1 問(wèn)題的提出

積極心理學(xué)興起20年來(lái), 人們對(duì)心理健康有了更為全面的認(rèn)識(shí)。正如Seligman (2002)所指出的, 心理健康研究不應(yīng)止步于擺脫心理問(wèn)題, 還應(yīng)放眼于各種積極品質(zhì)和積極力量。在中國(guó)哲學(xué)傳統(tǒng)中, 君子人格與積極心理狀態(tài)的關(guān)系一直是重要的學(xué)術(shù)課題, 孔子曾提出“君子不憂不懼”、孟子曾提出“君子有三樂(lè)”, 這些命題受到后世學(xué)者的廣泛探討。為什么君子具有更積極的心理狀態(tài)?程子采用“克己”和“誠(chéng)”來(lái)解釋君子人格與積極心理狀態(tài)關(guān)系的內(nèi)在原因, 朱熹將這一解釋編入《四書章句集注》, 成為具有代表性的理論主張, 對(duì)后世產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。這些重要的本土心理學(xué)課題目前鮮有實(shí)證研究的參與, 本研究將在這些經(jīng)典哲學(xué)論述的基礎(chǔ)上梳理儒學(xué)論述人格特質(zhì)與心理健康關(guān)系及其內(nèi)在機(jī)制的脈絡(luò), 并運(yùn)用現(xiàn)代實(shí)證心理學(xué)的研究范式進(jìn)行驗(yàn)證, 以期為積極心理學(xué)研究提供源于中國(guó)本土學(xué)術(shù)傳統(tǒng)的新視角。

1.1 君子人格與心理健康

君子人格是指中國(guó)文化(尤其是儒學(xué)思想)中理想的人格特質(zhì)。在孔子哲學(xué)中, 君子人格具有非常明確的意涵描述與行為表現(xiàn)。Ge (2020b)通過(guò)實(shí)證分析《論語(yǔ)》中孔子對(duì)君子的論述, 發(fā)現(xiàn)君子人格包含5個(gè)維度, 即智仁勇、恭而有禮、喻義懷德、有所不為、持己無(wú)爭(zhēng)。研究者還通過(guò)實(shí)證研究對(duì)君子人格與其他人格結(jié)構(gòu)或心理概念的差異進(jìn)行了驗(yàn)證, 他們發(fā)現(xiàn), 君子人格與大五人格、中國(guó)人價(jià)值觀、合作人格傾向、親社會(huì)傾向等雖存在關(guān)聯(lián), 但是是完全不同的獨(dú)特概念, 君子人格的五因素模型具有良好的信度、聚合效度、區(qū)分效度、效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度等(葛梟語(yǔ), 侯玉波, 2019)。

在儒學(xué)論述中, 君子人格與心理健康有著密切關(guān)系?？鬃犹岢觥熬硬粦n不懼”和“君子坦蕩蕩, 小人長(zhǎng)戚戚”的論斷; 晁說(shuō)之進(jìn)一步指出“不憂不懼, 由乎德全而無(wú)疵” (朱熹,2011); 湯一介(2009)也曾指出, 儒家特別重視個(gè)人自我身心內(nèi)外的和諧?？梢钥吹? 作為儒學(xué)理想人格, 君子被學(xué)者普遍認(rèn)為具有更少負(fù)性情感、更多心理和諧與積極狀態(tài)。這些論斷得到了一些實(shí)證研究的支持, 景懷斌(2006)發(fā)現(xiàn)儒家式應(yīng)對(duì)方式的挫折內(nèi)在樂(lè)觀性和人的責(zé)任性維度可以預(yù)測(cè)更少的焦慮抑郁、更多的生活滿意, 還有研究者發(fā)現(xiàn)了君子人格與自我和諧(葛梟語(yǔ), 侯玉波, 2019)、人際關(guān)系滿意度(Ge, 2020b)、自我效能感(朱呈呈 等, 2019)存在正向關(guān)聯(lián)。據(jù)此, 提出假設(shè)1：君子人格對(duì)心理健康存在正向效應(yīng)。

1.2 自我控制在君子人格與心理健康關(guān)系中的角色

在解釋君子與積極心理狀態(tài)關(guān)系(“君子有三樂(lè)”)的內(nèi)在機(jī)制時(shí), 程子指出了“克己”在其中的作用, “人能克己, 則仰不愧, 俯不怍” (朱熹,2011), 這提示我們自我控制可能是君子與心理健康關(guān)系的中介因素。對(duì)于“克己”的含義, 何晏認(rèn)為是約身、規(guī)約自己, 邢昺認(rèn)為是勝去嗜欲(杜維明,2014); 朱熹則指出“克, 勝也; 己, 謂身之私欲也” (朱熹,2011)。這與心理學(xué)中的“自我控制(self-control)”有相通之處, 其定義是控制沖動(dòng)以抵制誘惑、保護(hù)有價(jià)值的目標(biāo)的能力(Touré-Tillery & Fishbach,2015)。

一些論述和實(shí)證研究為君子與自我控制的聯(lián)系提供了間接的證據(jù)。例如, 《荀子·修身》曾指出“君子役物, 小人役于物”, 認(rèn)為君子更少為外物所支配; 嵇康《釋私論》曾指出君子“情不系于所欲”, 認(rèn)為君子不為所欲束縛。研究者發(fā)現(xiàn)了君子人格與隨和性、盡責(zé)性(葛梟語(yǔ), 侯玉波,2019)、自我效能感(朱呈呈 等, 2019)存在正向關(guān)聯(lián), 并能正向預(yù)測(cè)內(nèi)部歸因(Ge, 2020b); 而研究者還發(fā)現(xiàn)了隨和性、盡責(zé)性與自我控制(鄧士昌, 高雋, 2015; 司徒巧敏, 2017)、與抵制誘惑有關(guān)(Jensen-Campbell & Graziano, 2005), 自我效能感(方小平 等, 2015)、內(nèi)部歸因(Ferrer & Krantz, 1987)都與自我控制存在正向關(guān)聯(lián)。據(jù)此, 提出假設(shè)2：君子人格對(duì)自我控制存在正向效應(yīng)。

孔子指出：“克己復(fù)禮為仁?！标P(guān)于“仁”的含義, 朱熹認(rèn)為是指“本心之全德”, 并指出“為仁者, 所以全其心之德也”, 程子在別處曾以“醫(yī)書以手足痿痹為不仁”來(lái)比喻心靈的“不仁”的含義(朱熹,2011), 這提示我們, “仁”的內(nèi)涵至少部分地與心理健全和心靈生機(jī)有關(guān)。關(guān)于達(dá)到這種狀態(tài)的條件, 孔子提出“非禮勿視, 非禮勿聽(tīng), 非禮勿言, 非禮勿動(dòng)”, 朱熹認(rèn)為“非禮者, 己之私也”, 也就是說(shuō), 應(yīng)當(dāng)禁止自己受到私欲的誘惑?！肚f子·大宗師》也指出“其耆(嗜)欲深者, 其天機(jī)淺”; 《荀子》和《禮記·樂(lè)記》也主張“以道制欲, 則樂(lè)而不亂; 以欲忘道, 則惑而不樂(lè)”; 嵇康認(rèn)為“蝎盛則木朽, 欲勝則身枯”?？梢钥吹? 要想復(fù)歸“心之全德”, 須控制沖動(dòng)、抵制私欲。許多實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)了自我控制對(duì)心理健康的積極作用, 例如自我控制可以正向預(yù)測(cè)身心健康(Boals et al.2011)、情感幸福、生活滿意(Hofmann et al.2014)、積極情緒(King & Gaerlan, 2014)、人際成功(Tangney et al.2004), 負(fù)向預(yù)測(cè)內(nèi)化與外化癥狀(Wills et al.2007)、網(wǎng)絡(luò)成癮(Song & Park, 2019), 在青少年期的自我控制還能夠負(fù)向預(yù)測(cè)中年期的類精神病體驗(yàn)(Nishida et al.2014)。自我控制與心理健康和生活滿意的正向關(guān)聯(lián)在中國(guó)被試中也得到證實(shí)(譚樹(shù)華, 郭永玉, 2008)。據(jù)此, 提出假設(shè)3：自我控制對(duì)心理健康存在正向效應(yīng)。

綜上, 我們預(yù)期, 君子人格水平更高的個(gè)體, 更易控制自我、抵制誘惑、保護(hù)有價(jià)值的目標(biāo), 因此具有更為積極的心理狀態(tài), 即自我控制在君子人格對(duì)心理健康的正向效應(yīng)中起到中介作用。盡管沒(méi)有直接的實(shí)證證據(jù), 一些研究為此提供了間接的提示, 例如Ge (2020b)發(fā)現(xiàn), 內(nèi)部性的心理控制源在君子人格對(duì)人際關(guān)系滿意度的正向效應(yīng)中起到中介作用。

1.3 真實(shí)性在自我控制與心理健康關(guān)系中的角色

在解釋自我控制與積極心理狀態(tài)關(guān)系(“克己復(fù)禮為仁”)的內(nèi)在機(jī)制時(shí), 程子指出了“誠(chéng)”在其中的作用, “克己復(fù)禮, 久而誠(chéng)矣” (朱熹,2011), 這提示我們真實(shí)性可能是自我控制與心理健康關(guān)系的中介因素。在儒學(xué)中, “誠(chéng)”一直受到重視, 例如《中庸》曾提出“誠(chéng)者, 天之道也; 誠(chéng)之者, 人之道也”。對(duì)于“誠(chéng)”的含義, 朱熹認(rèn)為是“實(shí)”, 即“真實(shí)無(wú)妄”; 王船山也曾以“實(shí)”來(lái)釋“誠(chéng)”。真實(shí)性(authenticity)在心理學(xué)中同樣是受到關(guān)注的課題, 其定義是與真實(shí)的自我保持一致的感覺(jué)(Kokkoris et al.2019)。自我決定理論認(rèn)為, 當(dāng)人們的行為反映了真實(shí)自我或核心自我時(shí), 他們是真實(shí)的(Deci & Ryan, 2002); 這與王陽(yáng)明以“知行合一”作為《大學(xué)》“誠(chéng)意”的重心(楊立華,2019b)具有相通之處。

一些論述和實(shí)證研究指明了自我控制與真實(shí)性的聯(lián)系。周敦頤在《通書》中指出：“寂然不動(dòng)者, 誠(chéng)也”, 沒(méi)有分外的主動(dòng)的欲求則“誠(chéng)” (楊立華,2019b); 程子也曾指出“閑邪則誠(chéng)自存”, 克服邪妄則“誠(chéng)” (楊立華,2019b)。Kokkoris等人(2019)發(fā)現(xiàn), 對(duì)于理性的人來(lái)說(shuō), 自評(píng)的自我控制正向預(yù)測(cè)真實(shí)性, 通過(guò)操縱而誘發(fā)自我控制能夠提升真實(shí)性。研究者認(rèn)為, 自主性與勝任感(Sheldon et al.2001)、真實(shí)自我與理想自我的更大重疊(Lenton et al.2013)能夠帶來(lái)真實(shí)性, 這提示我們, 當(dāng)一個(gè)人踐行了受到社會(huì)文化普遍贊許的自我控制時(shí), 其更可能感受到自己保持了與真實(shí)自我的一致性。據(jù)此, 提出假設(shè)4：自我控制對(duì)真實(shí)性存在正向效應(yīng)。

對(duì)于真實(shí)性與心理健康的關(guān)系, 《孟子·盡心》指出“反身而誠(chéng), 樂(lè)莫大焉”, 《朱子語(yǔ)類》也曾指出“‘君子坦蕩蕩’, 只是意誠(chéng)”。許多實(shí)證研究證實(shí)了真實(shí)性對(duì)心理健康的積極作用, 例如真實(shí)性可以正向預(yù)測(cè)幸福(Thomaeset al.2017; Sutton, 2020)、生命意義感(Schlegel et al.2009)、自尊(Kernis & Goldman, 2006), 并通過(guò)正念影響主觀幸福(Zheng et al.2020)。據(jù)此, 提出假設(shè)5：真實(shí)性對(duì)心理健康存在正向效應(yīng)。

綜上, 我們預(yù)期, 自我控制水平更高的個(gè)體, 更易感受到真實(shí)自我與理想自我的重疊與一致性, 因此具有更為積極的心理狀態(tài), 即真實(shí)性在自我控制對(duì)心理健康的正向效應(yīng)中起到中介作用。盡管沒(méi)有直接的實(shí)證證據(jù), 一些研究為此提供了間接的提示, 例如Kokkoris等人(2019)發(fā)現(xiàn), 對(duì)于理性的人來(lái)說(shuō), 自我控制的決策通過(guò)真實(shí)性的中介作用對(duì)決策滿意度產(chǎn)生積極影響。

1.4 整體假設(shè)模型

綜合以上梳理, 可以看到, 儒家哲學(xué)體系不僅提出了對(duì)于君子人格與心理健康關(guān)系的洞察, 還提供了用以解釋其內(nèi)在機(jī)制的一套系統(tǒng)理論。首先, 程子在解釋“君子有三樂(lè)”時(shí)指出“人能克己, 則仰不愧, 俯不怍”, 嵇康也曾提出“君子識(shí)智以無(wú)恒傷生, 欲以逐物害性”, 君子之所以有積極心理狀態(tài), 自我控制起到中介作用。其次, 程子在解釋“克己復(fù)禮為仁”時(shí)指出“克己復(fù)禮, 久而誠(chéng)矣”, 自我控制之所以帶來(lái)積極心理狀態(tài), 真實(shí)性起到中介作用。再次, 《大學(xué)》指出“富潤(rùn)屋, 德潤(rùn)身, 心廣體胖, 故君子必誠(chéng)其意”, 君子之所以有積極心理狀態(tài), 真實(shí)性起到中介作用。最后, 《朱子語(yǔ)類》中朱熹在回答他人對(duì)《大學(xué)》此句的提問(wèn)時(shí)指出“無(wú)愧怍, 是無(wú)物欲之蔽, 所以能廣大”, 也就是說(shuō), 君子之所以有積極心理狀態(tài), 是因?yàn)槠淠軌蚋玫乜刂谱约旱挠? 從而使自己感受到外在的行為契合了內(nèi)心中的真實(shí)自我, 因此具有健康舒泰的心理狀態(tài)。據(jù)此, 提出假設(shè)6 (如圖1)：君子人格通過(guò)自我控制與真實(shí)性的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)心理健康產(chǎn)生正向效應(yīng)。

圖1

需要說(shuō)明的是, 在假設(shè)6中, 包含了一對(duì)未在前文中進(jìn)行詳細(xì)論述的關(guān)系, 即君子人格對(duì)真實(shí)性的效應(yīng), 對(duì)此的預(yù)期同樣是以儒家哲學(xué)的理論基礎(chǔ)為支撐的, 例如《大學(xué)》“君子必誠(chéng)其意”、《中庸》“君子誠(chéng)之為貴”、《荀子·不茍》“誠(chéng)者, 君子之所守也”“君子養(yǎng)心莫善于誠(chéng)”。

本研究通過(guò)多種方法, 驗(yàn)證假設(shè)1~6。研究1采用自評(píng)問(wèn)卷, 研究2采用情景模擬法對(duì)自我控制進(jìn)行操縱, 研究3采用回憶啟動(dòng)法對(duì)真實(shí)性進(jìn)行操縱, 研究4采用跨時(shí)間點(diǎn)的測(cè)量方法。

2 研究1：橫斷的自評(píng)問(wèn)卷研究

2.1 方法

通過(guò)問(wèn)卷星網(wǎng)站的樣本服務(wù)進(jìn)行問(wèn)卷發(fā)放, 共回收253個(gè)樣本, 剔除胡亂填答的樣本(如答錯(cuò)探測(cè)試題)后, 剩余有效樣本207個(gè)。其中, 女性占48.3%, 平均年齡33.0歲(SD = 8.0)。根據(jù)G*Power的計(jì)算, 該樣本量在α = 0.05且power = 0.80的情況下能夠查明的效應(yīng)量f2 = 0.04。

君子人格：采用《孔子思想中的君子人格量表》(葛梟語(yǔ), 2020a; Ge, 2020b), 共30個(gè)條目(內(nèi)部一致性信度α = 0.84), 7點(diǎn)計(jì)分, 由被試根據(jù)描述性語(yǔ)句(例如“進(jìn)行抉擇時(shí), 相較于權(quán)衡利益, 我更擅長(zhǎng)以道義的視角去評(píng)判”)符合自己的程度進(jìn)行打分, “1”表示完全不符合, “7”表示完全符合。

自我控制：采用《自我控制量表》 (Tangney et al.2004)的中文修訂版(譚樹(shù)華, 郭永玉, 2008), 共19個(gè)條目(α = 0.73), 包含沖動(dòng)控制、健康習(xí)慣、抵制誘惑、專注工作、節(jié)制娛樂(lè)5個(gè)維度, 5點(diǎn)計(jì)分。

真實(shí)性：采用《真實(shí)性量表》 (Wood et al.2008), 由心理學(xué)專業(yè)研究者進(jìn)行翻譯, 并經(jīng)過(guò)英語(yǔ)專業(yè)和心理學(xué)專業(yè)研究者的多次翻譯-回譯程序。共12個(gè)條目(α = 0.79), 包含自我疏離、真實(shí)性生活和接受外部影響3個(gè)維度, 7點(diǎn)計(jì)分。

心理健康：采用《自測(cè)健康評(píng)定量表(SRHMS)修訂版》 (許軍 等, 2003)的心理健康和社會(huì)健康分量表, 共27個(gè)條目(α = 0.98), 包含正向情緒、心理癥狀與負(fù)向情緒、認(rèn)知功能、角色活動(dòng)與社會(huì)適應(yīng)、社會(huì)資源與社會(huì)接觸、社會(huì)支持6個(gè)維度, 11點(diǎn)計(jì)分(0~10分)。

社會(huì)贊許性：采用《Marlowe-Crowne社會(huì)期望量表》 (汪向東 等, 1999), 共33個(gè)條目(α = 0.94), 被試用“是”或“否”進(jìn)行回答。

填答完畢后, 被試還被要求報(bào)告性別、年齡、學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

2.2 結(jié)果與討論

共同方法偏差檢驗(yàn)：采用Harman單因素檢驗(yàn)方法(周浩, 龍立榮, 2004), 結(jié)果顯示, 特征值大于1的因子共32個(gè), 最大特征值為24.33, 最大解釋百分比為20.11, 沒(méi)有解釋力過(guò)大的因子, 表明不存在嚴(yán)重共同方法偏差問(wèn)題。

描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析：結(jié)果見(jiàn)表1。年齡與君子人格、學(xué)歷與君子人格和自我控制顯著相關(guān), 后續(xù)回歸分析將作為控制變量; 性別與所關(guān)注的4個(gè)變量沒(méi)有顯著相關(guān)。

表1  研究1各變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)關(guān)系(N = 207)

變量MSD12345671.性別0.480.502.年齡32.967.97-0.073.最高學(xué)歷2.990.680.17*-0.16*4.君子人格159.1317.320.060.18*0.25***5.自我控制73.267.410.010.100.17*0.47***6.真實(shí)性57.758.55-0.030.07-0.010.38***0.45***7.心理健康183.2958.430.030.090.090.44***0.44***0.40***8.社會(huì)贊許性18.709.68-0.080.110.15 *0.35***0.32***0.28***0.41***

注：*p < 0.05, *** p < 0.001。性別：0 = 男, 1 = 女; 最高學(xué)歷：1 = 初中或以下, 2 = 高中或?qū)？? 3 = 本科, 4 = 碩博研究生。

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在控制年齡、學(xué)歷的情況下, 君子人格顯著地正向預(yù)測(cè)心理健康, β = 0.45, p < 0.001, 模型的調(diào)整 R2 = 0.19, Δ R2 = 0.18, F (3, 203) = 16.67, p < 0.001。這一結(jié)果支持了假設(shè)1。

使用Hayes (2013)提供的SPSS插件PROCESS的模型6, 以君子人格為自變量, 以心理健康為因變量, 以自我控制和真實(shí)性為鏈?zhǔn)街薪樽兞? 以年齡、學(xué)歷為控制變量, 路徑系數(shù)結(jié)果如圖2所示。整個(gè)回歸方程顯著, R2 = 0.30, F (5, 201) = 16.84, p < 0.001。用Bootstrap抽樣的方法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn), 結(jié)果表明, 以自我控制為中介變量的路徑間接效應(yīng)為0.10 (95% CI = [0.03, 0.19]), 以真實(shí)性為中介變量的路徑間接效應(yīng)為0.05 (95% CI = [0.01, 0.12]), 以自我控制與真實(shí)性為中介變量的路徑間接效應(yīng)為0.03 (95% CI = [0.01, 0.07]), 所有間接效應(yīng)合計(jì)0.18 (95% CI = [0.09, 0.31]), 自我控制與真實(shí)性在君子人格對(duì)心理健康的正向效應(yīng)中的鏈?zhǔn)街薪樽饔贸闪?。這一結(jié)果支持了假設(shè)6。

圖2

圖2  自我控制與真實(shí)性在君子人格對(duì)心理健康效應(yīng)中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?研究1)

將社會(huì)贊許性作為控制變量加入上述模型, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 結(jié)果的模式?jīng)]有改變, 所有路徑依然顯著?？傂?yīng)為0.36 (p < 0.001), 直接效應(yīng)為0.22 ( p = 0.002), 間接效應(yīng)分別為0.07 (95% CI = [0.02, 0.15])、0.04 (95% CI = [0.01, 0.10])、0.02 (95% CI = [0.01, 0.05]), 所有間接效應(yīng)合計(jì)0.13 (95% CI = [0.06, 0.24])。

3 研究2：采用情境模擬法操縱自我控制

研究1初步驗(yàn)證了假設(shè), 但由于對(duì)所有變量都采用了自評(píng)問(wèn)卷測(cè)量的方法, 難以避免共同方法偏差問(wèn)題, 也無(wú)法厘清因果關(guān)系。研究2采用情境模擬法(Kokkoris et al.2019)對(duì)自我控制進(jìn)行操縱, 以期完成以下兩個(gè)方面的目的：(1)進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)3和假設(shè)4, 為自我控制對(duì)真實(shí)性和心理健康的影響提供因果證據(jù); (2)如果自我控制作為中介變量的假設(shè)成立, 那么可以推論, 當(dāng)中介變量被控制后, 自變量(君子人格)對(duì)因變量(真實(shí)性、心理健康)的正向效應(yīng)將顯著減弱, 研究1已經(jīng)通過(guò)統(tǒng)計(jì)法控制中介變量而驗(yàn)證了這一點(diǎn), 研究2將采用實(shí)驗(yàn)操縱法來(lái)控制中介變量, 以進(jìn)一步驗(yàn)證該推論(Spencer et al.2005)。

3.1 方法

通過(guò)問(wèn)卷星網(wǎng)站的樣本服務(wù)進(jìn)行問(wèn)卷發(fā)放, 共回收611個(gè)樣本, 剔除胡亂填答的樣本(如答錯(cuò)探測(cè)試題等)后, 剩余有效樣本425個(gè)。其中, 女性占55.8%, 平均年齡30.2歲(SD = 7.4)。被試被隨機(jī)分成4組, 其中蛋糕情境自控組114人、蛋糕情境對(duì)照組96人、毛衣情境自控組106人、毛衣情境對(duì)照組109人。根據(jù)G*Power的計(jì)算, 該樣本量在α = 0.05且power = 0.80的情況下能夠查明的效應(yīng)量f2 = 0.019。

被試首先填寫君子人格的測(cè)量問(wèn)卷(同研究1, α = 0.87)。

通過(guò)問(wèn)卷星網(wǎng)站的隨機(jī)情景功能, 將被試隨機(jī)分配到4個(gè)條件中的一個(gè)。在蛋糕情境中, 被試想像自己在商場(chǎng)中遇到最愛(ài)的草莓芝士蛋糕, 但最近正在減肥; 在毛衣情境中, 被試想像自己在商場(chǎng)中遇到好看的時(shí)尚毛衣, 但最近正在攢錢。情境材料翻譯自Kokkoris等人(2019)的研究, 字?jǐn)?shù)在173~192字之間。在任一情境中, 自控組被試最終拒絕了誘惑, 沒(méi)有購(gòu)買蛋糕或毛衣; 而對(duì)照組被試最終“做出了自己的選擇”, 情境材料并不操縱被試的決策。

被試閱讀材料后, 填寫真實(shí)性和心理健康的測(cè)量問(wèn)卷。其中, 真實(shí)性采用Kokkoris等人(2019)的測(cè)量量表, 共7個(gè)條目(α = 0.81), 7點(diǎn)計(jì)分; 心理健康的測(cè)量同研究1(α = 0.91)。

然后, 在下一頁(yè)面, 被試需要在不被允許瀏覽情境材料的情況下回憶情境材料中想要購(gòu)買的物品名稱, 以驗(yàn)證被試閱讀并理解了材料內(nèi)容。為了驗(yàn)證情境材料確實(shí)操縱了自我控制, 所有被試都被要求報(bào)告在這一情境中所做的決策在多大程度上反映了自我控制, 7點(diǎn)計(jì)分。最后, 被試報(bào)告性別、年齡、學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息; 并填寫自己對(duì)甜食(或毛衣)的喜愛(ài)度、購(gòu)買甜食(或毛衣)的頻繁度、對(duì)草莓芝士蛋糕(或時(shí)尚)的興趣度、最近正在節(jié)食(或攢錢), 每項(xiàng)均為7點(diǎn)計(jì)分, 以作為控制變量。

3.2 結(jié)果與討論

結(jié)果表明, 對(duì)自我控制的操縱是成功的, 自控組的決策(M = 6.10, SD = 1.00)被認(rèn)為比對(duì)照組的決策(M = 4.83, SD = 1.42)在更大程度上表現(xiàn)出自我控制, t (423) = -10.65, p < 0.001, Cohen’s d = -1.04。

情境差異(草莓芝士蛋糕或時(shí)尚毛衣)沒(méi)有顯著影響, 不同情境的自我控制操縱核查(t (423) = -0.52, p = 0.607)、真實(shí)性(t (423) = 0.85, p = 0.397)、心理健康(t (423) = 0.34, p = 0.731)均無(wú)顯著差異。

自控組的心理健康(M = 184.35, SD = 29.65)顯著高于對(duì)照組(M = 175.24, SD = 34.49), t (423) = -2.93, p = 0.004, Cohen’sd = -0.28; 自控組的真實(shí)性(M = 39.95, SD = 6.47)顯著高于對(duì)照組(M = 35.53, SD = 5.92), t (423) = -7.34, p < 0.001, Cohen’s d = -0.71。自我控制被操縱至較高水平后, 心理健康與真實(shí)性顯著增強(qiáng), 這些結(jié)果分別支持了假設(shè)3和假設(shè)4。

以真實(shí)性為因變量考察君子人格和自我控制的交互作用, 結(jié)果表明, 君子人格和自我控制對(duì)真實(shí)性存在顯著的交互效應(yīng)(β = -0.10,p = 0.027), 君子人格(β = 0.25,p < 0.001)與自我控制(β = 0.35, p < 0.001)的主效應(yīng)顯著, 模型的調(diào)整 R2 = 0.18, Δ R2 = 0.01, F (3, 421) = 32.11, p < 0.001。如 圖3(a), 簡(jiǎn)單斜率分析表明, 未被操縱的被試(即對(duì)照組), 其君子人格對(duì)真實(shí)性存在顯著的正向影響, β = 0.35, p < 0.001, 95% CI = [0.23, 0.47]; 自我控制水平因受到操縱而被控制在高水平的被試(即自控組), 其君子人格對(duì)真實(shí)性的正向效應(yīng)雖仍顯著但有所減弱, β = 0.15, p = 0.016, 95% CI = [0.03, 0.28]。

圖3

圖3  人為控制自我控制后, 君子人格對(duì)真實(shí)性和心理健康的效應(yīng)減弱(研究2)

以心理健康為因變量考察君子人格和自我控制的交互作用, 結(jié)果表明, 君子人格和自我控制對(duì)心理健康存在顯著的交互效應(yīng)(β = -0.10,p = 0.016), 君子人格(β = 0.51,p < 0.001)與自我控制(β = 0.16, p < 0.001)的主效應(yīng)顯著, 模型的調(diào)整 R2 = 0.29, Δ R2 = 0.01, F (3, 421) = 57.56, p < 0.001。如 圖3(b), 簡(jiǎn)單斜率分析表明, 未被操縱的被試(即對(duì)照組), 其君子人格對(duì)心理健康存在顯著的正向影響, β = 0.61, p < 0.001, 95% CI = [0.50, 0.72]; 自我控制水平因受到操縱而被控制在高水平的被試(即自控組), 其君子人格對(duì)心理健康的正向效應(yīng)雖仍顯著但有所減弱, β = 0.41, p < 0.001, 95% CI = [0.29, 0.53]。

這些結(jié)果表明, 在自然狀態(tài)下(即自我控制未受操縱), 君子人格對(duì)真實(shí)性和心理健康存在顯著的正向效應(yīng); 而在被試的自我控制水平受到人為控制后, 君子人格對(duì)真實(shí)性和心理健康的正向效應(yīng)均顯著減弱。這些結(jié)果符合自我控制作為內(nèi)在機(jī)制的假設(shè)的推論, 為該假設(shè)提供了間接的證據(jù)。

以君子人格、自我控制、情境(蛋糕或毛衣)及其二重、三重交互項(xiàng)為自變量, 對(duì)真實(shí)性進(jìn)行分層回歸分析, 結(jié)果表明, 情境差異與君子人格的交互項(xiàng)(β = 0.07,p = 0.110)、與自我控制的交互項(xiàng)(β = 0.05,p = 0.232)、三重交互項(xiàng)(β = 0.05,p = 0.285)均無(wú)顯著效應(yīng)。類似地, 對(duì)心理健康進(jìn)行分層回歸分析, 結(jié)果表明, 情境差異與君子人格的交互項(xiàng)(β = 0.04,p = 0.312)、與自我控制的交互項(xiàng)(β = 0.07,p = 0.102)、三重交互項(xiàng)(β = 0.03,p = 0.424)均無(wú)顯著效應(yīng)。研究結(jié)果具有跨模擬情境的穩(wěn)健性。

將被試的性別、年齡、學(xué)歷、對(duì)甜食或毛衣的喜愛(ài)度、購(gòu)買甜食或毛衣的頻繁度、對(duì)草莓芝士蛋糕或時(shí)尚的興趣度、最近正在節(jié)食或攢錢作為控制變量加入模型, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 自我控制在君子人格對(duì)真實(shí)性效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用依然顯著(β = -0.11,p = 0.013), 自我控制在君子人格對(duì)心理健康效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用依然顯著(β = -0.12,p = 0.005)。

4 研究3：采用回憶啟動(dòng)法操縱真實(shí)性

研究3在研究2的基礎(chǔ)上進(jìn)一步推進(jìn), 主要不同在于：其一, 研究2對(duì)自我控制進(jìn)行了情景模擬操縱, 盡管有助于厘清因果關(guān)系, 但其對(duì)于現(xiàn)實(shí)生活的參考價(jià)值有待驗(yàn)證, 因此, 研究3將采用被試自主回憶真實(shí)生活案例的方式(Kokkoris et al.2019)對(duì)自我控制進(jìn)行測(cè)量, 以增強(qiáng)結(jié)論的外部效度。在此基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)2。其二, 研究3將采用回憶啟動(dòng)法對(duì)真實(shí)性進(jìn)行操縱, 以期完成以下兩個(gè)方面的目的：(1)進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)5, 為真實(shí)性對(duì)心理健康的影響提供因果證據(jù); (2)類似于研究2, 采用實(shí)驗(yàn)操縱法來(lái)控制中介變量, 為真實(shí)性在自變量(君子人格、自我控制)對(duì)因變量(心理健康)的正向效應(yīng)中所起的中介作用提供間接證據(jù)。其三, 研究3采用另一種測(cè)量方法對(duì)心理健康進(jìn)行測(cè)量, 以驗(yàn)證效應(yīng)的穩(wěn)健性。

4.1 方法

通過(guò)問(wèn)卷星網(wǎng)站的樣本服務(wù)進(jìn)行問(wèn)卷發(fā)放, 共回收500個(gè)樣本, 剔除胡亂填答的樣本(如答錯(cuò)探測(cè)試題等)后, 剩余有效樣本317個(gè)。其中, 女性占60.3%, 平均年齡30.0歲(SD = 7.4)。被試被隨機(jī)分成2組, 其中對(duì)照組156人、真實(shí)組161人。根據(jù)G*Power的計(jì)算, 該樣本量在α = 0.05且power = 0.80的情況下能夠查明的效應(yīng)量f2 = 0.025。

被試首先填寫君子人格的測(cè)量問(wèn)卷(同研究1, α = 0.86)。

然后, 被試被要求花30秒回憶自己真實(shí)生活中所面臨的自我控制沖突案例, 即想做的某件事與個(gè)人目標(biāo)之間存在沖突。為了讓被試更準(zhǔn)確理解, 指導(dǎo)語(yǔ)舉了幾個(gè)例子進(jìn)行說(shuō)明。指導(dǎo)語(yǔ)改編自Kokkoris等人(2019)的研究, 字?jǐn)?shù)為196字。隨后, 被試被要求報(bào)告該案例發(fā)生的地點(diǎn)(文字表述)、時(shí)間(5點(diǎn)計(jì)分, 從“三天內(nèi)”到“半年之前”)、想做的事情(文字表述)、與之沖突的個(gè)人目標(biāo)(文字表述)、最終的決策(做了或沒(méi)做想做的事)、做出決策后的心情(5點(diǎn)計(jì)分, 從“非常差”到“非常好”)、平時(shí)對(duì)該事的興趣度(5點(diǎn)計(jì)分)、回憶難度(5點(diǎn)計(jì)分)。

接著, 通過(guò)問(wèn)卷星網(wǎng)站的隨機(jī)情景功能, 將被試隨機(jī)分配到2個(gè)條件中的一個(gè)。真實(shí)組被試被要求回憶最近一件感到“真實(shí)做自己”的事; 對(duì)照組被試被要求回憶昨晚所做的一件事。被試被要求用不少于50字的文字內(nèi)容詳述這段經(jīng)歷, 被試有至少2分鐘回憶并作答, 要求被試提供盡可能多的細(xì)節(jié)。

被試填寫完畢后點(diǎn)擊進(jìn)入下一頁(yè)面, 填寫心理健康的測(cè)量問(wèn)卷。采用的是《生活質(zhì)量綜合評(píng)定問(wèn)卷(GQOLI-74)》(李凌江, 楊德森, 2001)的心理功能和社會(huì)功能分量表, 共40個(gè)條目(α = 0.90), 包含精神緊張度、負(fù)性情感、正性情感、認(rèn)知功能、自尊、社會(huì)支持、人際交往能力、工作與學(xué)習(xí)、業(yè)余娛樂(lè)、婚姻與家庭10個(gè)維度, 5點(diǎn)計(jì)分。

為了驗(yàn)證真實(shí)生活案例中的自我控制決策確實(shí)反映了自我控制水平, 被試需要報(bào)告自己所做的決策在多大程度上反映了自我控制, 7點(diǎn)計(jì)分。為了驗(yàn)證回憶啟動(dòng)法確實(shí)操縱了真實(shí)性水平, 所有被試都被要求填寫真實(shí)性操縱核查量表(同研究2, α = 0.83)。最后, 被試報(bào)告性別、年齡、學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

4.2 結(jié)果與討論

結(jié)果表明, 對(duì)真實(shí)性的操縱是成功的, 真實(shí)組被試感受到的真實(shí)性(M = 40.68, SD = 4.95)顯著高于對(duì)照組(M = 36.61, SD = 7.17), t (315) = -5.90, p < 0.001, Cohen’s d = -0.66。

對(duì)自我控制的測(cè)量是有效的, 做出自我控制決策的被試(M = 5.92, SD = 1.09)比做出非自我控制決策的被試(M = 4.42, SD = 1.52)認(rèn)為自己的決策在更大程度上表現(xiàn)出自我控制, t (315) = -10.26, p < 0.001, Cohen’s d = -1.16。

Logistic回歸分析結(jié)果表明, 君子人格每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差, 被試在自主回憶的真實(shí)生活案例中做出自我控制決策的可能性與做出非自我控制決策的可能性之比增加34.7%, B = 0.30, OR = 1.35, p = 0.011。君子人格水平較高的被試更可能在真實(shí)生活中做出自我控制決策, 這一結(jié)果支持了假設(shè)2。

真實(shí)組的心理健康(M = 145.89, SD = 12.23)顯著高于對(duì)照組(M = 139.06, SD = 18.93), t (315) = -3.83, p < 0.001, Cohen’s d = -0.43。真實(shí)性被操縱至較高水平后, 心理健康顯著增強(qiáng), 這一結(jié)果支持了假設(shè)5。

以心理健康為因變量考察君子人格和真實(shí)性的交互作用, 結(jié)果表明, 君子人格和真實(shí)性對(duì)心理健康存在顯著的交互效應(yīng)(β = -0.14,p = 0.005), 君子人格(β = 0.47,p < 0.001)與真實(shí)性(β = 0.25, p < 0.001)的主效應(yīng)顯著, 模型的調(diào)整 R2 = 0.27, Δ R2 = 0.02, F (3, 313) = 40.76, p < 0.001。如 圖4(a), 簡(jiǎn)單斜率分析表明, 未被操縱的被試(即對(duì)照組), 其君子人格對(duì)心理健康存在顯著的正向影響, β = 0.61, p < 0.001, 95% CI = [0.47, 0.74]; 真實(shí)性水平因受到操縱而被控制在高水平的被試(即真實(shí)組), 其君子人格對(duì)心理健康的正向效應(yīng)雖仍顯著但有所減弱, β = 0.34, p < 0.001, 95% CI = [0.21, 0.47]。

圖4

圖4  人為控制真實(shí)性后, 君子人格與自我控制對(duì)心理健康的效應(yīng)減弱(研究3)

以心理健康為因變量考察自我控制和真實(shí)性的交互作用, 結(jié)果表明, 自我控制和真實(shí)性對(duì)心理健康存在顯著的交互效應(yīng)(F (1, 313) = 18.32, p < 0.001, 偏η 2 = 0.06), 自我控制(F (1, 313) = 130.01, p < 0.001, 偏η 2 = 0.29)與真實(shí)性(F (1, 313) = 27.27, p < 0.001, 偏η 2 = 0.08)的主效應(yīng)顯著。如圖4(b), 簡(jiǎn)單效應(yīng)分析表明, 未被操縱的被試(即對(duì)照組), 自我控制與非自我控制決策在心理健康上存在顯著差異, 95% CI = [1.18, 1.70]; 真實(shí)性水平因受到操縱而被控制在高水平的被試(即真實(shí)組), 自我控制與非自我控制決策在心理健康上的差異雖仍顯著但有所減弱, 95% CI = [0.40, 0.91]。

這些結(jié)果表明, 在自然狀態(tài)下(即真實(shí)性未受操縱), 君子人格和自我控制對(duì)心理健康存在顯著的正向效應(yīng); 而在被試的真實(shí)性水平受到人為控制后, 君子人格和自我控制對(duì)心理健康的正向效應(yīng)均顯著減弱。這些結(jié)果符合真實(shí)性作為內(nèi)在機(jī)制的假設(shè)的推論, 為該假設(shè)提供了間接的證據(jù)。

將被試的性別、年齡、學(xué)歷、自控案例發(fā)生時(shí)間、自控決策后心情、自控事件興趣度、自控案例回憶難度作為控制變量加入模型, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 真實(shí)性在君子人格對(duì)心理健康效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用依然顯著(β = -0.12,p = 0.013), 真實(shí)性在自我控制對(duì)心理健康效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用依然顯著, F (1, 306) = 19.83, p < 0.001, 偏η 2 = 0.06。

5 研究4：跨時(shí)間點(diǎn)的自評(píng)問(wèn)卷研究

前3個(gè)研究以多種方法為假設(shè)1~6提供了證據(jù), 但都屬于橫斷研究; 研究4將采用跨時(shí)間點(diǎn)的測(cè)量方法, 以進(jìn)一步減輕共同方法偏差問(wèn)題。此外, 越來(lái)越多的研究者指出, 心理健康不應(yīng)僅指沒(méi)有心理癥狀, 還應(yīng)指?jìng)€(gè)體擁有那些有助于勝任工作、適應(yīng)社會(huì)與幸福生活的積極力量和品質(zhì)(Seligman, 2002), 為契合這一趨勢(shì), 研究4將增加自尊、核心自我評(píng)價(jià)、情感平衡作為因變量指標(biāo), 以更為全面地反映心理健康的多面性。

5.1 方法

通過(guò)北京大學(xué)校內(nèi)論壇未名BBS與心理學(xué)通選課程招募被試, 數(shù)據(jù)分4個(gè)時(shí)間點(diǎn)進(jìn)行采集, 每個(gè)時(shí)間點(diǎn)之間間隔2個(gè)月。第一階段回收樣本490個(gè), 第二階段回收樣本349個(gè), 第三階段回收樣本263個(gè), 第四階段回收有效樣本220個(gè)。其中, 女性占55.0%, 平均年齡21.3歲(SD = 2.1)。根據(jù)G*Power的計(jì)算, 該樣本量在α = 0.05且power = 0.80的情況下能夠查明的效應(yīng)量f2 = 0.036。

招募的被試在最初即被告知4次測(cè)量的時(shí)間安排, 并提供郵箱地址。

第一階段, 君子人格：同研究1, α = 0.88。填答完畢后, 被試還被要求報(bào)告性別、年齡、學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

第二階段(第一階段2個(gè)月后), 自我控制：被試想像自己今晚打算學(xué)習(xí), 以準(zhǔn)備即將到來(lái)的重要考試, 但手機(jī)上有自己非常想做的事情, 因此非常猶豫是否刷手機(jī)。被試根據(jù)自己的真實(shí)情況在7點(diǎn)量表上對(duì)自己做出不刷手機(jī)決策的可能性進(jìn)行評(píng)分, 分?jǐn)?shù)越高代表自我控制水平越高。為驗(yàn)證這一決策確實(shí)反映了自我控制水平, 被試需要報(bào)告自己所做的決策在多大程度上反映了自我控制, 7點(diǎn)計(jì)分。作為控制變量, 被試還須報(bào)告對(duì)刷手機(jī)的喜愛(ài)度、平時(shí)刷手機(jī)的頻繁度、最近學(xué)習(xí)任務(wù)的忙碌度, 每項(xiàng)均為5點(diǎn)計(jì)分。

第三階段(第一階段4個(gè)月后), 真實(shí)性：采用《個(gè)體真實(shí)性問(wèn)卷》(劉群英, 2010), 共22個(gè)條目(α = 0.79), 包含清晰性、一致性、接納性、真誠(chéng)性4個(gè)維度, 4點(diǎn)計(jì)分。

第四階段(第一階段6個(gè)月后), 心理健康：參考張闊等人(2010)采用自尊、核心自我評(píng)價(jià)、情感平衡和心理癥狀來(lái)多角度測(cè)量心理健康的方法。自尊采用Rosenberg《一般自尊量表》的中文版(汪向東等, 1999), 共10個(gè)條目(α = 0.82), 4點(diǎn)計(jì)分; 核心自我評(píng)價(jià)采用Judge、Bono和Locke《核心自我評(píng)價(jià)量表》的中文版(杜建政 等,2012), 共10個(gè)條目(α = 0.86), 5點(diǎn)計(jì)分; 情感平衡采用Bradburn《情感量表》的中文版(汪向東 等,1999), 共10個(gè)條目(α = 0.71), 以是或否作答; 心理癥狀采用Derogatis、Lipman和Covi《癥狀自評(píng)量表(SCL-90)》的中文版(汪向東 等,1999)的焦慮、抑郁、偏執(zhí)、人際關(guān)系敏感分量表, 共38個(gè)條目(α = 0.95), 5點(diǎn)計(jì)分(0~4分)。

5.2 結(jié)果與討論

核查：結(jié)果表明, 對(duì)自我控制的測(cè)量是有效的, 被試所做的自我控制決策與其認(rèn)為該決策反映的自我控制水平存在顯著的正相關(guān)關(guān)系, r = 0.75, p < 0.001。

共同方法偏差檢驗(yàn)：采用Harman單因素檢驗(yàn)方法(周浩, 龍立榮, 2004), 結(jié)果顯示, 特征值大于1的因子共33個(gè), 最大特征值為25.50, 最大解釋百分比為21.07, 沒(méi)有解釋力過(guò)大的因子, 表明不存在嚴(yán)重共同方法偏差問(wèn)題。

表2  研究4各變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)關(guān)系(N = 220)

變量MSD123456781.性別0.550.502.年齡21.302.130.073.君子人格161.7517.010.02-0.014.自我控制4.561.600.040.020.44***5.真實(shí)性69.356.47-0.11-0.080.62***0.44***6.自尊32.103.82-0.07-0.040.44***0.39***0.55***7.核心自我評(píng)價(jià)37.506.04-0.16*-0.040.55***0.44***0.60***0.82***8.情感平衡7.042.09-0.04-0.010.52***0.39***0.54***0.59***0.67***9.心理癥狀32.9020.080.050.06-0.45***-0.38***-0.49***-0.56***-0.61***-0.60***

注：*p < 0.05, *** p < 0.001。性別：0 = 男, 1 = 女。

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在控制性別、年齡的情況下, 君子人格顯著地正向預(yù)測(cè)6個(gè)月后的自尊(β = 0.33,p < 0.001)、核心自我評(píng)價(jià)(β = 0.43, p < 0.001)、情感平衡(β = 0.43, p < 0.001), 負(fù)向預(yù)測(cè)心理癥狀(β = -0.35, p < 0.001)。這一結(jié)果以跨時(shí)間點(diǎn)的測(cè)量方法支持了假設(shè)1。

使用Hayes (2013)提供的SPSS插件PROCESS的模型6, 以君子人格為自變量, 分別以自尊、核心自我評(píng)價(jià)、情感平衡、心理癥狀為因變量, 以自我控制和真實(shí)性為鏈?zhǔn)街薪樽兞? 以性別、年齡為控制變量, 路徑系數(shù)結(jié)果如表3所示。用Bootstrap抽樣的方法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn), 結(jié)果表明, 無(wú)論以自我控制、真實(shí)性或二者為中介變量的路徑, 無(wú)論以自尊、核心自我評(píng)價(jià)、情感平衡或心理癥狀為因變量, 間接效應(yīng)均達(dá)到顯著水平(效應(yīng)值見(jiàn)表3)。自我控制與真實(shí)性在君子人格對(duì)心理健康的正向效應(yīng)中的鏈?zhǔn)街薪樽饔贸闪ⅰ＿@一結(jié)果以跨時(shí)間點(diǎn)的測(cè)量方法支持了假設(shè)6。

表3  自我控制與真實(shí)性在君子人格對(duì)心理健康效應(yīng)中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?研究4)

自變量以自我控制為
因變量 以真實(shí)性為
因變量 以自尊為
因變量 以核心自我評(píng)價(jià)為
因變量 以情感平衡為
因變量 以心理癥狀為
因變量 性別0.03 ([-0.09, 0.15])-0.13 ([-0.23, -0.03])-0.03 ([-0.14, 0.08])-0.13 ([-0.24, -0.03])-0.01 ([-0.12, 0.10])0.02 ([-0.09, 0.14])年齡0.02 ([-0.10, 0.14])-0.07 ([-0.17, 0.03])-0.01 ([-0.12, 0.10])-0.01 ([-0.11, 0.09])0.02 ([-0.09, 0.13])0.04 ([-0.07, 0.15])君子人格0.44 ([0.32, 0.56])0.53 ([0.41, 0.64])0.12 ([-0.03, 0.26])0.25 ([0.12, 0.38])0.26 ([0.11, 0.40])-0.21 ([-0.36, -0.06])自我控制0.22 ([0.10, 0.33])0.16 ([0.03, 0.29])0.18 ([0.06, 0.29])0.13 ([0.01, 0.26])-0.16 ([-0.29, -0.03])真實(shí)性0.40 ([0.25, 0.55])0.35 ([0.22, 0.49])0.33 ([0.18, 0.47])-0.28 ([-0.43, -0.13])以自我控制為中介的間接效應(yīng)0.07 ([0.02, 0.14])0.08 ([0.03, 0.14])0.06 ([0.01, 0.12])-0.07 ([-0.14, -0.01])以真實(shí)性為中介的間接效應(yīng)0.21 ([0.13, 0.31])0.19 ([0.11, 0.28])0.17 ([0.08, 0.28])-0.15 ([-0.27, -0.06])以二者為中介的間接效應(yīng)0.04 ([0.02, 0.08])0.03 ([0.01, 0.07])0.03 ([0.01, 0.07 ])-0.03 ([-0.06, -0.01])間接效應(yīng)合計(jì)0.32 ([0.23, 0.42])0.30 ([0.22, 0.40])0.26 ([0.15, 0.38])-0.24 ([-0.38, -0.13])R20.200.440.340.450.360.29F17.68 (p < 0.001) 42.39 (p < 0.001) 21.64 (p < 0.001) 34.92 (p < 0.001) 24.10 (p < 0.001) 17.73 (p < 0.001)

注：括號(hào)內(nèi)為95%置信區(qū)間。性別：0 = 男, 1 = 女。

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穩(wěn)健性檢驗(yàn)：將被試對(duì)刷手機(jī)的喜愛(ài)度、平時(shí)刷手機(jī)的頻繁度、最近學(xué)習(xí)任務(wù)的忙碌度作為控制變量加入模型, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 所有路徑、所有因變量的間接效應(yīng)依然顯著。

6 總討論

研究結(jié)果支持假設(shè)1, 君子人格正向預(yù)測(cè)同時(shí)測(cè)量的心理健康和6個(gè)月后測(cè)量的自尊、核心自我評(píng)價(jià)、情感平衡, 并負(fù)向預(yù)測(cè)6個(gè)月后的心理癥狀。結(jié)果支持假設(shè)2, 君子人格正向預(yù)測(cè)特質(zhì)性自我控制和在情境中的自我控制決策(無(wú)論是實(shí)驗(yàn)給定情境還是被試真實(shí)生活情境)。結(jié)果支持假設(shè)3~4, 受到操縱的自我控制正向影響心理健康與真實(shí)性。結(jié)果支持假設(shè)5, 受到操縱的真實(shí)性正向影響心理健康。結(jié)果還以同時(shí)測(cè)量和跨時(shí)間點(diǎn)測(cè)量的方法支持假設(shè)6, 君子人格通過(guò)自我控制和真實(shí)性的鏈?zhǔn)街薪閷?duì)心理健康產(chǎn)生正向效應(yīng), 實(shí)驗(yàn)操縱結(jié)果也為此提供了間接證據(jù)。

總體而言, 君子人格水平較高的人, 更可能在生活中控制沖動(dòng)、抵制誘惑, 由此感到自己的行為與真實(shí)的自我更加一致與貫通、更少疏離或違背, 因此具有更加積極的心理狀態(tài)。

6.1 君子人格與心理健康

陳來(lái)(2017)指出, 從孔子到宋明, 無(wú)論學(xué)者還是公眾, 都會(huì)把追求君子理想當(dāng)作不言自明的真理, 但在今天, 人們很可能會(huì)問(wèn)：我為什么要成為君子。正如北宋理學(xué)家努力的方向是為儒家生活方式奠定哲學(xué)基礎(chǔ)(楊立華, 2017), 當(dāng)今儒家文化心理學(xué)研究者的努力方向也應(yīng)致力于運(yùn)用時(shí)代語(yǔ)言為其提供科學(xué)心理學(xué)的證據(jù)。本研究即沿此思路, 通過(guò)儒學(xué)學(xué)術(shù)論述的經(jīng)典命題構(gòu)建假設(shè)模型, 并運(yùn)用實(shí)證研究方法進(jìn)行考察, 是以心理學(xué)范式回答為何要成為君子的初步嘗試, 也接續(xù)了以往研究試圖發(fā)揮儒家思想在心理咨詢(景懷斌, 2007)和心理健康服務(wù)(羅鳴春 等, 2010)上的積極作用的努力。

研究發(fā)現(xiàn)了君子人格對(duì)心理健康的正向效應(yīng), 這一效應(yīng)至少可能存在兩種不同層面的理論意義。一方面, 以文化視角來(lái)理解, 文化-個(gè)體一致性模式認(rèn)為個(gè)體具備某種在其文化中更受重視的特質(zhì)時(shí)會(huì)更加幸福(Diener, 2012)。以君子人格為代表的孔子及儒學(xué)思想, 已經(jīng)成為民族生存發(fā)展所積累的文化-心理結(jié)構(gòu)(李澤厚, 1985), 因此具有與之契合的君子人格特質(zhì)的個(gè)體能夠更好地適應(yīng)社會(huì)。另一方面, 以人性視角來(lái)理解, 君子人格凝結(jié)著對(duì)人性普遍傾向和規(guī)律的洞察, 是一種具有普遍價(jià)值的心理規(guī)律, 正如楊立華(2015)所指出的那樣, 儒家本質(zhì)上是理性的生活態(tài)度、合道理的生活方式、符合人的本質(zhì)的生活道路。這一點(diǎn)需要更多的跨文化研究進(jìn)一步厘清。

6.2 自我控制的機(jī)制

研究發(fā)現(xiàn)了自我控制在君子人格對(duì)心理健康效應(yīng)中的中介作用, 這與以往關(guān)于自我控制的人格前因變量(鄧士昌, 高雋, 2015)和心理健康后果變量(Boals et al.2011)的研究發(fā)現(xiàn)具有一致性。究其原因, Dhar和Wertenbroch (2012)認(rèn)為, 自我控制、拒絕誘惑的決策能夠提供明確的積極自我信號(hào)。楊立華(2018)指出, 節(jié)制是心靈主動(dòng)性具體實(shí)現(xiàn)的必要條件, “克己”和與之相輔相成的“由己”, 是從不同的方面對(duì)心靈被動(dòng)性要素的駕馭, 避免個(gè)體在逐物的過(guò)程中陷入被動(dòng)狀態(tài), 而這種心靈主動(dòng)性則是成德的關(guān)鍵; Ryff ( 1989)與Deci和Ryan (2000)在概括與積極心理有關(guān)的人類基本心理需求時(shí), 也都包含了對(duì)自主性的強(qiáng)調(diào)。楊立華(2019a)進(jìn)一步指出, “知止”精神塑造了中國(guó)文明的基本特征, 在所欲求對(duì)象前克制自己, 反映了內(nèi)在精神強(qiáng)度, 如《老子》“自勝者強(qiáng)”。

6.3 真實(shí)性的機(jī)制

研究發(fā)現(xiàn)了真實(shí)性在君子人格對(duì)心理健康效應(yīng)中的中介作用, 這與以往研究發(fā)現(xiàn)(Thomaes et al.2017; Sutton, 2020)具有一致性。人本主義和存在主義心理學(xué)認(rèn)為, 真實(shí)性是促進(jìn)幸福、遠(yuǎn)離心理問(wèn)題的重要因素(劉群英 等, 2009); Sheldon等人(1997)認(rèn)為真實(shí)性是人格組織功能良好的指標(biāo); 積極心理學(xué)也將真實(shí)性視作人類基本力量之一(Park et al.2004)。楊立華(2015)指出, 仁者能夠幸福的原因在于對(duì)自我存在的真切感受, 真正知道自己是誰(shuí)、從哪兒來(lái), 知道自己人生的意義和價(jià)值, 同時(shí)也能夠真切地感受到他人。正是基于對(duì)這種人性規(guī)律的洞察, 儒學(xué)對(duì)“誠(chéng)”有特別的強(qiáng)調(diào), 例如《中庸》“君子誠(chéng)之為貴”。

6.4 局限與未來(lái)方向

本研究存在一些局限。君子人格的測(cè)量量表雖然取材于《論語(yǔ)》, 但可能在一定程度上存在著古今文化變遷導(dǎo)致的意義偏移。由于君子人格在各項(xiàng)研究中都是測(cè)量變量, 因此其與心理健康的關(guān)系在很大程度上仍是相關(guān)性的。自我控制與真實(shí)性主要采用現(xiàn)成量表進(jìn)行測(cè)量, 盡管便于理解君子人格與已有許多信效度證據(jù)的心理變量之間的關(guān)系, 但它們與中國(guó)哲學(xué)語(yǔ)境中的對(duì)應(yīng)概念顯然很難做到完全等價(jià)。研究中受測(cè)量的概念在一定程度上涉及價(jià)值判斷, 可能受到了社會(huì)贊許性的影響, 僅研究1對(duì)此做了控制。研究中的操縱為心理健康所帶來(lái)的變動(dòng)是暫時(shí)的還是持久的, 需要更多的研究進(jìn)一步驗(yàn)證。此外, 主要采用方便取樣的抽樣方法, 在樣本選取上可能存在偏差。研究中的鏈?zhǔn)街薪榇蟛糠謱儆诓糠种薪樽饔? 即君子人格與心理健康關(guān)系還存在其他內(nèi)在機(jī)制, 未來(lái)研究還須繼續(xù)探明。

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Trait self-control is related to a number of positive outcomes, including mental health, interpersonal success, academic success and health-related behaviours. This study sought to explore the relationships between self-control, reports of mental and physical health symptoms and coping styles. The results revealed that higher self-control was related to fewer mental and physical health symptoms and less avoidance coping. There was not a significant relationship between self-control and problem-focused or emotion-focused coping styles. Further, the relationships between self-control and mental and physical health outcomes were partially mediated by avoidance coping style. Specifically, the data suggest lower self-control is associated with unhealthy coping strategies (avoidance coping), which in turn are associated with worse mental health outcomes and greater reports of physical health symptoms. Thus lower trait self-control can serve as an indicator, suggesting circumstances in which individuals' tendencies to engage in unhealthy coping strategies are increased. These findings add to a growing body of literature underscoring the importance of trait self-control.

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Recent findings on subjective well-being (SWB) are presented, and I describe the important questions for future research that these raise. Worldwide predictors of SWB such as social support and fulfillment of basic needs have been uncovered, and there are large differences in SWB between societies. A number of culture-specific predictors of SWB have also been found. Research on social comparison suggests that a world standard for a desirable income has developed. New findings on adaptation indicate that habituation to conditions is not always complete and that circumstances in some cases can have a large and lasting effect on SWB. An important finding is that high SWB benefits health, longevity, citizenship, and social relationships. Because of the benefits of SWB as well as the strong effects societal conditions can have on it, I proposed national accounts of SWB, which are now being seriously considered by nations. Finally, I review advances in methodology that are needed to move beyond conclusions based on simple cross-sectional correlations based on global self-report scales. Each of the findings raises new and important questions for future research.

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運(yùn)用問(wèn)卷法以553名大學(xué)生為研究對(duì)象探討了自立人格、自我效能和自我控制三者之間的關(guān)系。研究結(jié)果顯示：（1）自立、自我效能和自我控制三者兩兩之間相關(guān)非常顯著；除人際開(kāi)放外，自立的其他特質(zhì)都與自我效能呈顯著相關(guān)；自我效能與自我控制的六個(gè)維度也呈顯著的相關(guān)；自立的各種特質(zhì)與自我控制都有顯著的相關(guān)。（2）自我效能在個(gè)人獨(dú)立和個(gè)人靈活對(duì)自我控制的影響中起著完全中介的作用，在個(gè)人開(kāi)放、人際靈活和人際獨(dú)立對(duì)自我控制的影響中起著部分中介的作用。

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OBJECTIVE: We propose that the experience of state authenticity-the subjective sense of being one's true self-ought to be considered separately from trait authenticity as well as from prescriptions regarding what should make people feel authentic. METHODS: In Study 1 (N = 104), online participants rated the frequency of and motivation for experiences of authenticity and inauthenticity. Studies 2 (N = 268) and 3 (N = 93) asked (local or online, respectively) participants to describe their experiences of authenticity or inauthenticity. Participants in Studies 1 and 2 also completed measures of trait authenticity, and participants in Study 3 rated their experience with respect to several phenomenological dimensions. RESULTS: Study 1 demonstrated that people are motivated to experience state authenticity and avoid inauthenticity and that such experiences are common, regardless of one's degree of trait authenticity. Coding of Study 2's narratives identified the emotions accompanying and needs fulfilled in each state. Trait authenticity generally did not qualify the nature of (in)authentic experiences. Study 3 corroborated the results of Study 2 and further revealed positive mood and nostalgia as consequences of reflecting on experiences of authenticity. CONCLUSIONS: We discuss implications of these findings for conceptualizations of authenticity and the self.

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The authors propose that experiments that utilize mediational analyses as suggested by R. M. Baron and D. A. Kenny (1986) are overused and sometimes improperly held up as necessary for a good social psychological paper. The authors argue that when it is easy to manipulate and measure a proposed psychological process that a series of experiments that demonstrates the proposed causal chain is superior. They further argue that when it is easy to manipulate a proposed psychological process but difficult to measure it that designs that examine underlying process by utilizing moderation can be effective. It is only when measurement of a proposed psychological process is easy and manipulation of it is difficult that designs that rely on mediational analyses should be preferred, and even in these situations careful consideration should be given to the limiting factors of such designs.

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The authors tested a theoretical model of how self-control constructs are related to psychological symptomatology and variables that predispose to involvement versus noninvolvement in substance use: willingness to use, affiliation with peers who use, and efficacy for resisting use. Data were obtained from a sample of 332 children (mean age = 9.3 years) who were interviewed in households. Structural equation modeling showed that good self-control was related to more positive well-being and less externalizing symptomatology, whereas poor self-control was related to more externalizing and to more internalizing symptomatology. Externalizing had paths to willingness and peer use, well-being had inverse paths to these variables, and poor self-control had a direct effect to lower resistance efficacy. Multiple-group analyses indicated gender differences in paths from symptomatology to predisposing factors. Implications for understanding vulnerability to substance use are discussed.

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