焦姣 牡丹

摘 要 為探討高中生人際關(guān)系困擾和綜合幸福感的關(guān)系和心理機(jī)制，采用問(wèn)卷調(diào)查法對(duì)544名高中生施測(cè)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）高中生人際關(guān)系困擾與綜合幸福感兩者呈顯著負(fù)相關(guān)。（2）在中介效應(yīng)模型中，人際關(guān)系困擾可通過(guò)影響特質(zhì)真實(shí)自我進(jìn)而影響幸福感，特質(zhì)真實(shí)自我在二者之間起部分中介作用。（3）人際關(guān)系困擾與特質(zhì)真實(shí)自我的關(guān)系受到是否為獨(dú)生子女這一變量的調(diào)節(jié)。具體而言，即非獨(dú)生子女的人際關(guān)系困擾對(duì)特質(zhì)真實(shí)自我的作用加強(qiáng)。

關(guān)鍵詞 人際關(guān)系困擾;綜合幸福感;特質(zhì)真實(shí)自我;多群組分析;高中生

分類號(hào) B844.2

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.12.004

1 引言

現(xiàn)代幸福感的正式研究起源于Warner Wilson發(fā)表的一篇《幸福感的相關(guān)影響因素》博士論文。將幸福的人定義為“年輕、健康、受過(guò)良好教育、收入豐厚、性格外向、樂(lè)觀、無(wú)憂無(wú)慮、有宗教信仰、已婚的人”（Wilson， 1967）。在后來(lái)幸福感的相關(guān)研究中，主觀幸福感（SWB）與心理幸福感（PWB）是該領(lǐng)域的兩種主要研究方向。研究者更多側(cè)重主觀幸福感，即強(qiáng)調(diào)人獲得幸福感的重要標(biāo)志之一是體驗(yàn)個(gè)人主觀層面的快樂(lè)，以快樂(lè)論為研究取向。心理幸福感則注重研究個(gè)人潛能的實(shí)現(xiàn)，以實(shí)現(xiàn)論為研究基礎(chǔ)（苗元江， 2003; Diener， 1984; Ryan & Deci， 2001）。隨著時(shí)代發(fā)展與科學(xué)進(jìn)步，單一領(lǐng)域的幸福感研究弊端將日益凸顯，只有將主觀幸福感與心理幸福感二者進(jìn)行整合探索綜合幸福感，才是未來(lái)拓寬幸福感研究視野的必然趨勢(shì)。

人與自然界其他生物的重要區(qū)別之一就是“人是社會(huì)性的動(dòng)物”。個(gè)體參與人際互動(dòng)，與他人進(jìn)行不同形式的交流，是一個(gè)人在人類社會(huì)生存與發(fā)展的必須環(huán)節(jié)。良好的人際關(guān)系可以增加快樂(lè)，使我們有更好的生理與心理健康。自我決定理論（self-determination theory）提出人有三種基本的心理需要，分別是：自主、能力與關(guān)系需要，這些需求在與社會(huì)世界的持續(xù)互動(dòng)中得到滿足或受挫。反過(guò)來(lái)，需求滿足的程度被認(rèn)為會(huì)對(duì)心理成長(zhǎng)和幸福感至關(guān)重要。有研究者認(rèn)為自我決定理論是構(gòu)建主觀幸福感模型的重要基礎(chǔ)和組成部分（苗元江， 徐嘉元， 2003; Ryan & Deci， 2000）。構(gòu)建幸福感的PERMA理論認(rèn)為存在五種基本要素對(duì)幸福感的提升有重要的影響作用，他們分別為： 積極情緒、 投入、 意義、 成就和人際關(guān)系（Seligman & Csikszentmihalyi， 2000）。Riff提出的心理幸福感的六因素模型：自我接受、個(gè)人成長(zhǎng)、生活目標(biāo)、良好關(guān)系、環(huán)境控制和獨(dú)立自主，也很好地證實(shí)了友誼對(duì)心理幸福感具有重要的構(gòu)建作用（劉亞平， 2016）。許多國(guó)內(nèi)研究證實(shí)了大學(xué)生良好的親密關(guān)系和同伴關(guān)系對(duì)個(gè)人的生活滿意度，積極情感有顯著的正向預(yù)測(cè)作用，對(duì)消極情感有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用（甘雄， 李承宗， 2010; 胡東， 郭英， 2021）。積極情緒與消極情緒是研究幸福感中的一個(gè)重要概念組成部分。在個(gè)體發(fā)展中，情緒反應(yīng)通常出現(xiàn)在穩(wěn)定的情感體驗(yàn)產(chǎn)生之前，人與人之間多次互動(dòng)產(chǎn)生暫時(shí)性的情緒反應(yīng)后，將會(huì)為穩(wěn)定性的情感體驗(yàn)產(chǎn)生奠定基礎(chǔ)。不同情緒的表達(dá)對(duì)個(gè)體的人際交往發(fā)展具有重要的意義。近年有國(guó)外研究通過(guò)自然環(huán)境觀察下采用自我報(bào)告與觀察者報(bào)告相結(jié)合的方法進(jìn)一步證明了不同角色良好的社會(huì)關(guān)系與幸福感之間有著質(zhì)與量的正相關(guān)關(guān)系（Sun， Harris， & Vazire， 2019）。

高中生大多處于青春期的15歲到18歲間，根據(jù)埃里克森提出的人格八階段理論，處在青春期的高中生容易出現(xiàn)自我同一性和角色混亂的沖突。一方面由于高中生的心智向成年期過(guò)渡，自我同一性容易出現(xiàn)混亂情況，當(dāng)一個(gè)人真實(shí)的自我意識(shí)與自我在他人的心目中的形象相一致，這就為個(gè)體的成長(zhǎng)發(fā)育向著健康的方向發(fā)展奠定了良好基礎(chǔ)。另一方面，高中生受生理心理等因素的影響，開(kāi)始愿意更多地嘗試與社會(huì)接觸，當(dāng)他們面臨新的社會(huì)要求與沖突問(wèn)題時(shí)而感到角色混亂（郭婷， 2010; 劉晶， 2009）。這種自我意識(shí)出現(xiàn)危機(jī)的時(shí)期也最容易產(chǎn)生人際困擾等方面的問(wèn)題。因此人際關(guān)系的困擾成為影響高中生學(xué)業(yè)成績(jī)，心理健康成長(zhǎng)的一大隱患。已有研究證實(shí)大學(xué)生人際關(guān)系困擾負(fù)向預(yù)測(cè)積極情感與生活滿意度（楊栩， 徐潔， 2016; 張晨， 班蘭美， 李彩娜， 2009; 張靈， 鄭雪， 嚴(yán)標(biāo)賓， 溫娟娟， 石艷彩， 2007）。高中生的同伴關(guān)系對(duì)幸福感，積極情感、消極情感有顯著的預(yù)測(cè)作用（金書(shū)文， 2019; 張興旭， 郭海英， 林丹華， 2019）。Taylor等人（2016）的研究證實(shí)緊張的親子關(guān)系對(duì)青少年的自尊、心理幸福感具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。綜上，結(jié)合高中生人際關(guān)系情況的具體實(shí)際，得出本研究的假設(shè)一：高中生人際關(guān)系困擾同綜合幸福感二者呈顯著負(fù)相關(guān)。

最早的真實(shí)自我研究來(lái)源于早期的精神分析與人本主義流派，他們認(rèn)為發(fā)現(xiàn)真實(shí)自我，對(duì)真實(shí)自我的表達(dá)以及依據(jù)真實(shí)自我行事，對(duì)于提升個(gè)體心理健康水平和幸福感而言是至關(guān)重要的（Schlegel， Hicks， Arndt， & King， 2009）。基于自我決定理論，有研究者發(fā)現(xiàn)當(dāng)青少年的三種基本心理需求得到滿足時(shí)，他們會(huì)對(duì)自己感到更真實(shí)，而正是這種真實(shí)感促成了他們更高的主觀幸福感（Thomaes， Sedikides， Nellie， Hutteman， & Reijntjes， 2017）。人格心理學(xué)的有機(jī)體成長(zhǎng)觀點(diǎn)則認(rèn)為，做真實(shí)自我，不是簡(jiǎn)單的內(nèi)外人格匹配和對(duì)自我知識(shí)的了解程度，也不僅是降低與他人進(jìn)行互動(dòng)的防御性，而是一種追求內(nèi)部積極傾向?qū)崿F(xiàn)的動(dòng)態(tài)與發(fā)展的過(guò)程。因此，該觀點(diǎn)認(rèn)為個(gè)體常常無(wú)法看清自己內(nèi)在的積極傾向，是受到各種環(huán)境因素和與他人交往因素促進(jìn)或阻礙了個(gè)體對(duì)真實(shí)自我的認(rèn)知所導(dǎo)致的（徐華春， 楊杏， 蘇丹， 黃希庭， 2017; Deci & Ryan， 2000; Sheldon， 2014）。進(jìn)入21世紀(jì)初，Kernis（2003）的研究開(kāi)始對(duì)真實(shí)自我真正意義上的探索，認(rèn)為真實(shí)自我由意識(shí)覺(jué)察、客觀處理、行動(dòng)及關(guān)系取向四部分組成。并按照四種成分編制真實(shí)量表（authenticity inventory）。Wood等人（2008）認(rèn)為真實(shí)自我定義為基于個(gè)體的內(nèi)在需求而出現(xiàn)，它反映了自身的行為與內(nèi)在動(dòng)機(jī)、信仰、價(jià)值觀的一致性程度。國(guó)內(nèi)研究真實(shí)自我多為理論研究，如孫蒨如（2014）認(rèn)為中國(guó)人的真實(shí)自我展現(xiàn)基于人與人之間的社會(huì)關(guān)系，西方文化下的真實(shí)自我和東方文化下的真實(shí)自我分別稱之為“獨(dú)立我”與“互依我”。有研究者認(rèn)為自我是處于變化著的日常經(jīng)驗(yàn)中心的“我”，這是一種不斷發(fā)展的覺(jué)知感和能動(dòng)感，引導(dǎo)行動(dòng)，并隨著與他人交往互動(dòng)過(guò)程中的好壞與否、個(gè)體的大腦和身體適應(yīng)其所處的各種環(huán)境而形成不同程度的真實(shí)自我。因此，無(wú)論是穩(wěn)定狀態(tài)下的真實(shí)自我還是具有狀態(tài)性的真實(shí)自我，都會(huì)受到人際關(guān)系好壞的影響（Markus & Kitayama， 1991; Markus & Kitayama， 2010; Northoff; Heinzel， Greck， Bermpohl， Dobrowolny， & Panksepp， 2006）。關(guān)于已有研究證實(shí)真實(shí)自我的體驗(yàn)對(duì)人際互動(dòng)、親密關(guān)系、生活滿意度和幸福感產(chǎn)生積極影響（劉慶奇， 孫曉軍， 周宗奎， 牛更楓， 孔繁昌， 連帥磊， 2016; Baker， Tou， Bryan， & Knee， 2017; Chen， 2019）。有實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)與他人良好的人際關(guān)系也會(huì)啟動(dòng)主觀真實(shí)的自我，人際關(guān)系越和諧，自我疏離感程度越低，受外部影響的程度越小。（Kraus & Chen， 2013; Wickham & Robert， 2013）。國(guó)內(nèi)學(xué)者徐華春等人（2017）認(rèn)為真實(shí)自我開(kāi)始逐漸成為心理學(xué)的研究熱點(diǎn)，且不再成為一個(gè)哲學(xué)命題，并肯定了真實(shí)自我對(duì)幸福感和個(gè)體健康有著密切的聯(lián)系的同時(shí)，也提出了國(guó)內(nèi)可以對(duì)人際關(guān)系下的真實(shí)自我進(jìn)行深入研究的展望。梁燕芳和謝天（2021）將西方文化下的真實(shí)自我與東方進(jìn)行比較，認(rèn)為東方文化的真實(shí)自我受到社會(huì)人際關(guān)系的驅(qū)動(dòng)而展現(xiàn)。

目前對(duì)真實(shí)自我的研究主要分為兩類：分別為特質(zhì)真實(shí)自我（trait authenticity）與狀態(tài)真實(shí)自我（state authenticity），特質(zhì)真實(shí)自我是指一個(gè)人的一系列情緒、認(rèn)知和行為的基本特征，具有相對(duì)穩(wěn)定性和內(nèi)在一致性，常用問(wèn)卷法測(cè)量;狀態(tài)真實(shí)自我則是在當(dāng)前的環(huán)境下所產(chǎn)生的表現(xiàn)自我情緒，認(rèn)知態(tài)度和行為的傾向性，常用一天重建法、日記觀察法或問(wèn)卷法進(jìn)行測(cè)量。（梁燕芳， 謝天， 2021; Di betta， 2014; Fleeson， 2001; Kim， Chen， Davis， Hicks， & Schlegel， 2019; Sedikides， Slabu， Lenton， & Thomaes， 2017; Smallenbroek， Zelenski， & Whelan， 2016; Wilt， Grubbs， Exline， & Pargament， 2021）。Robinson等人（2012）對(duì)英國(guó)、美國(guó)和俄羅斯三個(gè)國(guó)家抽取628名成年人采用問(wèn)卷法證明特質(zhì)真實(shí)自我對(duì)幸福感有顯著的預(yù)測(cè)作用。在對(duì)人際關(guān)系與真實(shí)自我的相關(guān)研究當(dāng)中，水稻理論（Talhelm， Zhang， Oishi， Shimin， Duan， Lan， & Kitayama， 2014）通過(guò)東西方種植農(nóng)作物差異為出發(fā)點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)東西方文化的自我差異。東方社會(huì)的個(gè)體更重視與周圍環(huán)境的關(guān)系而表現(xiàn)出真實(shí)自我（Yang， 1995）。有關(guān)真實(shí)自我對(duì)關(guān)系質(zhì)量（Brunell， Kernis， Goldman， Heppner， Davis， Cascio， & Webster， 2010），和幸福感（Lawn， Slemp， & Vella-Brodrick， 2018）的相關(guān)關(guān)系在國(guó)外已有較多研究，國(guó)內(nèi)研究尚且不足。在當(dāng)前價(jià)值觀多元的現(xiàn)代社會(huì)里，能否通過(guò)“做真實(shí)的自己”、“明確自我的核心”更好地提升心理健康水平，已成為亟需解決的難題。同時(shí)青春期的個(gè)體對(duì)真實(shí)性的追求（做真實(shí)的自己的感覺(jué)）是最重要的。有研究者調(diào)查發(fā)現(xiàn)，許多青少年認(rèn)為自己如果成功地在與他人交流過(guò)程中“摘下面具”“做回自己”，他們會(huì)過(guò)得最好（Harter， 2002; Ullman， 1987）。本研究基于上述實(shí)證研究與理論基礎(chǔ)，考慮青少年時(shí)期的人格發(fā)展任務(wù)與中國(guó)關(guān)系社會(huì)的實(shí)際，針對(duì)高中生群體的人際關(guān)系和諧程度與困擾程度提出假設(shè)二：人際關(guān)系困擾可通過(guò)影響特質(zhì)真實(shí)自我進(jìn)而影響幸福感，特質(zhì)真實(shí)自我在二者之間起部分中介作用。

有關(guān)幸福感的關(guān)系研究是否受到某些因素的調(diào)節(jié)呢？過(guò)去的相關(guān)研究已證明一些人口學(xué)變量如性別對(duì)人際關(guān)系與主觀幸福感存在調(diào)節(jié)作用（Hossan， Khan， & Hasan， 2021）。張偉等人（2016）研究得出高中生心理幸福感總體水平在年級(jí)、就讀學(xué)校、性別以及是否為獨(dú)生子女上都存在顯著差異，獨(dú)生子女的心理幸福感水平顯著高于非獨(dú)生子女。也有研究指出非獨(dú)生子女大學(xué)生比獨(dú)生子女大學(xué)生對(duì)情感和行為的控制好（周正懷， 2010）。近期有研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)農(nóng)村青少年的留守狀況調(diào)節(jié)了男孩和女孩的同伴關(guān)系概況與主觀幸福感之間的縱向關(guān)系（Chen， Wang， & Zhao， 2019）。對(duì)于相關(guān)的人口學(xué)變量是否存在調(diào)節(jié)作用的實(shí)證研究還不夠充分，本研究旨在探索高中生人際關(guān)系困擾、特質(zhì)真實(shí)自我和幸福感之間是否存在密切的關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)行多群組分析，嘗試探討三者關(guān)系間是否存在人口學(xué)變量的調(diào)節(jié)作用，為今后相關(guān)實(shí)證研究提供一些新思路。

2 研究方法

2.1 被試

選取544名來(lái)自內(nèi)蒙古自治區(qū)錫林浩特市某三所高中部學(xué)生，采用整群抽樣法，共發(fā)放問(wèn)卷544份，回收有效問(wèn)卷504份，被試的基本信息如表1所示：

2.2 研究工具

2.2.1 特質(zhì)真實(shí)自我問(wèn)卷

首先，由兩名通過(guò)大學(xué)英語(yǔ)六級(jí)的心理學(xué)專業(yè)研究生將Wood等根據(jù)前人相關(guān)量表基礎(chǔ)上改編（2008）的真實(shí)量表（authenticity scale）譯為中文。再請(qǐng)心理學(xué)博士研究生進(jìn)行適當(dāng)?shù)恼{(diào)整。在正式發(fā)放問(wèn)卷之前，選取了錫林浩特市某三所高中部學(xué)生233人，采用自愿參加原則，共發(fā)放問(wèn)卷233份，回收有效問(wèn)卷217份。通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)依次進(jìn)行項(xiàng)目分析、探索性因素分析、驗(yàn)證性因素分析。項(xiàng)目分析的數(shù)據(jù)結(jié)果表明，問(wèn)卷項(xiàng)目全部保留;在探索性因素分析中，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行因素分析的可行性檢驗(yàn)，經(jīng)KMO檢驗(yàn)和Bartlett s球形檢驗(yàn)，KMO=0.81>0.70;Bartlett s球形檢驗(yàn)=1310.48（p<0.001），說(shuō)明預(yù)測(cè)問(wèn)卷取樣的適當(dāng)性較好，樣本數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析方法，經(jīng)正交旋轉(zhuǎn)法對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行多次探索，發(fā)現(xiàn)3個(gè)特征根大于1的因素，3個(gè)因素累積方差解釋率為67.79%;在驗(yàn)證性因素分析中，采用極大似然估計(jì)法檢驗(yàn)問(wèn)卷各維度的擬合度。其中χ2/df=1.37<3， GFI=0.95、IFI=0.99、TLI=0.98、CFI=0.98各擬合指標(biāo)均大于0.90， RMSEA=0.04<0.08。本研究中的Cronbach s α系數(shù)為0.85，信度良好。綜上所述，該問(wèn)卷可以作為正式問(wèn)卷使用。

最終用于正式施測(cè)的特質(zhì)真實(shí)自我問(wèn)卷共12題，包含真實(shí)生活項(xiàng)目（如“我按照自己的價(jià)值觀和信仰生活”），接受外部影響（如“別人的觀點(diǎn)對(duì)我影響很大”）和自我疏離感（如“我覺(jué)得自己脫離了真正的自己”）三個(gè)維度，采用1（完全不符合）～7（完全符合）計(jì)分。量表總分越低，表明個(gè)體的行為與內(nèi)在動(dòng)機(jī)、信仰、價(jià)值觀的一致性程度越高。問(wèn)卷的驗(yàn)證性因素分析表明該問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)效度良好，全部項(xiàng)目的因素載荷在0.46～0.65之間。其中問(wèn)卷的擬合指數(shù)良好（χ2/df=1.95， GFI=0.97， IFI=0.99， TLI=0.98， CFI=0.99， RMSEA=0.04）。本研究中的Cronbach s α系數(shù)為0.86。

2.2.2 人際關(guān)系綜合診斷量表

本研究采用鄭日昌編制的人際關(guān)系綜合診斷量表，該量表共28個(gè)題項(xiàng)，包含交談方面的行為困擾（如“關(guān)于自己的煩惱有口難言”），交際方面的困擾程度（如“和生人見(jiàn)面感覺(jué)不自然”），待人接物方面的困擾程度（如“過(guò)分的羨慕和妒忌別人”）和異性朋友交往的困擾程度（如“與異性交往太少”）四個(gè)維度，并做“是”或“否”的回答，“是”記一分，“否”則不計(jì)分，最終記錄人際交往困擾總分，總分在0～8分：說(shuō)明個(gè)體在人際交往的困擾較少，為人開(kāi)朗;總分在9～14分：說(shuō)明個(gè)體與他人交往存在一定程度的困擾;總分在15～28分：說(shuō)明個(gè)體與他人交往存在嚴(yán)重的人際困擾問(wèn)題。問(wèn)卷的驗(yàn)證性因素分析表明該問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)效度良好（χ2/df=2.88， GFI=0.87， IFI=0.95， TLI=0.95， CFI=0.95， RMSEA=0.06），全部項(xiàng)目的因素載荷在0.35～0.63之間。本研究中的Cronbach s α系數(shù)為0.90。

2.2.3 綜合幸福感量表

本研究采用苗元江編制的綜合幸福感量表，該量表共五十個(gè)題項(xiàng)，包含主觀幸福感需測(cè)量的生活滿意度（如“我的生活大多數(shù)方面與我的理想吻合”），正性情感（如“高興”）和負(fù)性情感（如“憂慮”）三個(gè)維度。以及心理幸福感需測(cè)量的生命活力（如“我常常感覺(jué)到我的精力旺盛好像要爆發(fā)出來(lái)”），健康關(guān)注（如“擁有健康與活力”），利他行為（如“在人們需要的時(shí)候，不計(jì)報(bào)酬的提供幫助”），自我價(jià)值（如“我覺(jué)得我是一個(gè)有價(jià)值的人，至少與別人一樣”），友好關(guān)系（如“我擁有可以依賴的朋友”）和人格成長(zhǎng)（如“能夠根據(jù)自己的意愿選擇行為方式，而不受外界影響”）六個(gè)維度，共九個(gè)維度。采用1（完全不符合）～7（完全符合）計(jì)分，其中12題與14題為反向計(jì)分，問(wèn)卷總分越高表明個(gè)體的綜合幸福感水平越高。問(wèn)卷的驗(yàn)證性因素分析表明該問(wèn)卷的擬合指標(biāo)良好（χ2/df=2.58， GFI=0.81， IFI=0.90， TLI=0.90， CFI=0.90， RMSEA=0.05），全部項(xiàng)目的因素載荷在0.40～0.70之間。本研究中的Cronbach s α系數(shù)為0.96。

2.3 數(shù)據(jù)分析

使用SPSS 24.0與AMOS 23.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行問(wèn)卷的驗(yàn)證性因素分析考察數(shù)據(jù)的擬合指標(biāo)。其中剔除沒(méi)有作答完整問(wèn)題的問(wèn)卷和沒(méi)有填寫超過(guò)兩道人口統(tǒng)計(jì)學(xué)問(wèn)題的問(wèn)卷，對(duì)缺失值均采用序列均值法進(jìn)行替換。隨后進(jìn)行假設(shè)模型的驗(yàn)證共兩個(gè)部分。

3 研究結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因子檢驗(yàn)（Harman s One-factor Test）進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。將特質(zhì)真實(shí)自我，人際關(guān)系困擾，綜合幸福感的所有項(xiàng)目一同納入進(jìn)行探索性因素分析。結(jié)果顯示，共有21個(gè)因子特征根大于1，最大因子的解釋變異量為22.22%（<40%），因此不存在共同方法偏差問(wèn)題。

3.2 特質(zhì)真實(shí)自我、人際困擾和綜合幸福感的相關(guān)分析 ?由表2可知，錫林郭勒盟地區(qū)的高中生特質(zhì)真實(shí)自我總分與人際關(guān)系困擾得分呈顯著正相關(guān)（p<0.01），與綜合幸福感總分呈顯著負(fù)相關(guān)（p<0.01）;人際困擾總分與綜合幸福感得分呈顯著負(fù)相關(guān)（p<0.01）。假設(shè)1得到驗(yàn)證。

3.3 特質(zhì)真實(shí)自我在人際困擾與綜合幸福感間的中介效應(yīng)檢驗(yàn) ?根據(jù)新的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，本研究將依次構(gòu)建兩個(gè)結(jié)構(gòu)方程模型，首先檢驗(yàn)直接效應(yīng)（a）即人際關(guān)系困擾與綜合幸福感的顯著性，然后將加入特質(zhì)真實(shí)自我作為中介變量，檢驗(yàn)間接效應(yīng)（b）來(lái)證明中介效應(yīng)是否存在。結(jié)果顯示直接效應(yīng)的模型擬合較好（χ2/df=1.63， GFI=0.98， IFI=0.99， TLI=0.98， CFI=0.99， RMSEA=0.03）。由人際關(guān)系困擾到綜合幸福感的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)顯著β=-0.43， p<0.001，并據(jù)此為中介效應(yīng)的結(jié)構(gòu)方程模型建立奠定基礎(chǔ)。將特質(zhì)真實(shí)自我納入，建構(gòu)中介效應(yīng)模型。結(jié)果表明，中介效應(yīng)模型擬合結(jié)果較好（χ2/df=2.28， GFI=0.95， IFI=0.96， TLI=0.95， CFI=0.96， RMSEA=0.05）。其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)見(jiàn)圖1，基于模型的擬合結(jié)果采用偏差矯正的非參數(shù)百分位Bootstrap方法重復(fù)抽樣5000次進(jìn)行置信區(qū)間的估計(jì)和中介效應(yīng)的檢驗(yàn)。結(jié)果表明，人際關(guān)系困擾對(duì)綜合幸福感的間接效應(yīng)顯著，其95%的置信區(qū)間為[-0.37，-0.13]，置信區(qū)間內(nèi)不包含0，可以認(rèn)為特質(zhì)真實(shí)自我的中介效應(yīng)成立。當(dāng)加入中介變量之后，人際關(guān)系困擾對(duì)綜合幸福感的直接效應(yīng)依然顯著，即置信區(qū)間內(nèi)不包含0，其95%的置信區(qū)間為[-0.35，-0.10]，因此說(shuō)明特質(zhì)真實(shí)自我在人際關(guān)系困擾和綜合幸福感之間起部分中介效應(yīng)。人際關(guān)系困擾對(duì)高中生綜合幸福感的總效應(yīng)值顯著（β=-0.43， p<0.001）人際關(guān)系困擾通過(guò)特質(zhì)真實(shí)自我對(duì)綜合幸福感產(chǎn)生影響（β=0.20， p<0.001），間接效應(yīng)在總效應(yīng)中所占的比例為46.51%。因此假設(shè)二得到驗(yàn)證。

3.4 特質(zhì)真實(shí)自我在人際交往困擾與綜合幸福感間的中介效應(yīng)跨組比較 ?為檢驗(yàn)特質(zhì)真實(shí)自我的中介模型是否具有跨群體穩(wěn)定性，本研究將該模型在人口學(xué)變量上（性別、是否獨(dú)生子女）進(jìn)行了多群組路徑分析，如果不存在顯著性差異則說(shuō)明人口學(xué)變量對(duì)中介效應(yīng)模型不存在影響，如果存在顯著性差異則說(shuō)明人口學(xué)變量存在調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明，模型僅在是否為獨(dú)生子女這一變量上存在差異，進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)是否為獨(dú)生子女僅在人際關(guān)系困擾到特質(zhì)真實(shí)自我這條路徑上起作用，是非獨(dú)生子女、獨(dú)生子女模型中人際關(guān)系困擾到特質(zhì)真實(shí)自我的路徑系數(shù)分別為0.44（p<0.001）和0.39（p<0.001），參數(shù)間差異的臨界比值（Critical Ratios for Differences between Parameters）為2.15>1.96，說(shuō)明是否獨(dú)生子女在人際關(guān)系困擾到真實(shí)自我這條路徑上存在調(diào)節(jié)作用，相較于獨(dú)生子女而言，非獨(dú)生子女的人際關(guān)系困擾對(duì)特質(zhì)真實(shí)自我的影響更大。

4 討論

4.1 高中生人際關(guān)系困擾、特質(zhì)真實(shí)自我與綜合幸福感的關(guān)系討論 ?本研究結(jié)果顯示：高中生人際關(guān)系困擾與綜合幸福感之間呈顯著負(fù)相關(guān)，人際關(guān)系困擾對(duì)綜合幸福感的預(yù)測(cè)系數(shù)為-0.23（p<0.01），結(jié)果驗(yàn)證假設(shè)一。這表明高中生的人際關(guān)系在交談、待人接物和異性交流等方面面臨的問(wèn)題越多時(shí)，其內(nèi)心的積極情感越低，負(fù)性情感越高，越影響自我價(jià)值和個(gè)人潛能的實(shí)現(xiàn)。因此主觀幸福感和心理幸福感就越低。這與有研究得出的人際關(guān)系可以正向預(yù)測(cè)主觀幸福感，對(duì)負(fù)性情緒維度有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)力的結(jié)論相一致（劉亞平， 2016），也與張軍華和朱雪梅（2012）考察的農(nóng)村高中生的同伴關(guān)系、人際困擾與主觀幸福感呈顯著負(fù)相關(guān)，張靈等（2007）研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生人際關(guān)系困擾四個(gè)維度對(duì)主觀幸福感的不同成份有不同的負(fù)向預(yù)測(cè)作用的結(jié)論相同。與國(guó)外研究學(xué)者Taylor研究緊張的同伴或親子關(guān)系對(duì)心理幸福感呈負(fù)向預(yù)測(cè)作用的結(jié)論相一致。

本研究結(jié)果顯示：高中生人際關(guān)系困擾總分與特質(zhì)真實(shí)自我中的接受外部影響和自我疏離感得分呈顯著正相關(guān)，對(duì)特質(zhì)真實(shí)自我有顯著的預(yù)測(cè)作用。即當(dāng)高中生面臨的人際關(guān)系問(wèn)題越多，越容易受到外部因素的影響，自己的認(rèn)知、行為的內(nèi)在不一致性就越高，即自我疏離感越高。這與Brunell等人（2010）研究的真實(shí)自我和人際關(guān)系的簡(jiǎn)單相關(guān)研究相一致。從E. Goffman提出的人際交往方面的自我表露理論也可以證實(shí)該結(jié)論：自我表露理論認(rèn)為，自我表露即人們所說(shuō)的敞開(kāi)心扉，在人際交往過(guò)程中把有關(guān)自我的信息、內(nèi)心情感表露給對(duì)方。自我表露的程度是人際信任的重要體現(xiàn)，適當(dāng)?shù)淖晕冶砺队欣谠黾有湃?，增進(jìn)交往（劉亞平， 2016）。從這里不難看出，自我疏離感越高，那么對(duì)應(yīng)的面臨人際困擾（如親子關(guān)系、同伴關(guān)系以及親密關(guān)系）也會(huì)越多。

本研究結(jié)果顯示：特質(zhì)真實(shí)自我對(duì)綜合幸福感具有顯著的預(yù)測(cè)作用，兩者呈顯著的負(fù)相關(guān)。即自我疏離維度分越高，受外部影響越大，幸福感感受則越低。這與有關(guān)真實(shí)自我與幸福感的關(guān)系研究結(jié)論相一致。由于特質(zhì)真實(shí)自我具有跨時(shí)間、跨情境的相對(duì)穩(wěn)定性，對(duì)于個(gè)體幸福而言，重要的不是他“有什么”或“做什么”，而是他究竟“是什么”（徐華春， 2017）。西方有研究證據(jù)表明，行為一致性高的個(gè)體在心理健康諸方面表現(xiàn)更好;而高程度的自我差異則帶來(lái)心理障礙，導(dǎo)致適應(yīng)和幸福感的降低 （Cliftion & Kuper， 2011; Diehl & Hay， 2010）。

4.2 特質(zhì)真實(shí)自我在人際關(guān)系困擾和綜合幸福感的中介作用 ?本研究運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型考察特質(zhì)真實(shí)自我在人際關(guān)系困擾與綜合幸福感之間的中介作用。結(jié)果顯示，特質(zhì)真實(shí)自我在兩者之間起部分中介作用，說(shuō)明人際關(guān)系困擾在一定程度上通過(guò)特質(zhì)真實(shí)自我影響主觀幸福感。高中生在待人接物、交談交際和異性相處的問(wèn)題越多，個(gè)體受外部生活的影響越大，自我疏離感越高，特質(zhì)真實(shí)自我總分越高，使自己的綜合幸福感分?jǐn)?shù)越低的可能性就越大，驗(yàn)證了假設(shè)二。馬斯洛的需要層次理論認(rèn)為，人共有五種需要，自我實(shí)現(xiàn)需要是基于前四種得到滿足的基礎(chǔ)上，個(gè)人潛能最終得到發(fā)揮，并實(shí)現(xiàn)理想，因而滿足自我的需求基礎(chǔ)上，幸福感水平則不斷提高（Thomaes， Sedikides， Nellie， Hutteman， & Reijntjes， 2017）。在受到社會(huì)人際關(guān)系的驅(qū)動(dòng)下，內(nèi)在真實(shí)的人格特質(zhì)以及穩(wěn)定性越傾向一致，因此這與水稻理論的觀點(diǎn)相一致。自我決定理論認(rèn)為，當(dāng)三種需要得到滿足時(shí)就會(huì)提高個(gè)體的幸福感，促進(jìn)個(gè)體心理健康的發(fā)展（嚴(yán)標(biāo)賓， 鄭雪， 邱林， 2003; Deci， 1992）。通過(guò)實(shí)證研究得出的數(shù)據(jù)分析可以看出，青少年群體的人際關(guān)系出現(xiàn)問(wèn)題時(shí)，將會(huì)不利于心理成長(zhǎng)與幸福感的提升。更有可能不會(huì)更好接受并自由地表達(dá)他們的內(nèi)在狀態(tài)（價(jià)值觀、情感和欲望），進(jìn)而會(huì)對(duì)當(dāng)前的學(xué)業(yè)成績(jī)產(chǎn)生負(fù)面影響，甚至阻礙他們未來(lái)的身心健康發(fā)展。只有包括人際關(guān)系在內(nèi)的基本心理需求得到滿足才會(huì)有助于培養(yǎng)青少年主觀能力，對(duì)自我產(chǎn)生更清晰的認(rèn)知。使他們更好地度過(guò)青春期，面對(duì)學(xué)業(yè)，并在將來(lái)的生活中掌握主動(dòng)權(quán)，提高對(duì)生活的滿意度和幸福感。

4.3 特質(zhì)真實(shí)自我在人際關(guān)系困擾和綜合幸福感的中介效應(yīng)的人口學(xué)變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析 ?本研究發(fā)現(xiàn)高中生人際關(guān)系困擾和綜合幸福感之間的中介作用受到是否為獨(dú)生子女這一人口學(xué)變量的調(diào)節(jié)。表明了特質(zhì)真實(shí)自我在兩者之間的中介作用是有條件的。具體而言，在人際關(guān)系困擾、特質(zhì)真實(shí)自我和綜合幸福感這一中介效應(yīng)的前半路徑（人際關(guān)系困擾→特質(zhì)真實(shí)自我）上，相比獨(dú)生子女，非獨(dú)生子女的特質(zhì)真實(shí)自我表現(xiàn)的程度更容易受到人際關(guān)系困擾的影響。

過(guò)去已有研究證實(shí)。同伴關(guān)系的親密程度能夠影響人們的內(nèi)顯行為，進(jìn)而會(huì)影響內(nèi)在認(rèn)知、情感和行為的一致性與穩(wěn)定性（Montague， Cavendish， Enders， & Dietz， 2010）。相關(guān)人際關(guān)系的理論可以對(duì)該結(jié)果進(jìn)行分析，馬斯洛提出的人際激勵(lì)理論的需要理論認(rèn)為：人有五個(gè)層次的需要：生理需要、安全需要、歸屬和愛(ài)的需要、尊重需要、自我實(shí)現(xiàn)需要（劉亞平， 2016）。而歸屬和愛(ài)的需要得到滿足時(shí)對(duì)人際交往具有促進(jìn)作用。由此可以分析該調(diào)節(jié)效應(yīng)產(chǎn)生的原因，獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女的成長(zhǎng)環(huán)境、家庭模式、親子關(guān)系等因素，歸屬與愛(ài)的需要的滿足程度有所不同，進(jìn)而會(huì)影響到對(duì)人際關(guān)系的處理方式和態(tài)度。帶來(lái)的人際方面的困擾程度也存在差異性。獨(dú)生子女在家庭中會(huì)受到父母、親人更多的關(guān)心、愛(ài)護(hù)、支持與陪伴，對(duì)人際交往的正向預(yù)測(cè)作用更強(qiáng)，他們自由表現(xiàn)自己的機(jī)會(huì)相對(duì)更多。因此存在本研究得出的結(jié)論：相比獨(dú)生子女，非獨(dú)生子女的特質(zhì)真實(shí)自我表現(xiàn)的程度更容易受到人際關(guān)系困擾的影響。

4.4 本研究的啟示與局限

本研究還有一些問(wèn)題需要繼續(xù)改進(jìn)：（1）此次研究所使用的特質(zhì)真實(shí)自我量表是經(jīng)過(guò)漢化修訂而成。后續(xù)研究可以擴(kuò)大不同地域范圍或被試的年齡范圍進(jìn)行深入探討，并確定量表的實(shí)用性。（2）本研究采取橫斷研究設(shè)計(jì)，對(duì)人際關(guān)系困擾、特質(zhì)真實(shí)自我與幸福感三者之間的關(guān)系尚未進(jìn)行深入的探討，未來(lái)可加入縱向追蹤研究進(jìn)行動(dòng)態(tài)的觀察，在保持真實(shí)自我的特質(zhì)的前提下，為高中生改善人際關(guān)系從而提高整體的幸福感水平提供切實(shí)可行的方法。（4）當(dāng)前已不僅僅局限于研究相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)下的幸福感特征，而是從動(dòng)態(tài)的、可持續(xù)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)遠(yuǎn)景意義出發(fā)而不斷深入探索（孫俊芳， 辛自強(qiáng)， 包呼格吉樂(lè)圖， 劉敏， 岳衡， 2021）。自我的探索受到人本身人格特質(zhì)、不同環(huán)境刺激下的動(dòng)機(jī)水平的影響，而它們之間錯(cuò)綜復(fù)雜的關(guān)系還有待更深一步的研究探討。

5 結(jié)論

（1）高中生人際關(guān)系困擾對(duì)綜合幸福感有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。

（2）特質(zhì)真實(shí)自我在人際關(guān)系困擾與綜合幸福感之間起部分中介作用。

（3）是否為獨(dú)生子女這一人口學(xué)變量調(diào)節(jié)了人際關(guān)系困擾與綜合幸福感中介效應(yīng)模型的前半路徑。具體而言，即非獨(dú)生子女的人際關(guān)系困擾對(duì)特質(zhì)真實(shí)自我的作用加強(qiáng)。

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Abstract

In order to explore the relationship and psychological mechanism between senior high school students ?intercourse vexation and multiple well-being， a questionnaire survey was used to test 544 senior high school students， and the results were found as following： （1） There was a significant negative correlation between senior high school students’ intercourse vexation and multiple well-being. （2） In the mediating effect model， intercourse vexation can affect the sense of happiness by affecting the trait real self， and the trait real self plays a part of the mediating role between the two. （3） The relationship between intercourse vexation and the trait real self is regulated by the variable that if they are the only-child. Specifically speaking， the intercourse vexation of non-only child has a stronger effect on the trait real self.

Key words： intercourse vexation; multiple well-being; trait real self; multi-group analysis; senior high school students