。研究 5 透過示範使用「在活動前後進行標準化錄影討論」之盲評, 進一步強化了發現; 伴侶在參與新奇—引發興奮活動 (相較於平淡活動) 後, 展現出顯著較大的正向變化 (以較少敵意與負向情感、較多接納與支持的整合指標表示) 。最後, 上述每一項結果在控制標準化的「關係相關社會讚許反應偏差」測量後依然成立。
除了為「共同參與新奇且引發興奮活動」對關係品質的假設效應提供證據之外, 研究 3–5 也發展並示範一個實用實驗室實驗典範的潛力, 可用於研究「所體驗與行為表現之關係品質」上的情境性影響的一般性問題, 並可用於未來特別探索此效應背後機制的研究。
對所獲得對基本假設效應的一致支持, 從理論與應用觀點來看皆具重要意義。從理論觀點來說重要, 是因為這是 (據我們所知) 首次有系統性的研究計畫處理親密關係中厭倦與興奮的議題。我們相信這些議題與關係研究領域中許多主要思維方向 (如相互依賴、依附、演化、歸因、經濟、社會學或社會學習取向) 所處理的議題顯著不同。我們認為, 從關係品質在早期關係之後的典型衰退 (此現象已被確立卻不甚理解) 的觀點來看, 其意涵特別重要。這些結果也暗示, 關係研究者或許能從關注「強調習慣化、探索、或或許僅僅是源自高度激起之正向情感所擴散之振奮感」的理論模型中受益 (如 Carver & Sheier, 1990; 或 Pyszczynski, Greenberg, & Solomon, 1997 之理論所建議者) 。
特別是, 本研究是在聚焦於厭倦、興奮與喚起之理論的脈絡下產生的。關鍵假設最初係從「親密關係中動機與認知的自我擴展模型」(Aron & Aron, 1986, 1997; Aron et al., in press) 發展而來。此模型認為, 當兩人初進入一段關係時, 通常會頻繁地進行強烈對話, 並涉及相當程度的冒險與自我揭露, 他們正以快速速率「擴展自我」(亦即, 透過將伴侶之資源、視角與身分視為自己的一部分, 而急遽增加自己所知覺到的資源、視角與身分; 特別請見 Aron, Aron, Tudor, & Nelson, 1991; Aron, Paris, & Aron, 1995) 。當這種快速擴展發生時, 被假設會伴隨高度正向情感, 而當它非常快速時, 甚至會伴隨生理喚起 (Aron, Norman, & Aron, 1998; 類似的「愛」脈絡的觀點請見 Baumeister & Bratslavsky, 1999) 。然而一旦兩人已對彼此相當熟悉, 進一步快速擴展的機會似乎不可避免地會減少。當擴展緩慢或不存在時, 應該會有較少情感, 或許會有厭倦感, 而失去的愉悅情緒可能被歸因於這段特定的關係, 這或許能解釋滿意度與愛的衰退。然而, 若伴侶共同從事「自我擴展性的共享活動」(此處不再是相互認識的活動), 快速的自我擴展便能繼續與此關係保持聯結。這類活動將會是新奇的 (對自我而言是新的、因而具擴展性) 或具喚起性的 (因而與過去的快速擴展經驗有所連結) 。
正是這類理論引發了最初的假設。不過, 如我們在前言中所述, 本研究所呈現的效應可能源自於任何涉及厭倦與興奮的其他歷程, 例如喚起的錯誤歸因、直接共享正向情感、或合作互動。事實上, 我們希望本研究及其實驗典範, 能為具有不同理論取向的研究者打開大門, 共同探索此一似乎相當顯著之效應背後的特定機制。
總之, 我們認為這些發現的關鍵理論重要性, 在於它們示範了: 可能與喚起、厭倦及興奮相關的「情境性機制」, 能對「關係品質如何被體驗以及如何在行為上表現」產生顯著影響。無論是在「報告所從事活動有多興奮」的真實世界脈絡, 還是在「7 分鐘任務」的實驗室脈絡, 效果量都相當可觀。其次, 這些結果絕非顯而易見 (或許事後看來才會覺得顯而易見) 。如引言中所述, 有強而有力的理由可預期此類活動沒有效應 (尤其是這種輕微介入), 或實際上會產生負面效應 (因為諸如將喚起重新標記為衝突、或在伴侶於新奇情境下幾乎不可避免地表現笨拙時, 以較負面的眼光看待伴侶等因素) 。
潛在的實務意涵也相當重要。若進一步在更應用導向之脈絡的研究能支持此基本發現, 則「共同參與新奇且引發興奮的活動」將代表一條容易操作的路徑, 讓任何人——包括不擅長言語交流的伴侶——都能用以改善其所體驗的關係品質與關係行為。事實上, 這個方法可以輕易地透過婚姻與家庭課程、甚至大眾媒體加以傳播。此外, 還有可觀的臨床意涵。在關係評估 (例如「酬賞活動量表」; Birchler & Weiss, 1977) 與治療 (例如 Baucom & Epstein, 1990; Stuart, 1980) 中, 增加正向活動已是多年來一貫的關注焦點, 儘管焦點通常放在增加關懷或一般性的正向行為, 而非新奇且引發興奮的活動。 Jacobson 與 Margolin (1979) 經典的婚姻治療手冊在討論「增強物侵蝕」(reinforcement erosion) 的行為概念時, 提到了新奇活動的必要性。事實上他們指出,「對於那些已失去伴侶之增強價值的人來說, 單純增加愉悅事件的頻率並不特別有用」; 他們建議:「他們需要的是新奇與變化」(p. 174) 。雖然此概念在臨床實務上可能仍被使用, 但過去 20 年來在理論、臨床或實證面向上獲得的關注甚少。我們希望本研究的結果能重新喚起對新奇且引發興奮活動的興趣與研究, 特別因為它們 (a) 容易使用,(b) 能在開始艱辛的治療過程的伴侶中提供一些立即的正向感受, 以及 (c) 易於被不擅長溝通的伴侶使用, 無論是作為治療的一部分, 或自行使用。
當然, 這些研究也有方法學上的優點與缺點。優點包括: 橫跨兩種非常不同的問卷研究與實驗室實驗的三角驗證; 在受控的實驗室情境中使用真實的社區伴侶; 結合多種自陳測量與行為測量; 控制了關係相關的社會讚許性; 以及五項研究之整體規劃性與互補性。本研究至少也有三項方法學限制, 我們希望未來研究能加以處理。首先, 實驗因實驗室典範相對人為的情境, 而生態類化性有限。其次, 我們的樣本完全來自美國族群, 有理由相信興奮與厭倦的議題在非西方文化中可能扮演非常不同的角色。最後, 或許最重要的是, 本研究僅限於展示此效應的存在, 而未釐清所涉及的具體機制, 因此其最終貢獻最有可能體現在它能激發其他研究來深究這些具體機制。除了這些議題之外, 任何臨床、政策或教育上的應用, 還需涉及更實質的介入、更長期的追蹤, 以及在目標臨床或教育族群中加以測試的可能性。
儘管有上述限制, 我們相信本系列研究為一個具有重大潛在理論與實務意義的現象建立了堅實的論據, 並引入一個用以研究其背後歷程的實驗室典範。更重要的是, 我們希望本研究能將「興奮與厭倦等因素在所體驗關係品質中所扮演的角色」這個重要議題推向關係研究的前沿, 並邀請我們的社會心理學同行一同參與探索我們眼中這個既新奇又令人興奮的研究領域。
註腳
¹ 一條相關的思路來自於精神動力的「理想化」(idealization) 理論。這些理論將關係品質的下降以「日益熟悉」加以討論, 認為熟悉度增加使得將「全愛的雙親」(Bergler, 1946) 、「自我理想」(Reik, 1944) 、或「阿尼瑪/阿尼姆斯」(Jung, 1925/1959) 投射到另一方變得更加困難。 Murray 、 Holmes 與 Griffin (1996) 近期的研究支持理想化作為高關係品質之來源的重要性; 然而, 他們的資料顯示此效應為長期的, 並不會在初始關係階段過後造成急遽下降。
² 此報紙調查最初是為了檢驗人格變項與關係品質的關聯而進行, 該目的所進行的分析結果已報告於一篇博士論文 (McKenna, 1989) 中。研究 2 是該論文的複製研究, 但人格分析未能得出一致結果。兩項研究均未發表或投稿至他處發表。本文之所以能使用這些資料, 是因為這兩項研究除了所體驗關係品質與關係相關社會讚許性的測量外, 還恰巧納入了兩個關於關係厭倦感的題目, 以及一個關於「與伴侶共同參與興奮活動之多寡」的關鍵題目。
³ 我們將樣本限制在最多 15 年的關係, 以與我們在研究 4 與 5 中招募社區伴侶時所設的標準一致——較長期的伴侶通常較年長, 因此進行身體任務時常會出問題。在本研究中, 我們也針對包含全部 178 名參與者的樣本進行了平行分析 (其中有些人報告已婚長達 60 年!) 。結果在各方面幾乎完全相同, 只是因為樣本量較大, 結果達到了更嚴格的顯著水準。此外, 在兩項問卷研究中, 有少數案例我們意識到我們收到了某對伴侶雙方的反應 (在研究 1 中, 反應在同一個信封中送達; 在研究 2 中, 伴侶雙方在訪員拜訪期間均完成了問卷) 。為了檢視我們的結果是否可能因「非獨立性」而被誇大, 我們對研究 1 與研究 2 的所有分析重新進行, 並將已知伴侶的分數視為單一分數 (伴侶平均) 處理。這些分析的結果與將所有個體視為獨立處理的結果幾乎相同。
⁴ 本文中所有的分析, 除排除任何特定分析中可能控制並於文中註明之其他變項外, 皆同時排除了「關係長度」。如此安排是因為前述提及之大量文獻指出「關係長度」與 (遞減的) 關係滿意度有所連結。在大多數情況下, 控制長度的影響甚微。例如, 本研究若不控制關係長度, 所得到的相關係數 (.50) 幾乎相同。一些研究者 (例如 Aron, Aron, & Smollan, 1992) 主張關係長度的心理意義可能與實際長度的「對數」更為相關。因此我們也以「關係長度的對數」進行平行分析, 結果與使用實際關係長度的結果幾乎相同。為簡化起見, 我們僅報告控制直接關係長度的結果。此外, 在本文所進行的每項分析中, 我們都檢驗了與性別的交互作用。在本研究中,「性別」的檢力僅為中等; 然而在研究 2 中性別分布幾乎相等, 在實驗 (研究 3–5) 中性別作為重複測量變項, 檢驗性別交互作用的檢力相當高。儘管如此, 出現的性別交互作用比偶然預期的還少, 而少數出現者也未在跨研究或單一研究中顯示一致型態。因此, 所有調查的結果都將樣本中所有個體合併, 而所有實驗的資料則以「伴侶」為分析單位 (各變項以伴侶平均作為資料點) 。
⁵ 此趨勢在所測量的興奮活動水準範圍中完全為單調 (monotonic) 。然而我們確實發現一個小但顯著的二次效應傾向——即在較高水準的興奮活動下, 興奮活動與關係品質的整體正向關聯會變弱。這與「最適喚起水準」(Berlyne, 1960) 的解釋一致。這種輕微曲線性的型態在本研究中無論控制或不控制關係相關社會讚許性都被發現。然而, 在研究 2 的任何分析中都完全沒有平行的趨勢; 事實上, 原始係數略為傾向於「在較高水準的興奮活動下, 正向效應反而增強」。
⁶ 我們在前測與後測還納入了多種其他的人格與關係測量 (例如親近度、承諾、所知覺的替代選擇), 供另一項相關研究使用, 該研究探討人格與關係特性的關聯。該研究計畫仍在進行, 尚未提交任何論文。
⁷ 前後測綜合指標的組內合併相關 (即排除條件後的相關) 為 .74 。這支持了我們將這些不同量表作為平行前測與後測指標的做法。 (研究 4 與研究 5 的組內合併前後測相關分別為 .81 與 .79 。) 採用前後測設計能控制因「初始所體驗關係品質之個別差異」所造成的外來變異, 使得研究能在合理樣本量下擁有充足的檢力。我們也檢驗了前測分數的差異, 以確認其並未意外混淆結果。如同隨機分派實驗中可預期者, 研究 3 與研究 5 的前測「所體驗關係品質」上, 條件間沒有顯著或接近顯著的差異。令人意外的是, 研究 4 的前測分數出現了顯著差異; 不過該型態與後測分數一致, 因此這些前測差異是「反向作用於」我們所獲得的支持假設的結果。事實上, 在研究 4 中, 僅使用後測分數所得到的結果, 在預測方向上甚至比控制前測的 ANCOVA 結果更強。確實在三項實驗中, 未調整後測平均的型態都與共變數調整後平均的型態一致 (僅在研究 4 與 5 中顯著) 。
我們也針對「關係滿意度」與「激情之愛」分別進行了分析。兩者單獨皆不顯著, 且兩者的效果量沒有顯著差異。研究 4 的平行分析確實對「愛」單獨產生了顯著效果但對「滿意度」單獨則否, 且兩種效果之差異也顯著。研究 5 的平行分析也再次對「愛」產生顯著效果但對「滿意度」則否, 但兩種效果差異不顯著。因此, 跨三項實驗整體來看, 有一些較弱的跡象顯示效應對「愛」的影響可能大於對「滿意度」的影響。
⁸ 為了控制「關係相關社會讚許性」的變化, 我們納入了「殘差化的後測社會讚許分數」作為額外的共變數 (即後測讚許分數減去由前測讚許分數所預測之後測讚許分數) 。我們使用這些殘差作為控制變項, 是因為這與我們以「後測品質為依變項、前測品質為共變數」的整體 ANCOVA 策略一致。此類 ANCOVA 大致等同於以「殘差化後測品質分數」(即後測減去由前測預測之後測) 為依變項進行的一般變異數分析。換句話說, 該 ANCOVA 基本上是在檢驗關於「前後測品質變化」的假設。因此, 要控制社會讚許性, 我們希望控制的是平行的變項——「前後測讚許性的變化」。儘管如此, 我們也直接控制「後測社會讚許性」(即忽略前測社會讚許性) 進行了分析。在所有三項實驗 (研究 3 、 4 與 5) 中, 使用此方法所得結果均顯示與使用殘差化值作為共變數相同的型態。
⁹ 我們實際上在此條件下測試了 40 對伴侶。然而我們在研究結束時發現有 5 對伴侶 (全在平淡活動條件中) 不符合納入標準 (他們在一起的時間實質上超過 15 年) 。因此這裡的資料皆基於符合標準的 35 對伴侶。當納入這 5 對額外的伴侶進行分析時, 結果類似 (有些情況下甚至更強), 但跨測量的一致性較低。