君子不忧不惧：君子人格与心理健康——自我控制与真实性的链式中介*
1 问题的提出
积极心理学兴起20年来, 人们对心理健康有了更为全面的认识。正如Seligman (2002)所指出的, 心理健康研究不应止步于摆脱心理问题, 还应放眼于各种积极品质和积极力量。在中国哲学传统中, 君子人格与积极心理状态的关系一直是重要的学术课题, 孔子曾提出“君子不忧不惧”、孟子曾提出“君子有三乐”, 这些命题受到后世学者的广泛探讨。为什么君子具有更积极的心理状态?程子采用“克己”和“诚”来解释君子人格与积极心理状态关系的内在原因, 朱熹将这一解释编入《四书章句集注》, 成为具有代表性的理论主张, 对后世产生深远影响。这些重要的本土心理学课题目前鲜有实证研究的参与, 本研究将在这些经典哲学论述的基础上梳理儒学论述人格特质与心理健康关系及其内在机制的脉络, 并运用现代实证心理学的研究范式进行验证, 以期为积极心理学研究提供源于中国本土学术传统的新视角。
1.1 君子人格与心理健康
君子人格是指中国文化(尤其是儒学思想)中理想的人格特质。在孔子哲学中, 君子人格具有非常明确的意涵描述与行为表现。Ge (2020b)通过实证分析《论语》中孔子对君子的论述, 发现君子人格包含5个维度, 即智仁勇、恭而有礼、喻义怀德、有所不为、持己无争。研究者还通过实证研究对君子人格与其他人格结构或心理概念的差异进行了验证, 他们发现, 君子人格与大五人格、中国人价值观、合作人格倾向、亲社会倾向等虽存在关联, 但是是完全不同的独特概念, 君子人格的五因素模型具有良好的信度、聚合效度、区分效度、效标关联效度等(葛枭语, 侯玉波, 2019)。
在儒学论述中, 君子人格与心理健康有着密切关系。孔子提出“君子不忧不惧”和“君子坦荡荡, 小人长戚戚”的论断; 晁说之进一步指出“不忧不惧, 由乎德全而无疵” (朱熹,2011); 汤一介(2009)也曾指出, 儒家特别重视个人自我身心内外的和谐。可以看到, 作为儒学理想人格, 君子被学者普遍认为具有更少负性情感、更多心理和谐与积极状态。这些论断得到了一些实证研究的支持, 景怀斌(2006)发现儒家式应对方式的挫折内在乐观性和人的责任性维度可以预测更少的焦虑抑郁、更多的生活满意, 还有研究者发现了君子人格与自我和谐(葛枭语, 侯玉波, 2019)、人际关系满意度(Ge, 2020b)、自我效能感(朱呈呈 等, 2019)存在正向关联。据此, 提出假设1：君子人格对心理健康存在正向效应。
1.2 自我控制在君子人格与心理健康关系中的角色
在解释君子与积极心理状态关系(“君子有三乐”)的内在机制时, 程子指出了“克己”在其中的作用, “人能克己, 则仰不愧, 俯不怍” (朱熹,2011), 这提示我们自我控制可能是君子与心理健康关系的中介因素。对于“克己”的含义, 何晏认为是约身、规约自己, 邢昺认为是胜去嗜欲(杜维明,2014); 朱熹则指出“克, 胜也; 己, 谓身之私欲也” (朱熹,2011)。这与心理学中的“自我控制(self-control)”有相通之处, 其定义是控制冲动以抵制诱惑、保护有价值的目标的能力(Touré-Tillery & Fishbach,2015)。
一些论述和实证研究为君子与自我控制的联系提供了间接的证据。例如, 《荀子·修身》曾指出“君子役物, 小人役于物”, 认为君子更少为外物所支配; 嵇康《释私论》曾指出君子“情不系于所欲”, 认为君子不为所欲束缚。研究者发现了君子人格与随和性、尽责性(葛枭语, 侯玉波,2019)、自我效能感(朱呈呈 等, 2019)存在正向关联, 并能正向预测内部归因(Ge, 2020b); 而研究者还发现了随和性、尽责性与自我控制(邓士昌, 高隽, 2015; 司徒巧敏, 2017)、与抵制诱惑有关(Jensen-Campbell & Graziano, 2005), 自我效能感(方小平 等, 2015)、内部归因(Ferrer & Krantz, 1987)都与自我控制存在正向关联。据此, 提出假设2：君子人格对自我控制存在正向效应。
孔子指出：“克己复礼为仁。”关于“仁”的含义, 朱熹认为是指“本心之全德”, 并指出“为仁者, 所以全其心之德也”, 程子在别处曾以“医书以手足痿痹为不仁”来比喻心灵的“不仁”的含义(朱熹,2011), 这提示我们, “仁”的内涵至少部分地与心理健全和心灵生机有关。关于达到这种状态的条件, 孔子提出“非礼勿视, 非礼勿听, 非礼勿言, 非礼勿动”, 朱熹认为“非礼者, 己之私也”, 也就是说, 应当禁止自己受到私欲的诱惑。《庄子·大宗师》也指出“其耆(嗜)欲深者, 其天机浅”; 《荀子》和《礼记·乐记》也主张“以道制欲, 则乐而不乱; 以欲忘道, 则惑而不乐”; 嵇康认为“蝎盛则木朽, 欲胜则身枯”。可以看到, 要想复归“心之全德”, 须控制冲动、抵制私欲。许多实证研究也发现了自我控制对心理健康的积极作用, 例如自我控制可以正向预测身心健康(Boals et al.2011)、情感幸福、生活满意(Hofmann et al.2014)、积极情绪(King & Gaerlan, 2014)、人际成功(Tangney et al.2004), 负向预测内化与外化症状(Wills et al.2007)、网络成瘾(Song & Park, 2019), 在青少年期的自我控制还能够负向预测中年期的类精神病体验(Nishida et al.2014)。自我控制与心理健康和生活满意的正向关联在中国被试中也得到证实(谭树华, 郭永玉, 2008)。据此, 提出假设3：自我控制对心理健康存在正向效应。
综上, 我们预期, 君子人格水平更高的个体, 更易控制自我、抵制诱惑、保护有价值的目标, 因此具有更为积极的心理状态, 即自我控制在君子人格对心理健康的正向效应中起到中介作用。尽管没有直接的实证证据, 一些研究为此提供了间接的提示, 例如Ge (2020b)发现, 内部性的心理控制源在君子人格对人际关系满意度的正向效应中起到中介作用。
1.3 真实性在自我控制与心理健康关系中的角色
在解释自我控制与积极心理状态关系(“克己复礼为仁”)的内在机制时, 程子指出了“诚”在其中的作用, “克己复礼, 久而诚矣” (朱熹,2011), 这提示我们真实性可能是自我控制与心理健康关系的中介因素。在儒学中, “诚”一直受到重视, 例如《中庸》曾提出“诚者, 天之道也; 诚之者, 人之道也”。对于“诚”的含义, 朱熹认为是“实”, 即“真实无妄”; 王船山也曾以“实”来释“诚”。真实性(authenticity)在心理学中同样是受到关注的课题, 其定义是与真实的自我保持一致的感觉(Kokkoris et al.2019)。自我决定理论认为, 当人们的行为反映了真实自我或核心自我时, 他们是真实的(Deci & Ryan, 2002); 这与王阳明以“知行合一”作为《大学》“诚意”的重心(杨立华,2019b)具有相通之处。
一些论述和实证研究指明了自我控制与真实性的联系。周敦颐在《通书》中指出：“寂然不动者, 诚也”, 没有分外的主动的欲求则“诚” (杨立华,2019b); 程子也曾指出“闲邪则诚自存”, 克服邪妄则“诚” (杨立华,2019b)。Kokkoris等人(2019)发现, 对于理性的人来说, 自评的自我控制正向预测真实性, 通过操纵而诱发自我控制能够提升真实性。研究者认为, 自主性与胜任感(Sheldon et al.2001)、真实自我与理想自我的更大重叠(Lenton et al.2013)能够带来真实性, 这提示我们, 当一个人践行了受到社会文化普遍赞许的自我控制时, 其更可能感受到自己保持了与真实自我的一致性。据此, 提出假设4：自我控制对真实性存在正向效应。
对于真实性与心理健康的关系, 《孟子·尽心》指出“反身而诚, 乐莫大焉”, 《朱子语类》也曾指出“‘君子坦荡荡’, 只是意诚”。许多实证研究证实了真实性对心理健康的积极作用, 例如真实性可以正向预测幸福(Thomaeset al.2017; Sutton, 2020)、生命意义感(Schlegel et al.2009)、自尊(Kernis & Goldman, 2006), 并通过正念影响主观幸福(Zheng et al.2020)。据此, 提出假设5：真实性对心理健康存在正向效应。
综上, 我们预期, 自我控制水平更高的个体, 更易感受到真实自我与理想自我的重叠与一致性, 因此具有更为积极的心理状态, 即真实性在自我控制对心理健康的正向效应中起到中介作用。尽管没有直接的实证证据, 一些研究为此提供了间接的提示, 例如Kokkoris等人(2019)发现, 对于理性的人来说, 自我控制的决策通过真实性的中介作用对决策满意度产生积极影响。
1.4 整体假设模型
综合以上梳理, 可以看到, 儒家哲学体系不仅提出了对于君子人格与心理健康关系的洞察, 还提供了用以解释其内在机制的一套系统理论。首先, 程子在解释“君子有三乐”时指出“人能克己, 则仰不愧, 俯不怍”, 嵇康也曾提出“君子识智以无恒伤生, 欲以逐物害性”, 君子之所以有积极心理状态, 自我控制起到中介作用。其次, 程子在解释“克己复礼为仁”时指出“克己复礼, 久而诚矣”, 自我控制之所以带来积极心理状态, 真实性起到中介作用。再次, 《大学》指出“富润屋, 德润身, 心广体胖, 故君子必诚其意”, 君子之所以有积极心理状态, 真实性起到中介作用。最后, 《朱子语类》中朱熹在回答他人对《大学》此句的提问时指出“无愧怍, 是无物欲之蔽, 所以能广大”, 也就是说, 君子之所以有积极心理状态, 是因为其能够更好地控制自己的欲望, 从而使自己感受到外在的行为契合了内心中的真实自我, 因此具有健康舒泰的心理状态。据此, 提出假设6 (如图1)：君子人格通过自我控制与真实性的链式中介作用对心理健康产生正向效应。
图1
需要说明的是, 在假设6中, 包含了一对未在前文中进行详细论述的关系, 即君子人格对真实性的效应, 对此的预期同样是以儒家哲学的理论基础为支撑的, 例如《大学》“君子必诚其意”、《中庸》“君子诚之为贵”、《荀子·不苟》“诚者, 君子之所守也”“君子养心莫善于诚”。
本研究通过多种方法, 验证假设1~6。研究1采用自评问卷, 研究2采用情景模拟法对自我控制进行操纵, 研究3采用回忆启动法对真实性进行操纵, 研究4采用跨时间点的测量方法。
2 研究1：横断的自评问卷研究
2.1 方法
通过问卷星网站的样本服务进行问卷发放, 共回收253个样本, 剔除胡乱填答的样本(如答错探测试题)后, 剩余有效样本207个。其中, 女性占48.3%, 平均年龄33.0岁(SD = 8.0)。根据G*Power的计算, 该样本量在α = 0.05且power = 0.80的情况下能够查明的效应量f2 = 0.04。
君子人格：采用《孔子思想中的君子人格量表》(葛枭语, 2020a; Ge, 2020b), 共30个条目(内部一致性信度α = 0.84), 7点计分, 由被试根据描述性语句(例如“进行抉择时, 相较于权衡利益, 我更擅长以道义的视角去评判”)符合自己的程度进行打分, “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)的中文修订版(谭树华, 郭永玉, 2008), 共19个条目(α = 0.73), 包含冲动控制、健康习惯、抵制诱惑、专注工作、节制娱乐5个维度, 5点计分。
真实性：采用《真实性量表》 (Wood et al.2008), 由心理学专业研究者进行翻译, 并经过英语专业和心理学专业研究者的多次翻译-回译程序。共12个条目(α = 0.79), 包含自我疏离、真实性生活和接受外部影响3个维度, 7点计分。
心理健康：采用《自测健康评定量表(SRHMS)修订版》 (许军 等, 2003)的心理健康和社会健康分量表, 共27个条目(α = 0.98), 包含正向情绪、心理症状与负向情绪、认知功能、角色活动与社会适应、社会资源与社会接触、社会支持6个维度, 11点计分(0~10分)。
社会赞许性：采用《Marlowe-Crowne社会期望量表》 (汪向东 等, 1999), 共33个条目(α = 0.94), 被试用“是”或“否”进行回答。
填答完毕后, 被试还被要求报告性别、年龄、学历等人口统计学信息。
2.2 结果与讨论
共同方法偏差检验：采用Harman单因素检验方法(周浩, 龙立荣, 2004), 结果显示, 特征值大于1的因子共32个, 最大特征值为24.33, 最大解释百分比为20.11, 没有解释力过大的因子, 表明不存在严重共同方法偏差问题。
描述统计与相关分析：结果见表1。年龄与君子人格、学历与君子人格和自我控制显著相关, 后续回归分析将作为控制变量; 性别与所关注的4个变量没有显著相关。
表1 研究1各变量的平均值、标准差及相关关系(N = 207)
变量MSD12345671.性别0.480.502.年龄32.967.97-0.073.最高学历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.真实性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.社会赞许性18.709.68-0.080.110.15 *0.35***0.32***0.28***0.41***注：*p < 0.05, *** p < 0.001。性别：0 = 男, 1 = 女; 最高学历：1 = 初中或以下, 2 = 高中或专科, 3 = 本科, 4 = 硕博研究生。
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在控制年龄、学历的情况下, 君子人格显著地正向预测心理健康, β = 0.45, p < 0.001, 模型的调整 R2 = 0.19, Δ R2 = 0.18, F (3, 203) = 16.67, p < 0.001。这一结果支持了假设1。
使用Hayes (2013)提供的SPSS插件PROCESS的模型6, 以君子人格为自变量, 以心理健康为因变量, 以自我控制和真实性为链式中介变量, 以年龄、学历为控制变量, 路径系数结果如图2所示。整个回归方程显著, R2 = 0.30, F (5, 201) = 16.84, p < 0.001。用Bootstrap抽样的方法对中介效应进行检验, 结果表明, 以自我控制为中介变量的路径间接效应为0.10 (95% CI = [0.03, 0.19]), 以真实性为中介变量的路径间接效应为0.05 (95% CI = [0.01, 0.12]), 以自我控制与真实性为中介变量的路径间接效应为0.03 (95% CI = [0.01, 0.07]), 所有间接效应合计0.18 (95% CI = [0.09, 0.31]), 自我控制与真实性在君子人格对心理健康的正向效应中的链式中介作用成立。这一结果支持了假设6。
图2
图2 自我控制与真实性在君子人格对心理健康效应中的链式中介作用(研究1)
将社会赞许性作为控制变量加入上述模型, 结果发现, 结果的模式没有改变, 所有路径依然显著。总效应为0.36 (p < 0.001), 直接效应为0.22 ( p = 0.002), 间接效应分别为0.07 (95% CI = [0.02, 0.15])、0.04 (95% CI = [0.01, 0.10])、0.02 (95% CI = [0.01, 0.05]), 所有间接效应合计0.13 (95% CI = [0.06, 0.24])。
3 研究2：采用情境模拟法操纵自我控制
研究1初步验证了假设, 但由于对所有变量都采用了自评问卷测量的方法, 难以避免共同方法偏差问题, 也无法厘清因果关系。研究2采用情境模拟法(Kokkoris et al.2019)对自我控制进行操纵, 以期完成以下两个方面的目的：(1)进一步验证假设3和假设4, 为自我控制对真实性和心理健康的影响提供因果证据; (2)如果自我控制作为中介变量的假设成立, 那么可以推论, 当中介变量被控制后, 自变量(君子人格)对因变量(真实性、心理健康)的正向效应将显著减弱, 研究1已经通过统计法控制中介变量而验证了这一点, 研究2将采用实验操纵法来控制中介变量, 以进一步验证该推论(Spencer et al.2005)。
3.1 方法
通过问卷星网站的样本服务进行问卷发放, 共回收611个样本, 剔除胡乱填答的样本(如答错探测试题等)后, 剩余有效样本425个。其中, 女性占55.8%, 平均年龄30.2岁(SD = 7.4)。被试被随机分成4组, 其中蛋糕情境自控组114人、蛋糕情境对照组96人、毛衣情境自控组106人、毛衣情境对照组109人。根据G*Power的计算, 该样本量在α = 0.05且power = 0.80的情况下能够查明的效应量f2 = 0.019。
被试首先填写君子人格的测量问卷(同研究1, α = 0.87)。
通过问卷星网站的随机情景功能, 将被试随机分配到4个条件中的一个。在蛋糕情境中, 被试想像自己在商场中遇到最爱的草莓芝士蛋糕, 但最近正在减肥; 在毛衣情境中, 被试想像自己在商场中遇到好看的时尚毛衣, 但最近正在攒钱。情境材料翻译自Kokkoris等人(2019)的研究, 字数在173~192字之间。在任一情境中, 自控组被试最终拒绝了诱惑, 没有购买蛋糕或毛衣; 而对照组被试最终“做出了自己的选择”, 情境材料并不操纵被试的决策。
被试阅读材料后, 填写真实性和心理健康的测量问卷。其中, 真实性采用Kokkoris等人(2019)的测量量表, 共7个条目(α = 0.81), 7点计分; 心理健康的测量同研究1(α = 0.91)。
然后, 在下一页面, 被试需要在不被允许浏览情境材料的情况下回忆情境材料中想要购买的物品名称, 以验证被试阅读并理解了材料内容。为了验证情境材料确实操纵了自我控制, 所有被试都被要求报告在这一情境中所做的决策在多大程度上反映了自我控制, 7点计分。最后, 被试报告性别、年龄、学历等人口统计学信息; 并填写自己对甜食(或毛衣)的喜爱度、购买甜食(或毛衣)的频繁度、对草莓芝士蛋糕(或时尚)的兴趣度、最近正在节食(或攒钱), 每项均为7点计分, 以作为控制变量。
3.2 结果与讨论
结果表明, 对自我控制的操纵是成功的, 自控组的决策(M = 6.10, SD = 1.00)被认为比对照组的决策(M = 4.83, SD = 1.42)在更大程度上表现出自我控制, t (423) = -10.65, p < 0.001, Cohen’s d = -1.04。
情境差异(草莓芝士蛋糕或时尚毛衣)没有显著影响, 不同情境的自我控制操纵核查(t (423) = -0.52, p = 0.607)、真实性(t (423) = 0.85, p = 0.397)、心理健康(t (423) = 0.34, p = 0.731)均无显著差异。
自控组的心理健康(M = 184.35, SD = 29.65)显著高于对照组(M = 175.24, SD = 34.49), t (423) = -2.93, p = 0.004, Cohen’sd = -0.28; 自控组的真实性(M = 39.95, SD = 6.47)显著高于对照组(M = 35.53, SD = 5.92), t (423) = -7.34, p < 0.001, Cohen’s d = -0.71。自我控制被操纵至较高水平后, 心理健康与真实性显著增强, 这些结果分别支持了假设3和假设4。
以真实性为因变量考察君子人格和自我控制的交互作用, 结果表明, 君子人格和自我控制对真实性存在显著的交互效应(β = -0.10,p = 0.027), 君子人格(β = 0.25,p < 0.001)与自我控制(β = 0.35, p < 0.001)的主效应显著, 模型的调整 R2 = 0.18, Δ R2 = 0.01, F (3, 421) = 32.11, p < 0.001。如 图3(a), 简单斜率分析表明, 未被操纵的被试(即对照组), 其君子人格对真实性存在显著的正向影响, β = 0.35, p < 0.001, 95% CI = [0.23, 0.47]; 自我控制水平因受到操纵而被控制在高水平的被试(即自控组), 其君子人格对真实性的正向效应虽仍显著但有所减弱, β = 0.15, p = 0.016, 95% CI = [0.03, 0.28]。
图3
图3 人为控制自我控制后, 君子人格对真实性和心理健康的效应减弱(研究2)
以心理健康为因变量考察君子人格和自我控制的交互作用, 结果表明, 君子人格和自我控制对心理健康存在显著的交互效应(β = -0.10,p = 0.016), 君子人格(β = 0.51,p < 0.001)与自我控制(β = 0.16, p < 0.001)的主效应显著, 模型的调整 R2 = 0.29, Δ R2 = 0.01, F (3, 421) = 57.56, p < 0.001。如 图3(b), 简单斜率分析表明, 未被操纵的被试(即对照组), 其君子人格对心理健康存在显著的正向影响, β = 0.61, p < 0.001, 95% CI = [0.50, 0.72]; 自我控制水平因受到操纵而被控制在高水平的被试(即自控组), 其君子人格对心理健康的正向效应虽仍显著但有所减弱, β = 0.41, p < 0.001, 95% CI = [0.29, 0.53]。
这些结果表明, 在自然状态下(即自我控制未受操纵), 君子人格对真实性和心理健康存在显著的正向效应; 而在被试的自我控制水平受到人为控制后, 君子人格对真实性和心理健康的正向效应均显著减弱。这些结果符合自我控制作为内在机制的假设的推论, 为该假设提供了间接的证据。
以君子人格、自我控制、情境(蛋糕或毛衣)及其二重、三重交互项为自变量, 对真实性进行分层回归分析, 结果表明, 情境差异与君子人格的交互项(β = 0.07,p = 0.110)、与自我控制的交互项(β = 0.05,p = 0.232)、三重交互项(β = 0.05,p = 0.285)均无显著效应。类似地, 对心理健康进行分层回归分析, 结果表明, 情境差异与君子人格的交互项(β = 0.04,p = 0.312)、与自我控制的交互项(β = 0.07,p = 0.102)、三重交互项(β = 0.03,p = 0.424)均无显著效应。研究结果具有跨模拟情境的稳健性。
将被试的性别、年龄、学历、对甜食或毛衣的喜爱度、购买甜食或毛衣的频繁度、对草莓芝士蛋糕或时尚的兴趣度、最近正在节食或攒钱作为控制变量加入模型, 结果发现, 自我控制在君子人格对真实性效应中的调节作用依然显著(β = -0.11,p = 0.013), 自我控制在君子人格对心理健康效应中的调节作用依然显著(β = -0.12,p = 0.005)。
4 研究3：采用回忆启动法操纵真实性
研究3在研究2的基础上进一步推进, 主要不同在于：其一, 研究2对自我控制进行了情景模拟操纵, 尽管有助于厘清因果关系, 但其对于现实生活的参考价值有待验证, 因此, 研究3将采用被试自主回忆真实生活案例的方式(Kokkoris et al.2019)对自我控制进行测量, 以增强结论的外部效度。在此基础上, 进一步验证假设2。其二, 研究3将采用回忆启动法对真实性进行操纵, 以期完成以下两个方面的目的：(1)进一步验证假设5, 为真实性对心理健康的影响提供因果证据; (2)类似于研究2, 采用实验操纵法来控制中介变量, 为真实性在自变量(君子人格、自我控制)对因变量(心理健康)的正向效应中所起的中介作用提供间接证据。其三, 研究3采用另一种测量方法对心理健康进行测量, 以验证效应的稳健性。
4.1 方法
通过问卷星网站的样本服务进行问卷发放, 共回收500个样本, 剔除胡乱填答的样本(如答错探测试题等)后, 剩余有效样本317个。其中, 女性占60.3%, 平均年龄30.0岁(SD = 7.4)。被试被随机分成2组, 其中对照组156人、真实组161人。根据G*Power的计算, 该样本量在α = 0.05且power = 0.80的情况下能够查明的效应量f2 = 0.025。
被试首先填写君子人格的测量问卷(同研究1, α = 0.86)。
然后, 被试被要求花30秒回忆自己真实生活中所面临的自我控制冲突案例, 即想做的某件事与个人目标之间存在冲突。为了让被试更准确理解, 指导语举了几个例子进行说明。指导语改编自Kokkoris等人(2019)的研究, 字数为196字。随后, 被试被要求报告该案例发生的地点(文字表述)、时间(5点计分, 从“三天内”到“半年之前”)、想做的事情(文字表述)、与之冲突的个人目标(文字表述)、最终的决策(做了或没做想做的事)、做出决策后的心情(5点计分, 从“非常差”到“非常好”)、平时对该事的兴趣度(5点计分)、回忆难度(5点计分)。
接着, 通过问卷星网站的随机情景功能, 将被试随机分配到2个条件中的一个。真实组被试被要求回忆最近一件感到“真实做自己”的事; 对照组被试被要求回忆昨晚所做的一件事。被试被要求用不少于50字的文字内容详述这段经历, 被试有至少2分钟回忆并作答, 要求被试提供尽可能多的细节。
被试填写完毕后点击进入下一页面, 填写心理健康的测量问卷。采用的是《生活质量综合评定问卷(GQOLI-74)》(李凌江, 杨德森, 2001)的心理功能和社会功能分量表, 共40个条目(α = 0.90), 包含精神紧张度、负性情感、正性情感、认知功能、自尊、社会支持、人际交往能力、工作与学习、业余娱乐、婚姻与家庭10个维度, 5点计分。
为了验证真实生活案例中的自我控制决策确实反映了自我控制水平, 被试需要报告自己所做的决策在多大程度上反映了自我控制, 7点计分。为了验证回忆启动法确实操纵了真实性水平, 所有被试都被要求填写真实性操纵核查量表(同研究2, α = 0.83)。最后, 被试报告性别、年龄、学历等人口统计学信息。
4.2 结果与讨论
结果表明, 对真实性的操纵是成功的, 真实组被试感受到的真实性(M = 40.68, SD = 4.95)显著高于对照组(M = 36.61, SD = 7.17), t (315) = -5.90, p < 0.001, Cohen’s d = -0.66。
对自我控制的测量是有效的, 做出自我控制决策的被试(M = 5.92, SD = 1.09)比做出非自我控制决策的被试(M = 4.42, SD = 1.52)认为自己的决策在更大程度上表现出自我控制, t (315) = -10.26, p < 0.001, Cohen’s d = -1.16。
Logistic回归分析结果表明, 君子人格每增加1个标准差, 被试在自主回忆的真实生活案例中做出自我控制决策的可能性与做出非自我控制决策的可能性之比增加34.7%, B = 0.30, OR = 1.35, p = 0.011。君子人格水平较高的被试更可能在真实生活中做出自我控制决策, 这一结果支持了假设2。
真实组的心理健康(M = 145.89, SD = 12.23)显著高于对照组(M = 139.06, SD = 18.93), t (315) = -3.83, p < 0.001, Cohen’s d = -0.43。真实性被操纵至较高水平后, 心理健康显著增强, 这一结果支持了假设5。
以心理健康为因变量考察君子人格和真实性的交互作用, 结果表明, 君子人格和真实性对心理健康存在显著的交互效应(β = -0.14,p = 0.005), 君子人格(β = 0.47,p < 0.001)与真实性(β = 0.25, p < 0.001)的主效应显著, 模型的调整 R2 = 0.27, Δ R2 = 0.02, F (3, 313) = 40.76, p < 0.001。如 图4(a), 简单斜率分析表明, 未被操纵的被试(即对照组), 其君子人格对心理健康存在显著的正向影响, β = 0.61, p < 0.001, 95% CI = [0.47, 0.74]; 真实性水平因受到操纵而被控制在高水平的被试(即真实组), 其君子人格对心理健康的正向效应虽仍显著但有所减弱, β = 0.34, p < 0.001, 95% CI = [0.21, 0.47]。
图4
图4 人为控制真实性后, 君子人格与自我控制对心理健康的效应减弱(研究3)
以心理健康为因变量考察自我控制和真实性的交互作用, 结果表明, 自我控制和真实性对心理健康存在显著的交互效应(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)与真实性(F (1, 313) = 27.27, p < 0.001, 偏η 2 = 0.08)的主效应显著。如图4(b), 简单效应分析表明, 未被操纵的被试(即对照组), 自我控制与非自我控制决策在心理健康上存在显著差异, 95% CI = [1.18, 1.70]; 真实性水平因受到操纵而被控制在高水平的被试(即真实组), 自我控制与非自我控制决策在心理健康上的差异虽仍显著但有所减弱, 95% CI = [0.40, 0.91]。
这些结果表明, 在自然状态下(即真实性未受操纵), 君子人格和自我控制对心理健康存在显著的正向效应; 而在被试的真实性水平受到人为控制后, 君子人格和自我控制对心理健康的正向效应均显著减弱。这些结果符合真实性作为内在机制的假设的推论, 为该假设提供了间接的证据。
将被试的性别、年龄、学历、自控案例发生时间、自控决策后心情、自控事件兴趣度、自控案例回忆难度作为控制变量加入模型, 结果发现, 真实性在君子人格对心理健康效应中的调节作用依然显著(β = -0.12,p = 0.013), 真实性在自我控制对心理健康效应中的调节作用依然显著, F (1, 306) = 19.83, p < 0.001, 偏η 2 = 0.06。
5 研究4：跨时间点的自评问卷研究
前3个研究以多种方法为假设1~6提供了证据, 但都属于横断研究; 研究4将采用跨时间点的测量方法, 以进一步减轻共同方法偏差问题。此外, 越来越多的研究者指出, 心理健康不应仅指没有心理症状, 还应指个体拥有那些有助于胜任工作、适应社会与幸福生活的积极力量和品质(Seligman, 2002), 为契合这一趋势, 研究4将增加自尊、核心自我评价、情感平衡作为因变量指标, 以更为全面地反映心理健康的多面性。
5.1 方法
通过北京大学校内论坛未名BBS与心理学通选课程招募被试, 数据分4个时间点进行采集, 每个时间点之间间隔2个月。第一阶段回收样本490个, 第二阶段回收样本349个, 第三阶段回收样本263个, 第四阶段回收有效样本220个。其中, 女性占55.0%, 平均年龄21.3岁(SD = 2.1)。根据G*Power的计算, 该样本量在α = 0.05且power = 0.80的情况下能够查明的效应量f2 = 0.036。
招募的被试在最初即被告知4次测量的时间安排, 并提供邮箱地址。
第一阶段, 君子人格：同研究1, α = 0.88。填答完毕后, 被试还被要求报告性别、年龄、学历等人口统计学信息。
第二阶段(第一阶段2个月后), 自我控制：被试想像自己今晚打算学习, 以准备即将到来的重要考试, 但手机上有自己非常想做的事情, 因此非常犹豫是否刷手机。被试根据自己的真实情况在7点量表上对自己做出不刷手机决策的可能性进行评分, 分数越高代表自我控制水平越高。为验证这一决策确实反映了自我控制水平, 被试需要报告自己所做的决策在多大程度上反映了自我控制, 7点计分。作为控制变量, 被试还须报告对刷手机的喜爱度、平时刷手机的频繁度、最近学习任务的忙碌度, 每项均为5点计分。
第三阶段(第一阶段4个月后), 真实性：采用《个体真实性问卷》(刘群英, 2010), 共22个条目(α = 0.79), 包含清晰性、一致性、接纳性、真诚性4个维度, 4点计分。
第四阶段(第一阶段6个月后), 心理健康：参考张阔等人(2010)采用自尊、核心自我评价、情感平衡和心理症状来多角度测量心理健康的方法。自尊采用Rosenberg《一般自尊量表》的中文版(汪向东等, 1999), 共10个条目(α = 0.82), 4点计分; 核心自我评价采用Judge、Bono和Locke《核心自我评价量表》的中文版(杜建政 等,2012), 共10个条目(α = 0.86), 5点计分; 情感平衡采用Bradburn《情感量表》的中文版(汪向东 等,1999), 共10个条目(α = 0.71), 以是或否作答; 心理症状采用Derogatis、Lipman和Covi《症状自评量表(SCL-90)》的中文版(汪向东 等,1999)的焦虑、抑郁、偏执、人际关系敏感分量表, 共38个条目(α = 0.95), 5点计分(0~4分)。
5.2 结果与讨论
核查：结果表明, 对自我控制的测量是有效的, 被试所做的自我控制决策与其认为该决策反映的自我控制水平存在显著的正相关关系, r = 0.75, p < 0.001。
共同方法偏差检验：采用Harman单因素检验方法(周浩, 龙立荣, 2004), 结果显示, 特征值大于1的因子共33个, 最大特征值为25.50, 最大解释百分比为21.07, 没有解释力过大的因子, 表明不存在严重共同方法偏差问题。
表2 研究4各变量的平均值、标准差及相关关系(N = 220)
变量MSD123456781.性别0.550.502.年龄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.真实性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.核心自我评价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.心理症状32.9020.080.050.06-0.45***-0.38***-0.49***-0.56***-0.61***-0.60***注：*p < 0.05, *** p < 0.001。性别：0 = 男, 1 = 女。
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在控制性别、年龄的情况下, 君子人格显著地正向预测6个月后的自尊(β = 0.33,p < 0.001)、核心自我评价(β = 0.43, p < 0.001)、情感平衡(β = 0.43, p < 0.001), 负向预测心理症状(β = -0.35, p < 0.001)。这一结果以跨时间点的测量方法支持了假设1。
使用Hayes (2013)提供的SPSS插件PROCESS的模型6, 以君子人格为自变量, 分别以自尊、核心自我评价、情感平衡、心理症状为因变量, 以自我控制和真实性为链式中介变量, 以性别、年龄为控制变量, 路径系数结果如表3所示。用Bootstrap抽样的方法对中介效应进行检验, 结果表明, 无论以自我控制、真实性或二者为中介变量的路径, 无论以自尊、核心自我评价、情感平衡或心理症状为因变量, 间接效应均达到显著水平(效应值见表3)。自我控制与真实性在君子人格对心理健康的正向效应中的链式中介作用成立。这一结果以跨时间点的测量方法支持了假设6。
表3 自我控制与真实性在君子人格对心理健康效应中的链式中介作用(研究4)
自变量以自我控制为因变量 以真实性为
因变量 以自尊为
因变量 以核心自我评价为
因变量 以情感平衡为
因变量 以心理症状为
因变量 性别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])年龄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])真实性0.40 ([0.25, 0.55])0.35 ([0.22, 0.49])0.33 ([0.18, 0.47])-0.28 ([-0.43, -0.13])以自我控制为中介的间接效应0.07 ([0.02, 0.14])0.08 ([0.03, 0.14])0.06 ([0.01, 0.12])-0.07 ([-0.14, -0.01])以真实性为中介的间接效应0.21 ([0.13, 0.31])0.19 ([0.11, 0.28])0.17 ([0.08, 0.28])-0.15 ([-0.27, -0.06])以二者为中介的间接效应0.04 ([0.02, 0.08])0.03 ([0.01, 0.07])0.03 ([0.01, 0.07 ])-0.03 ([-0.06, -0.01])间接效应合计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：括号内为95%置信区间。性别：0 = 男, 1 = 女。
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稳健性检验：将被试对刷手机的喜爱度、平时刷手机的频繁度、最近学习任务的忙碌度作为控制变量加入模型, 结果发现, 所有路径、所有因变量的间接效应依然显著。
6 总讨论
研究结果支持假设1, 君子人格正向预测同时测量的心理健康和6个月后测量的自尊、核心自我评价、情感平衡, 并负向预测6个月后的心理症状。结果支持假设2, 君子人格正向预测特质性自我控制和在情境中的自我控制决策(无论是实验给定情境还是被试真实生活情境)。结果支持假设3~4, 受到操纵的自我控制正向影响心理健康与真实性。结果支持假设5, 受到操纵的真实性正向影响心理健康。结果还以同时测量和跨时间点测量的方法支持假设6, 君子人格通过自我控制和真实性的链式中介对心理健康产生正向效应, 实验操纵结果也为此提供了间接证据。
总体而言, 君子人格水平较高的人, 更可能在生活中控制冲动、抵制诱惑, 由此感到自己的行为与真实的自我更加一致与贯通、更少疏离或违背, 因此具有更加积极的心理状态。
6.1 君子人格与心理健康
陈来(2017)指出, 从孔子到宋明, 无论学者还是公众, 都会把追求君子理想当作不言自明的真理, 但在今天, 人们很可能会问：我为什么要成为君子。正如北宋理学家努力的方向是为儒家生活方式奠定哲学基础(杨立华, 2017), 当今儒家文化心理学研究者的努力方向也应致力于运用时代语言为其提供科学心理学的证据。本研究即沿此思路, 通过儒学学术论述的经典命题构建假设模型, 并运用实证研究方法进行考察, 是以心理学范式回答为何要成为君子的初步尝试, 也接续了以往研究试图发挥儒家思想在心理咨询(景怀斌, 2007)和心理健康服务(罗鸣春 等, 2010)上的积极作用的努力。
研究发现了君子人格对心理健康的正向效应, 这一效应至少可能存在两种不同层面的理论意义。一方面, 以文化视角来理解, 文化-个体一致性模式认为个体具备某种在其文化中更受重视的特质时会更加幸福(Diener, 2012)。以君子人格为代表的孔子及儒学思想, 已经成为民族生存发展所积累的文化-心理结构(李泽厚, 1985), 因此具有与之契合的君子人格特质的个体能够更好地适应社会。另一方面, 以人性视角来理解, 君子人格凝结着对人性普遍倾向和规律的洞察, 是一种具有普遍价值的心理规律, 正如杨立华(2015)所指出的那样, 儒家本质上是理性的生活态度、合道理的生活方式、符合人的本质的生活道路。这一点需要更多的跨文化研究进一步厘清。
6.2 自我控制的机制
研究发现了自我控制在君子人格对心理健康效应中的中介作用, 这与以往关于自我控制的人格前因变量(邓士昌, 高隽, 2015)和心理健康后果变量(Boals et al.2011)的研究发现具有一致性。究其原因, Dhar和Wertenbroch (2012)认为, 自我控制、拒绝诱惑的决策能够提供明确的积极自我信号。杨立华(2018)指出, 节制是心灵主动性具体实现的必要条件, “克己”和与之相辅相成的“由己”, 是从不同的方面对心灵被动性要素的驾驭, 避免个体在逐物的过程中陷入被动状态, 而这种心灵主动性则是成德的关键; Ryff ( 1989)与Deci和Ryan (2000)在概括与积极心理有关的人类基本心理需求时, 也都包含了对自主性的强调。杨立华(2019a)进一步指出, “知止”精神塑造了中国文明的基本特征, 在所欲求对象前克制自己, 反映了内在精神强度, 如《老子》“自胜者强”。
6.3 真实性的机制
研究发现了真实性在君子人格对心理健康效应中的中介作用, 这与以往研究发现(Thomaes et al.2017; Sutton, 2020)具有一致性。人本主义和存在主义心理学认为, 真实性是促进幸福、远离心理问题的重要因素(刘群英 等, 2009); Sheldon等人(1997)认为真实性是人格组织功能良好的指标; 积极心理学也将真实性视作人类基本力量之一(Park et al.2004)。杨立华(2015)指出, 仁者能够幸福的原因在于对自我存在的真切感受, 真正知道自己是谁、从哪儿来, 知道自己人生的意义和价值, 同时也能够真切地感受到他人。正是基于对这种人性规律的洞察, 儒学对“诚”有特别的强调, 例如《中庸》“君子诚之为贵”。
6.4 局限与未来方向
本研究存在一些局限。君子人格的测量量表虽然取材于《论语》, 但可能在一定程度上存在着古今文化变迁导致的意义偏移。由于君子人格在各项研究中都是测量变量, 因此其与心理健康的关系在很大程度上仍是相关性的。自我控制与真实性主要采用现成量表进行测量, 尽管便于理解君子人格与已有许多信效度证据的心理变量之间的关系, 但它们与中国哲学语境中的对应概念显然很难做到完全等价。研究中受测量的概念在一定程度上涉及价值判断, 可能受到了社会赞许性的影响, 仅研究1对此做了控制。研究中的操纵为心理健康所带来的变动是暂时的还是持久的, 需要更多的研究进一步验证。此外, 主要采用方便取样的抽样方法, 在样本选取上可能存在偏差。研究中的链式中介大部分属于部分中介作用, 即君子人格与心理健康关系还存在其他内在机制, 未来研究还须继续探明。
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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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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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