1 問題的提出

積極心理學興起20年來, 人們對心理健康有了更為全面的認識。正如Seligman (2002)所指出的, 心理健康研究不應止步于擺脫心理問題, 還應放眼于各種積極品質(zhì)和積極力量。在中國哲學傳統(tǒng)中, 君子人格與積極心理狀態(tài)的關系一直是重要的學術課題, 孔子曾提出“君子不憂不懼”、孟子曾提出“君子有三樂”, 這些命題受到后世學者的廣泛探討。為什么君子具有更積極的心理狀態(tài)?程子采用“克己”和“誠”來解釋君子人格與積極心理狀態(tài)關系的內(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, 對后世產(chǎn)生深遠影響。這些重要的本土心理學課題目前鮮有實證研究的參與, 本研究將在這些經(jīng)典哲學論述的基礎上梳理儒學論述人格特質(zhì)與心理健康關系及其內(nèi)在機制的脈絡, 并運用現(xiàn)代實證心理學的研究范式進行驗證, 以期為積極心理學研究提供源于中國本土學術傳統(tǒng)的新視角。

1.1 君子人格與心理健康

君子人格是指中國文化(尤其是儒學思想)中理想的人格特質(zhì)。在孔子哲學中, 君子人格具有非常明確的意涵描述與行為表現(xiàn)。Ge (2020b)通過實證分析《論語》中孔子對君子的論述, 發(fā)現(xiàn)君子人格包含5個維度, 即智仁勇、恭而有禮、喻義懷德、有所不為、持己無爭。研究者還通過實證研究對君子人格與其他人格結(jié)構或心理概念的差異進行了驗證, 他們發(fā)現(xiàn), 君子人格與大五人格、中國人價值觀、合作人格傾向、親社會傾向等雖存在關聯(lián), 但是是完全不同的獨特概念, 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、效標關聯(lián)效度等(葛梟語, 侯玉波, 2019)。

在儒學論述中, 君子人格與心理健康有著密切關系?？鬃犹岢觥熬硬粦n不懼”和“君子坦蕩蕩, 小人長戚戚”的論斷; 晁說之進一步指出“不憂不懼, 由乎德全而無疵” (朱熹,2011); 湯一介(2009)也曾指出, 儒家特別重視個人自我身心內(nèi)外的和諧?？梢钥吹? 作為儒學理想人格, 君子被學者普遍認為具有更少負性情感、更多心理和諧與積極狀態(tài)。這些論斷得到了一些實證研究的支持, 景懷斌(2006)發(fā)現(xiàn)儒家式應對方式的挫折內(nèi)在樂觀性和人的責任性維度可以預測更少的焦慮抑郁、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, 侯玉波, 2019)、人際關系滿意度(Ge, 2020b)、自我效能感(朱呈呈 等, 2019)存在正向關聯(lián)。據(jù)此, 提出假設1：君子人格對心理健康存在正向效應。

1.2 自我控制在君子人格與心理健康關系中的角色

在解釋君子與積極心理狀態(tài)關系(“君子有三樂”)的內(nèi)在機制時, 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系的中介因素。對于“克己”的含義, 何晏認為是約身、規(guī)約自己, 邢昺認為是勝去嗜欲(杜維明,2014); 朱熹則指出“克, 勝也; 己, 謂身之私欲也” (朱熹,2011)。這與心理學中的“自我控制(self-control)”有相通之處, 其定義是控制沖動以抵制誘惑、保護有價值的目標的能力(Touré-Tillery & Fishbach,2015)。

一些論述和實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、盡責性(葛梟語, 侯玉波,2019)、自我效能感(朱呈呈 等, 2019)存在正向關聯(lián), 并能正向預測內(nèi)部歸因(Ge, 2020b); 而研究者還發(fā)現(xiàn)了隨和性、盡責性與自我控制(鄧士昌, 高雋, 2015; 司徒巧敏, 2017)、與抵制誘惑有關(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聯(lián)。據(jù)此, 提出假設2：君子人格對自我控制存在正向效應。

孔子指出：“克己復禮為仁?！标P于“仁”的含義, 朱熹認為是指“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有關。關于達到這種狀態(tài)的條件, 孔子提出“非禮勿視, 非禮勿聽, 非禮勿言, 非禮勿動”, 朱熹認為“非禮者, 己之私也”, 也就是說, 應當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, 其天機淺”; 《荀子》和《禮記·樂記》也主張“以道制欲, 則樂而不亂; 以欲忘道, 則惑而不樂”; 嵇康認為“蝎盛則木朽, 欲勝則身枯”?？梢钥吹? 要想復歸“心之全德”, 須控制沖動、抵制私欲。許多實證研究也發(fā)現(xiàn)了自我控制對心理健康的積極作用, 例如自我控制可以正向預測身心健康(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), 負向預測內(nèi)化與外化癥狀(Wills et al.2007)、網(wǎng)絡成癮(Song & Park, 2019), 在青少年期的自我控制還能夠負向預測中年期的類精神病體驗(Nishida et al.2014)。自我控制與心理健康和生活滿意的正向關聯(lián)在中國被試中也得到證實(譚樹華, 郭永玉, 2008)。據(jù)此, 提出假設3：自我控制對心理健康存在正向效應。

綜上, 我們預期, 君子人格水平更高的個體, 更易控制自我、抵制誘惑、保護有價值的目標, 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心理健康的正向效應中起到中介作用。盡管沒有直接的實證證據(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人際關系滿意度的正向效應中起到中介作用。

1.3 真實性在自我控制與心理健康關系中的角色

在解釋自我控制與積極心理狀態(tài)關系(“克己復禮為仁”)的內(nèi)在機制時, 程子指出了“誠”在其中的作用, “克己復禮, 久而誠矣” (朱熹,2011), 這提示我們真實性可能是自我控制與心理健康關系的中介因素。在儒學中, “誠”一直受到重視, 例如《中庸》曾提出“誠者, 天之道也; 誠之者, 人之道也”。對于“誠”的含義, 朱熹認為是“實”, 即“真實無妄”; 王船山也曾以“實”來釋“誠”。真實性(authenticity)在心理學中同樣是受到關注的課題, 其定義是與真實的自我保持一致的感覺(Kokkoris et al.2019)。自我決定理論認為, 當人們的行為反映了真實自我或核心自我時, 他們是真實的(Deci & Ryan, 2002); 這與王陽明以“知行合一”作為《大學》“誠意”的重心(楊立華,2019b)具有相通之處。

一些論述和實證研究指明了自我控制與真實性的聯(lián)系。周敦頤在《通書》中指出：“寂然不動者, 誠也”, 沒有分外的主動的欲求則“誠” (楊立華,2019b); 程子也曾指出“閑邪則誠自存”, 克服邪妄則“誠” (楊立華,2019b)。Kokkoris等人(2019)發(fā)現(xiàn), 對于理性的人來說, 自評的自我控制正向預測真實性, 通過操縱而誘發(fā)自我控制能夠提升真實性。研究者認為, 自主性與勝任感(Sheldon et al.2001)、真實自我與理想自我的更大重疊(Lenton et al.2013)能夠帶來真實性, 這提示我們, 當一個人踐行了受到社會文化普遍贊許的自我控制時, 其更可能感受到自己保持了與真實自我的一致性。據(jù)此, 提出假設4：自我控制對真實性存在正向效應。

對于真實性與心理健康的關系, 《孟子·盡心》指出“反身而誠, 樂莫大焉”, 《朱子語類》也曾指出“‘君子坦蕩蕩’, 只是意誠”。許多實證研究證實了真實性對心理健康的積極作用, 例如真實性可以正向預測幸福(Thomaeset al.2017; Sutton, 2020)、生命意義感(Schlegel et al.2009)、自尊(Kernis & Goldman, 2006), 并通過正念影響主觀幸福(Zheng et al.2020)。據(jù)此, 提出假設5：真實性對心理健康存在正向效應。

綜上, 我們預期, 自我控制水平更高的個體, 更易感受到真實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), 即真實性在自我控制對心理健康的正向效應中起到中介作用。盡管沒有直接的實證證據(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), 對于理性的人來說, 自我控制的決策通過真實性的中介作用對決策滿意度產(chǎn)生積極影響。

1.4 整體假設模型

綜合以上梳理, 可以看到, 儒家哲學體系不僅提出了對于君子人格與心理健康關系的洞察, 還提供了用以解釋其內(nèi)在機制的一套系統(tǒng)理論。首先, 程子在解釋“君子有三樂”時指出“人能克己, 則仰不愧, 俯不怍”, 嵇康也曾提出“君子識智以無恒傷生, 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“克己復禮為仁”時指出“克己復禮, 久而誠矣”, 自我控制之所以帶來積極心理狀態(tài), 真實性起到中介作用。再次, 《大學》指出“富潤屋, 德潤身, 心廣體胖, 故君子必誠其意”, 君子之所以有積極心理狀態(tài), 真實性起到中介作用。最后, 《朱子語類》中朱熹在回答他人對《大學》此句的提問時指出“無愧怍, 是無物欲之蔽, 所以能廣大”, 也就是說, 君子之所以有積極心理狀態(tài), 是因為其能夠更好地控制自己的欲望, 從而使自己感受到外在的行為契合了內(nèi)心中的真實自我, 因此具有健康舒泰的心理狀態(tài)。據(jù)此, 提出假設6 (如圖1)：君子人格通過自我控制與真實性的鏈式中介作用對心理健康產(chǎn)生正向效應。

圖1

需要說明的是, 在假設6中, 包含了一對未在前文中進行詳細論述的關系, 即君子人格對真實性的效應, 對此的預期同樣是以儒家哲學的理論基礎為支撐的, 例如《大學》“君子必誠其意”、《中庸》“君子誠之為貴”、《荀子·不茍》“誠者, 君子之所守也”“君子養(yǎng)心莫善于誠”。

本研究通過多種方法, 驗證假設1~6。研究1采用自評問卷, 研究2采用情景模擬法對自我控制進行操縱, 研究3采用回憶啟動法對真實性進行操縱, 研究4采用跨時間點的測量方法。

2 研究1：橫斷的自評問卷研究

2.1 方法

通過問卷星網(wǎng)站的樣本服務進行問卷發(fā)放, 共回收253個樣本, 剔除胡亂填答的樣本(如答錯探測試題)后, 剩余有效樣本207個。其中, 女性占48.3%, 平均年齡33.0歲(SD = 8.0)。根據(jù)G*Power的計算, 該樣本量在α = 0.05且power = 0.80的情況下能夠查明的效應量f2 = 0.04。

君子人格：采用《孔子思想中的君子人格量表》(葛梟語, 2020a; Ge, 2020b), 共30個條目(內(nèi)部一致性信度α = 0.84), 7點計分, 由被試根據(jù)描述性語句(例如“進行抉擇時, 相較于權衡利益, 我更擅長以道義的視角去評判”)符合自己的程度進行打分, “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(譚樹華, 郭永玉, 2008), 共19個條目(α = 0.73), 包含沖動控制、健康習慣、抵制誘惑、專注工作、節(jié)制娛樂5個維度, 5點計分。

真實性：采用《真實性量表》 (Wood et al.2008), 由心理學專業(yè)研究者進行翻譯, 并經(jīng)過英語專業(yè)和心理學專業(yè)研究者的多次翻譯-回譯程序。共12個條目(α = 0.79), 包含自我疏離、真實性生活和接受外部影響3個維度, 7點計分。

心理健康：采用《自測健康評定量表(SRHMS)修訂版》 (許軍 等, 2003)的心理健康和社會健康分量表, 共27個條目(α = 0.98), 包含正向情緒、心理癥狀與負向情緒、認知功能、角色活動與社會適應、社會資源與社會接觸、社會支持6個維度, 11點計分(0~10分)。

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

填答完畢后, 被試還被要求報告性別、年齡、學歷等人口統(tǒng)計學信息。

2.2 結(jié)果與討論

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

描述統(tǒng)計與相關分析：結(jié)果見表1。年齡與君子人格、學歷與君子人格和自我控制顯著相關, 后續(xù)回歸分析將作為控制變量; 性別與所關注的4個變量沒有顯著相關。

表1  研究1各變量的平均值、標準差及相關關系(N = 207)

變量MSD12345671.性別0.480.502.年齡32.967.97-0.073.最高學歷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、學歷的情況下, 君子人格顯著地正向預測心理健康, 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, 以自我控制和真實性為鏈式中介變量, 以年齡、學歷為控制變量, 路徑系數(shù)結(jié)果如圖2所示。整個回歸方程顯著, R2 = 0.30, F (5, 201) = 16.84, p < 0.001。用Bootstrap抽樣的方法對中介效應進行檢驗, 結(jié)果表明, 以自我控制為中介變量的路徑間接效應為0.10 (95% CI = [0.03, 0.19]), 以真實性為中介變量的路徑間接效應為0.05 (95% CI = [0.01, 0.12]), 以自我控制與真實性為中介變量的路徑間接效應為0.03 (95% CI = [0.01, 0.07]), 所有間接效應合計0.18 (95% CI = [0.09, 0.31]), 自我控制與真實性在君子人格對心理健康的正向效應中的鏈式中介作用成立。這一結(jié)果支持了假設6。

圖2

圖2  自我控制與真實性在君子人格對心理健康效應中的鏈式中介作用(研究1)

將社會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。總效應為0.36 (p < 0.001), 直接效應為0.22 ( p = 0.002), 間接效應分別為0.07 (95% CI = [0.02, 0.15])、0.04 (95% CI = [0.01, 0.10])、0.02 (95% CI = [0.01, 0.05]), 所有間接效應合計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初步驗證了假設, 但由于對所有變量都采用了自評問卷測量的方法, 難以避免共同方法偏差問題, 也無法厘清因果關系。研究2采用情境模擬法(Kokkoris et al.2019)對自我控制進行操縱, 以期完成以下兩個方面的目的：(1)進一步驗證假設3和假設4, 為自我控制對真實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成立, 那么可以推論, 當中介變量被控制后, 自變量(君子人格)對因變量(真實性、心理健康)的正向效應將顯著減弱, 研究1已經(jīng)通過統(tǒng)計法控制中介變量而驗證了這一點, 研究2將采用實驗操縱法來控制中介變量, 以進一步驗證該推論(Spencer et al.2005)。

3.1 方法

通過問卷星網(wǎng)站的樣本服務進行問卷發(fā)放, 共回收611個樣本, 剔除胡亂填答的樣本(如答錯探測試題等)后, 剩余有效樣本425個。其中, 女性占55.8%, 平均年齡30.2歲(SD = 7.4)。被試被隨機分成4組, 其中蛋糕情境自控組114人、蛋糕情境對照組96人、毛衣情境自控組106人、毛衣情境對照組109人。根據(jù)G*Power的計算, 該樣本量在α = 0.05且power = 0.80的情況下能夠查明的效應量f2 = 0.019。

被試首先填寫君子人格的測量問卷(同研究1, α = 0.87)。

通過問卷星網(wǎng)站的隨機情景功能, 將被試隨機分配到4個條件中的一個。在蛋糕情境中, 被試想像自己在商場中遇到最愛的草莓芝士蛋糕, 但最近正在減肥; 在毛衣情境中, 被試想像自己在商場中遇到好看的時尚毛衣, 但最近正在攢錢。情境材料翻譯自Kokkoris等人(2019)的研究, 字數(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, 沒有購買蛋糕或毛衣; 而對照組被試最終“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, 填寫真實性和心理健康的測量問卷。其中, 真實性采用Kokkoris等人(2019)的測量量表, 共7個條目(α = 0.81), 7點計分; 心理健康的測量同研究1(α = 0.91)。

然后, 在下一頁面, 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買的物品名稱, 以驗證被試閱讀并理解了材料內(nèi)容。為了驗證情境材料確實操縱了自我控制, 所有被試都被要求報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點計分。最后, 被試報告性別、年齡、學歷等人口統(tǒng)計學信息; 并填寫自己對甜食(或毛衣)的喜愛度、購買甜食(或毛衣)的頻繁度、對草莓芝士蛋糕(或時尚)的興趣度、最近正在節(jié)食(或攢錢), 每項均為7點計分, 以作為控制變量。

3.2 結(jié)果與討論

結(jié)果表明, 對自我控制的操縱是成功的, 自控組的決策(M = 6.10, SD = 1.00)被認為比對照組的決策(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(草莓芝士蛋糕或時尚毛衣)沒有顯著影響, 不同情境的自我控制操縱核查(t (423) = -0.52, p = 0.607)、真實性(t (423) = 0.85, p = 0.397)、心理健康(t (423) = 0.34, p = 0.731)均無顯著差異。

自控組的心理健康(M = 184.35, SD = 29.65)顯著高于對照組(M = 175.24, SD = 34.49), t (423) = -2.93, p = 0.004, Cohen’sd = -0.28; 自控組的真實性(M = 39.95, SD = 6.47)顯著高于對照組(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, 心理健康與真實性顯著增強, 這些結(jié)果分別支持了假設3和假設4。

以真實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真實性存在顯著的交互效應(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), 簡單斜率分析表明, 未被操縱的被試(即對照組), 其君子人格對真實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), 其君子人格對真實性的正向效應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, 君子人格對真實性和心理健康的效應減弱(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心理健康存在顯著的交互效應(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), 簡單斜率分析表明, 未被操縱的被試(即對照組), 其君子人格對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), 其君子人格對心理健康的正向效應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), 君子人格對真實性和心理健康存在顯著的正向效應; 而在被試的自我控制水平受到人為控制后, 君子人格對真實性和心理健康的正向效應均顯著減弱。這些結(jié)果符合自我控制作為內(nèi)在機制的假設的推論, 為該假設提供了間接的證據(jù)。

以君子人格、自我控制、情境(蛋糕或毛衣)及其二重、三重交互項為自變量, 對真實性進行分層回歸分析, 結(jié)果表明, 情境差異與君子人格的交互項(β = 0.07,p = 0.110)、與自我控制的交互項(β = 0.05,p = 0.232)、三重交互項(β = 0.05,p = 0.285)均無顯著效應。類似地, 對心理健康進行分層回歸分析, 結(jié)果表明, 情境差異與君子人格的交互項(β = 0.04,p = 0.312)、與自我控制的交互項(β = 0.07,p = 0.102)、三重交互項(β = 0.03,p = 0.424)均無顯著效應。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、學歷、對甜食或毛衣的喜愛度、購買甜食或毛衣的頻繁度、對草莓芝士蛋糕或時尚的興趣度、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真實性效應中的調(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心理健康效應中的調(diào)節(jié)作用依然顯著(β = -0.12,p = 0.005)。

4 研究3：采用回憶啟動法操縱真實性

研究3在研究2的基礎上進一步推進, 主要不同在于：其一, 研究2對自我控制進行了情景模擬操縱, 盡管有助于厘清因果關系, 但其對于現(xiàn)實生活的參考價值有待驗證, 因此, 研究3將采用被試自主回憶真實生活案例的方式(Kokkoris et al.2019)對自我控制進行測量, 以增強結(jié)論的外部效度。在此基礎上, 進一步驗證假設2。其二, 研究3將采用回憶啟動法對真實性進行操縱, 以期完成以下兩個方面的目的：(1)進一步驗證假設5, 為真實性對心理健康的影響提供因果證據(jù); (2)類似于研究2, 采用實驗操縱法來控制中介變量, 為真實性在自變量(君子人格、自我控制)對因變量(心理健康)的正向效應中所起的中介作用提供間接證據(jù)。其三, 研究3采用另一種測量方法對心理健康進行測量, 以驗證效應的穩(wěn)健性。

4.1 方法

通過問卷星網(wǎng)站的樣本服務進行問卷發(fā)放, 共回收500個樣本, 剔除胡亂填答的樣本(如答錯探測試題等)后, 剩余有效樣本317個。其中, 女性占60.3%, 平均年齡30.0歲(SD = 7.4)。被試被隨機分成2組, 其中對照組156人、真實組161人。根據(jù)G*Power的計算, 該樣本量在α = 0.05且power = 0.80的情況下能夠查明的效應量f2 = 0.025。

被試首先填寫君子人格的測量問卷(同研究1, α = 0.86)。

然后, 被試被要求花30秒回憶自己真實生活中所面臨的自我控制沖突案例, 即想做的某件事與個人目標之間存在沖突。為了讓被試更準確理解, 指導語舉了幾個例子進行說明。指導語改編自Kokkoris等人(2019)的研究, 字數(shù)為196字。隨后, 被試被要求報告該案例發(fā)生的地點(文字表述)、時間(5點計分, 從“三天內(nèi)”到“半年之前”)、想做的事情(文字表述)、與之沖突的個人目標(文字表述)、最終的決策(做了或沒做想做的事)、做出決策后的心情(5點計分, 從“非常差”到“非常好”)、平時對該事的興趣度(5點計分)、回憶難度(5點計分)。

接著, 通過問卷星網(wǎng)站的隨機情景功能, 將被試隨機分配到2個條件中的一個。真實組被試被要求回憶最近一件感到“真實做自己”的事; 對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節(jié)。

被試填寫完畢后點擊進入下一頁面, 填寫心理健康的測量問卷。采用的是《生活質(zhì)量綜合評定問卷(GQOLI-74)》(李凌江, 楊德森, 2001)的心理功能和社會功能分量表, 共40個條目(α = 0.90), 包含精神緊張度、負性情感、正性情感、認知功能、自尊、社會支持、人際交往能力、工作與學習、業(yè)余娛樂、婚姻與家庭10個維度, 5點計分。

為了驗證真實生活案例中的自我控制決策確實反映了自我控制水平, 被試需要報告自己所做的決策在多大程度上反映了自我控制, 7點計分。為了驗證回憶啟動法確實操縱了真實性水平, 所有被試都被要求填寫真實性操縱核查量表(同研究2, α = 0.83)。最后, 被試報告性別、年齡、學歷等人口統(tǒng)計學信息。

4.2 結(jié)果與討論

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

對自我控制的測量是有效的, 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個標準差, 被試在自主回憶的真實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生活中做出自我控制決策, 這一結(jié)果支持了假設2。

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

以心理健康為因變量考察君子人格和真實性的交互作用, 結(jié)果表明, 君子人格和真實性對心理健康存在顯著的交互效應(β = -0.14,p = 0.005), 君子人格(β = 0.47,p < 0.001)與真實性(β = 0.25, p < 0.001)的主效應顯著, 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), 簡單斜率分析表明, 未被操縱的被試(即對照組), 其君子人格對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]; 真實性水平因受到操縱而被控制在高水平的被試(即真實組), 其君子人格對心理健康的正向效應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  人為控制真實性后, 君子人格與自我控制對心理健康的效應減弱(研究3)

以心理健康為因變量考察自我控制和真實性的交互作用, 結(jié)果表明, 自我控制和真實性對心理健康存在顯著的交互效應(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)與真實性(F (1, 313) = 27.27, p < 0.001, 偏η 2 = 0.08)的主效應顯著。如圖4(b), 簡單效應分析表明, 未被操縱的被試(即對照組), 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]; 真實性水平因受到操縱而被控制在高水平的被試(即真實組), 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(即真實性未受操縱), 君子人格和自我控制對心理健康存在顯著的正向效應; 而在被試的真實性水平受到人為控制后, 君子人格和自我控制對心理健康的正向效應均顯著減弱。這些結(jié)果符合真實性作為內(nèi)在機制的假設的推論, 為該假設提供了間接的證據(jù)。

將被試的性別、年齡、學歷、自控案例發(fā)生時間、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), 真實性在君子人格對心理健康效應中的調(diào)節(jié)作用依然顯著(β = -0.12,p = 0.013), 真實性在自我控制對心理健康效應中的調(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：跨時間點的自評問卷研究

前3個研究以多種方法為假設1~6提供了證據(jù), 但都屬于橫斷研究; 研究4將采用跨時間點的測量方法, 以進一步減輕共同方法偏差問題。此外, 越來越多的研究者指出, 心理健康不應僅指沒有心理癥狀, 還應指個體擁有那些有助于勝任工作、適應社會與幸福生活的積極力量和品質(zhì)(Seligman, 2002), 為契合這一趨勢, 研究4將增加自尊、核心自我評價、情感平衡作為因變量指標, 以更為全面地反映心理健康的多面性。

5.1 方法

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

招募的被試在最初即被告知4次測量的時間安排, 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, 被試還被要求報告性別、年齡、學歷等人口統(tǒng)計學信息。

第二階段(第一階段2個月后), 自我控制：被試想像自己今晚打算學習, 以準備即將到來的重要考試, 但手機上有自己非常想做的事情, 因此非常猶豫是否刷手機。被試根據(jù)自己的真實情況在7點量表上對自己做出不刷手機決策的可能性進行評分, 分數(shù)越高代表自我控制水平越高。為驗證這一決策確實反映了自我控制水平, 被試需要報告自己所做的決策在多大程度上反映了自我控制, 7點計分。作為控制變量, 被試還須報告對刷手機的喜愛度、平時刷手機的頻繁度、最近學習任務的忙碌度, 每項均為5點計分。

第三階段(第一階段4個月后), 真實性：采用《個體真實性問卷》(劉群英, 2010), 共22個條目(α = 0.79), 包含清晰性、一致性、接納性、真誠性4個維度, 4點計分。

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

5.2 結(jié)果與討論

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

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

表2  研究4各變量的平均值、標準差及相關關系(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.核心自我評價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測6個月后的自尊(β = 0.33,p < 0.001)、核心自我評價(β = 0.43, p < 0.001)、情感平衡(β = 0.43, p < 0.001), 負向預測心理癥狀(β = -0.35, p < 0.001)。這一結(jié)果以跨時間點的測量方法支持了假設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、核心自我評價、情感平衡、心理癥狀為因變量, 以自我控制和真實性為鏈式中介變量, 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抽樣的方法對中介效應進行檢驗, 結(jié)果表明, 無論以自我控制、真實性或二者為中介變量的路徑, 無論以自尊、核心自我評價、情感平衡或心理癥狀為因變量, 間接效應均達到顯著水平(效應值見表3)。自我控制與真實性在君子人格對心理健康的正向效應中的鏈式中介作用成立。這一結(jié)果以跨時間點的測量方法支持了假設6。

表3  自我控制與真實性在君子人格對心理健康效應中的鏈式中介作用(研究4)

自變量以自我控制為
因變量 以真實性為
因變量 以自尊為
因變量 以核心自我評價為
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])以真實性為中介的間接效應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])間接效應合計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：將被試對刷手機的喜愛度、平時刷手機的頻繁度、最近學習任務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依然顯著。

6 總討論

研究結(jié)果支持假設1, 君子人格正向預測同時測量的心理健康和6個月后測量的自尊、核心自我評價、情感平衡, 并負向預測6個月后的心理癥狀。結(jié)果支持假設2, 君子人格正向預測特質(zhì)性自我控制和在情境中的自我控制決策(無論是實驗給定情境還是被試真實生活情境)。結(jié)果支持假設3~4, 受到操縱的自我控制正向影響心理健康與真實性。結(jié)果支持假設5, 受到操縱的真實性正向影響心理健康。結(jié)果還以同時測量和跨時間點測量的方法支持假設6, 君子人格通過自我控制和真實性的鏈式中介對心理健康產(chǎn)生正向效應, 實驗操縱結(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、抵制誘惑, 由此感到自己的行為與真實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(2017)指出, 從孔子到宋明, 無論學者還是公眾, 都會把追求君子理想當作不言自明的真理, 但在今天, 人們很可能會問：我為什么要成為君子。正如北宋理學家努力的方向是為儒家生活方式奠定哲學基礎(楊立華, 2017), 當今儒家文化心理學研究者的努力方向也應致力于運用時代語言為其提供科學心理學的證據(jù)。本研究即沿此思路, 通過儒學學術論述的經(jīng)典命題構建假設模型, 并運用實證研究方法進行考察, 是以心理學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(羅鳴春 等, 2010)上的積極作用的努力。

研究發(fā)現(xiàn)了君子人格對心理健康的正向效應, 這一效應至少可能存在兩種不同層面的理論意義。一方面, 以文化視角來理解, 文化-個體一致性模式認為個體具備某種在其文化中更受重視的特質(zhì)時會更加幸福(Diener, 2012)。以君子人格為代表的孔子及儒學思想, 已經(jīng)成為民族生存發(fā)展所積累的文化-心理結(jié)構(李澤厚, 1985), 因此具有與之契合的君子人格特質(zhì)的個體能夠更好地適應社會。另一方面, 以人性視角來理解, 君子人格凝結(jié)著對人性普遍傾向和規(guī)律的洞察, 是一種具有普遍價值的心理規(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。這一點需要更多的跨文化研究進一步厘清。

6.2 自我控制的機制

研究發(fā)現(xiàn)了自我控制在君子人格對心理健康效應中的中介作用, 這與以往關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。楊立華(2018)指出, 節(jié)制是心靈主動性具體實現(xiàn)的必要條件, “克己”和與之相輔相成的“由己”, 是從不同的方面對心靈被動性要素的駕馭, 避免個體在逐物的過程中陷入被動狀態(tài), 而這種心靈主動性則是成德的關鍵; Ryff ( 1989)與Deci和Ryan (2000)在概括與積極心理有關的人類基本心理需求時, 也都包含了對自主性的強調(diào)。楊立華(2019a)進一步指出, “知止”精神塑造了中國文明的基本特征, 在所欲求對象前克制自己, 反映了內(nèi)在精神強度, 如《老子》“自勝者強”。

6.3 真實性的機制

研究發(fā)現(xiàn)了真實性在君子人格對心理健康效應中的中介作用, 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認為, 真實性是促進幸福、遠離心理問題的重要因素(劉群英 等, 2009); Sheldon等人(1997)認為真實性是人格組織功能良好的指標; 積極心理學也將真實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自我存在的真切感受, 真正知道自己是誰、從哪兒來, 知道自己人生的意義和價值, 同時也能夠真切地感受到他人。正是基于對這種人性規(guī)律的洞察, 儒學對“誠”有特別的強調(diào), 例如《中庸》“君子誠之為貴”。

6.4 局限與未來方向

本研究存在一些局限。君子人格的測量量表雖然取材于《論語》, 但可能在一定程度上存在著古今文化變遷導致的意義偏移。由于君子人格在各項研究中都是測量變量, 因此其與心理健康的關系在很大程度上仍是相關性的。自我控制與真實性主要采用現(xiàn)成量表進行測量, 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系, 但它們與中國哲學語境中的對應概念顯然很難做到完全等價。研究中受測量的概念在一定程度上涉及價值判斷, 可能受到了社會贊許性的影響, 僅研究1對此做了控制。研究中的操縱為心理健康所帶來的變動是暫時的還是持久的, 需要更多的研究進一步驗證。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。研究中的鏈式中介大部分屬于部分中介作用, 即君子人格與心理健康關系還存在其他內(nèi)在機制, 未來研究還須繼續(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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The literature on self-control emphasizes that temptation is costly. The authors propose that temptation entails not only costs but also benefits for consumers. These arise from self-signaling effects of how consumers handle tempting choice options. Succumbing to temptation is a (costly) self-signal of weak willpower, whereas resisting temptation is a (beneficial) self-signal of strong willpower. Five experiments demonstrate that these self-signaling costs and benefits of temptation depend not only on the chosen item but also on the temptation from the nonchosen options. The authors discuss theoretical implications of their findings for research on impulsive choice and self-control and on self-signaling and managerial implications for pricing and assortment strategies.

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New findings and future directions for subjective well-being research

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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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This study tried to explore the relationship among self-supporting personality, self-efficacy and self-control with Self-Supporting Personality Scale for Adolescent Students(SSPS-AS), General Self-efficacy Scale(GSES) and College Students Self-control Questionnaire. In this study a sample of 553 college students was drawn from a university by using the cluster sampling method. After deleting the incomplete data and unserious answers, the 525 valid subjects were obtained. In this study, the correlation analysis, regression analysis and structural equation modeling were used to analyze the data. The results revealed: 1)Self-supporting personality, self-efficacy and self-control of undergraduates had significantly correlations among each other; The eight traits of self-supporting personality except interpersonal openness had significant correlations with self-efficacy; Self-efficacy had significant correlations with the six dimensions of self-control; The nine traits of self-supporting personality had significant correlations with self-control. 2)Personal openness, interpersonal flexibility and interpersonal independence could not only directly predict self-control, but also indirectly predict self-control through mediation of self-efficacy, while personal independence and personal flexibility could only indirectly predict self-control through mediation of self-efficacy.

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大學生自立人格、自我效能及自我控制的關系

心理與行為研究, 13(4),500-505.

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運用問卷法以553名大學生為研究對象探討了自立人格、自我效能和自我控制三者之間的關系。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非常顯著；除人際開放外，自立的其他特質(zhì)都與自我效能呈顯著相關；自我效能與自我控制的六個維度也呈顯著的相關；自立的各種特質(zhì)與自我控制都有顯著的相關。（2）自我效能在個人獨立和個人靈活對自我控制的影響中起著完全中介的作用，在個人開放、人際靈活和人際獨立對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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