關(guān)鍵詞 美德動機(jī) 享樂動機(jī) 精神幸福感 自我超越 自我迷失

1 引言

始于二程的“孔顏樂處”自北宋至今都是一個廣受關(guān)注的儒學(xué)公案（程顥， 程頤， 1981）。這一問題源于《論語》中有關(guān)快樂的諸多記述：“賢哉回也，一簞食，一瓢飲，在陋巷，人不堪其憂，回也不改其樂”、“其為人也，發(fā)憤忘食，樂以忘憂，不知老之將至云爾”……（楊伯峻， 1958）。為什么顏回的生活十分貧苦卻仍能夠樂在其中？這種快樂來自哪里？從其來源和具體內(nèi)容來看，這種快樂源自對儒家“道”的追求，體現(xiàn)為守道之樂、學(xué)道之樂和體道之樂三個方面（李昌舒， 2019）。以積極心理學(xué)視角觀之，這種快樂既不同于物質(zhì)生活得到滿足后產(chǎn)生的愉悅感與滿意感，也不同于自我實現(xiàn)等心理需求得到滿足后的自我接納與獨立自主，而是一種深入人生精神層面物我兩忘的精神幸福感，體現(xiàn)為心底的力量、希望、價值感和意義感（徐曉波 等， 2017; 楊姣等， 2021）。對“孔顏樂處”的實證考察，能夠在以心理學(xué)視角回應(yīng)這一儒學(xué)公案的同時，以中國文化思想史中的積極心理思想彌補(bǔ)西方積極心理學(xué)研究中文化意蘊抽離的短板（孟維杰等， 2020）。

精神幸福感最早由國際老齡化宗教聯(lián)盟提出（The National Interfaith Coalition on Aging，1975），西方精神幸福研究也多關(guān)注宗教經(jīng)驗尤其是與上帝的聯(lián)系中產(chǎn)生的精神體驗（Cauda， 1988; Fisher， 1998;Gomez amp; Fisher， 2003; Shaygan amp; Shayegan， 2019），如一種精神幸福感三因子模型中就包括了基督教信仰和個人虔誠（Moberg， 1984）。除宗教成分之外，精神幸福感還重視人們在與自我、他人、社會和自然環(huán)境等多種關(guān)系中可能獲得的精神幸福體驗（徐曉波等， 2017；Murphy et al.， 2021）。在Ellison（1983）的宗教幸福與存在幸福二維結(jié)構(gòu)中，存在幸福感關(guān)注心理社會層面的精神幸福，它源自對生命的審視、體驗與感悟，體現(xiàn)為個體對生活的意義感、價值感和滿意感等。隨著研究的廣泛開展，一些精神幸福感理論中的宗教色彩逐漸弱化，如Canada 等（2008）的意義、平和、信念三維精神幸福中不再局限于宗教信仰，Daaleman 和Frey（2004）僅從自我效能和生命意義兩個方面衡量精神幸福。

與西方精神幸福感重視宗教體驗不同，中國人的精神幸福受傳統(tǒng)文化尤其是儒家文化的深刻影響，多產(chǎn)生于個體的自我修養(yǎng)和生活實踐中，富有道德情感之樂的色彩（李昌舒， 2019）。古有顏回“三月不違仁”故能人在陋巷而樂在其中，孟子以“仰不愧于天，俯不怍于人”為“三樂”之一，范仲淹“后天下之樂而樂”；今天也有很多當(dāng)代中國人在踐行社會主義核心價值觀、努力實現(xiàn)偉大復(fù)興中國夢的道路上感受到極大的精神幸福（徐曉波等，2017）。在道德之樂等“益者三樂”之外，儒家傳統(tǒng)同時強(qiáng)調(diào)要避免驕縱享樂、安逸游樂和宴飲無度的“損者三樂”，認(rèn)為君子在物質(zhì)享樂方面要“食無求飽，居無求安”（楊伯峻， 1958）。這些論述與觀點提示我們，自我道德修養(yǎng)的生活目標(biāo)或?qū)γ赖碌淖非笥兄谌藗儷@得精神幸福感，而一味尋求享樂的輕松生活可能會損害人們的精神富足。因此提出假設(shè)：（H1）美德動機(jī)正向預(yù)測精神幸福感；（H2）享樂動機(jī)負(fù)向預(yù)測精神幸福感。

在美德與享樂動機(jī)和精神幸福感的關(guān)系中，自我超越和自我迷失可能是其中的重要機(jī)制變量。一方面，美德天然地具有超越性，高美德動機(jī)者有更少的自我關(guān)注，其與敬畏、與更宏大存在的聯(lián)系感等自我超越體驗顯著正相關(guān)（Huta amp; Ryan， 2010）；同時，自我超越與精神幸福感密切相關(guān)（Aldwin etal.， 2019），因此美德動機(jī)對精神幸福感的作用可能是通過自我超越發(fā)生的。另一方面，《道德經(jīng)》中說：“五色令人目盲，五音令人耳聾，五味令人口爽，馳騁畋獵令人心發(fā)狂，難得之貨令人行妨。是以圣人為腹不為目，故去彼取此?！绷终Z堂將“腹”譯注為內(nèi)在自我（the inner self），“目”為外在自我或感官世界；老子目睹世人沉醉于外在物質(zhì)生活的官能刺激而迷失內(nèi)在自我，試圖喚醒人們抵制物質(zhì)生活的誘惑，持守內(nèi)在自我的寧靜恬淡（陳鼓應(yīng)，1984）。這提示我們，沉迷享樂導(dǎo)致的自我迷失可能是精神幸福感缺失的重要原因。因此提出假設(shè)：（H3）自我超越在美德動機(jī)與精神幸福感之間起到中介作用；（H4）自我迷失在享樂動機(jī)與精神幸福感之間起到中介作用。

綜上，與西方精神幸福感重視宗教體驗不同，中國人的精神幸福感根植于個體的心性修養(yǎng)和美德追求，同時力求摒除物質(zhì)世界的享樂誘惑。本研究基于中國文化和積極心理學(xué)的雙重視角，試圖探究美德和享樂兩種動機(jī)與精神幸福感的不同關(guān)系，并考察自我超越和自我迷失在其中的作用。研究的兩個假設(shè)模型如圖1所示。

2 方法

2.1 被試

為獲取年齡段更廣和更加多樣性的被試，采用在線被試平臺提供的樣本服務(wù)招募共811 名被試參與調(diào)查。通過混入問卷中的2 道Likert 式量表題對被試作答質(zhì)量進(jìn)行控制，如“本題請選擇最中間的選項”，最終獲得有效被試691 人（男317，女374人，年齡跨度15～60 歲，平均年齡27.55 ± 7.55 歲），回收有效率85.20%。

2.2 工具

2.2.1 精神幸福感

采用12題的精神幸福感指數(shù)量表（SpiritualIndex of Well-being，SIWB; Daaleman amp; Frey， 2004）測量被試的精神幸福感。量表包含2 個維度：①自我效能，如“我無法讓自己的生活做出改變”；②生命意義，如“我不知道自己是誰、從何而來、要去往何方”。請被試就量表中的條目從1分（非常不同意）到7 分（非常同意）進(jìn)行自我報告，所有條目都為反向計分題，反向計分后計算所有題目的均分作為精神幸福感的指標(biāo)。SIWB 在中國被試群體中的應(yīng)用顯示了良好的信效度（楊姣等，2021）。本研究中SIWB 的Cronbach' s α 系數(shù)為.94，兩個分量表分別為.87、.93，驗證性因子分析結(jié)果表明量表結(jié)構(gòu)效度良好（χ²/df = 5.38，CFI = .96，TLI = .95，RMSEA = .08，SRMR = .04）。

2.2.2 美德與享樂動機(jī)

參照以往有關(guān)美德動機(jī)的研究（Huynh et al.，2017），采用前人改編后的美德與享樂動機(jī)量表（Hedonic and Eudaimonic Motives for Activities Scale，HEMA; Huta amp; Ryan， 2010） 測量被試的美德動機(jī)和享樂動機(jī)。量表共包含10個題目，其中5 題用來測量美德動機(jī)（M = 4.15，SD = .56，α = .71），如“想要為他人或社會做貢獻(xiàn)”；另外5 題用來測量享樂動機(jī)（M = 4.21，SD = .62，α = .74），如“想要多一些享受”，請被試就多大程度上認(rèn)可量表中的條目進(jìn)行1 分（非常不同意）到5 分（非常同意）的自我報告。與以往研究相同（Huta amp; Waterman， 2014），兩種動機(jī)原始得分顯著正相關(guān)（r = .13，p lt; .05），參照Huynh 等（2017）的方式排除享樂動機(jī)的混淆，以美德動機(jī)對享樂動機(jī)回歸的未標(biāo)準(zhǔn)化殘差作為美德動機(jī)的指標(biāo)（M = 3.68，SD = .56）；采用同樣的方式計算享樂動機(jī)得分（M = 3.64，SD = .62）。

2.2.3 自我超越和自我迷失

采用15 題的成人自我超越問卷（Adult Self-Transcendence Inventory，ASTI; Levenson et al.，2005）測量被試的自我超越和自我迷失。問卷包括2 個分量表：①自我超越，如“我對自我的感知很少依賴于其他人或物”；②自我異化（alienation），如“隨著年歲的增長，我感覺在逐漸失去自我?！背扇俗晕页絾柧碛脕頊y量自我超越時僅使用10 題的自我超越分量表，被試需要從1 分（強(qiáng)烈不同意）到5 分（強(qiáng)烈同意）報告自己的自我超越傾向。本研究計算自我超越分量表的得分作為自我超越的指標(biāo)（M = 3.23，SD = .58，α = .76），自我異化分量表的得分作為自我迷失的指標(biāo)（M = 2.46，SD =.89，α = .81）。

2.3 程序和數(shù)據(jù)處理

被試需要完成一項在線問卷調(diào)查，收集的數(shù)據(jù)包括人口學(xué)信息（性別、年齡和主觀社會階層）、美德與享樂動機(jī)、自我超越和自我迷失、精神幸福感。線上收集數(shù)據(jù)后，采用SPSS 24（包括PROCESS 插件）和R 語言（tidyLPA 包）進(jìn)行相應(yīng)的數(shù)據(jù)整理與分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

為避免共同方法偏差，研究采用匿名發(fā)放問卷方式收集數(shù)據(jù)。進(jìn)一步采用Harman 單因素檢驗法檢測數(shù)據(jù)的同源偏差程度，把所有問卷測量條目進(jìn)行探索性因素分析，未旋轉(zhuǎn)情況下共有6 個因子的特征值大于1，并且第一個因子解釋了28.26% 的變異，表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題（周浩，龍立榮， 2004）。

3.2 相關(guān)分析

對美德與享樂動機(jī)、自我超越和自我迷失、精神幸福感以及主要人口學(xué)變量進(jìn)行相關(guān)分析，各變量的相關(guān)值及顯著性水平如表1 所示。結(jié)果表明，美德動機(jī)與自我超越、精神幸福感之間顯著正相關(guān)，與享樂動機(jī)、自我迷失顯著負(fù)相關(guān)；享樂動機(jī)與自我迷失顯著正相關(guān)，與自我超越、精神幸福感顯著負(fù)相關(guān)。因為性別、年齡和主觀社會階層與主要變量之間存在不同程度的相關(guān)，后續(xù)分析中對人口學(xué)變量都進(jìn)行了控制。

3.3 主效應(yīng)和交互作用分析

采用階層回歸分析來檢驗兩種動機(jī)對精神幸福感的預(yù)測作用，結(jié)果表明美德動機(jī)顯著正向預(yù)測精神幸福感（β = .33，p lt; .001），享樂動機(jī)顯著負(fù)向預(yù)測精神幸福感（β = -.25，p lt; .001），兩者的交互項也顯著預(yù)測精神幸福感（β = -.10，p lt; .05）。

簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)（如圖2 所示），雖然在不同享樂動機(jī)水平下美德動機(jī)都能正向預(yù)測精神幸福感，但相對于高享樂動機(jī)的情況（M + 1SD ，Effect= .23，95%CI = [.1237， .3425]），在低享樂動機(jī)時美德動機(jī)對精神幸福感的預(yù)測作用更強(qiáng)（M - 1SD，Effect =.43，95%CI = [.3071， .5496]），這表明享樂動機(jī)會在一定程度上抑制美德動機(jī)對精神幸福感的積極作用。

考慮到美德與享樂動機(jī)對精神幸福感的預(yù)測存在交互作用，進(jìn)一步從個體層面考察不同優(yōu)勢動機(jī)類型者的精神幸福感差異。以美德動機(jī)和享樂動機(jī)兩變量得分為指標(biāo)，分別將個體的動機(jī)類型設(shè)置為2 類、3 類和4 類進(jìn)行潛在剖面分析（latentprofile analysis，LPA）的擬合估計，模型擬合結(jié)果見表2。根據(jù)潛在剖面分析中的常用標(biāo)準(zhǔn)（王孟成，2014），3類別模型的AIC 和BIC 均小于2類別模型，且其Entropy 的值大于另外兩種模型，因此最終選取3 類別模型。根據(jù)各類別被試美德與享樂動機(jī)的特點（圖3），將其分別命名為：高美德型（n= 126，占比18.2%），高享樂型（n =38，占比5.5%）和雙高型（n = 527，占比76.3%）。

方差分析結(jié)果表明，不同動機(jī)類型個體間的精神幸福感差異顯著，F(xiàn) （2， 688） = 21.82，plt; .001，η_p² = .06，事后多重比較（Bonferroni 法）結(jié)果顯示三類個體精神幸福感間的兩兩差異顯著（高享樂型-雙高型：lt; .01，其它：ps lt; .001），高美德動機(jī)者的精神幸福感不僅顯著高于高享樂動機(jī)者，也顯著高于雙高型動機(jī)者。

3.4 中介效應(yīng)分析

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）建議的依次檢驗流程對假設(shè)模型1 進(jìn)行中介效應(yīng)分析。首先以美德動機(jī)為自變量、精神幸福感為因變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明美德動機(jī)顯著正向預(yù)測精神幸福感（β =.25，p lt; .001）。然后以自我超越為因變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明美德動機(jī)顯著正向預(yù)測自我超越（β =.40，p lt; .001）。最后，以美德動機(jī)和自我超越為自變量、精神幸福感為因變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明自我超越顯著正向預(yù)測精神幸福感（β = .18，p lt;.001）；此時直接效應(yīng)也顯著：美德動機(jī)顯著正向預(yù)測精神幸福感（β = .18，p lt; .001）。因此，模型1 得到驗證。

采用同樣的方法檢驗?zāi)Ｐ?。結(jié)果顯示，享樂動機(jī)顯著負(fù)向預(yù)測精神幸福感（β = -.21，p lt; .001）和自我迷失（β = .16，p lt; .001）；將享樂動機(jī)和自我迷失同時納入模型后，自我迷失顯著負(fù)向預(yù)測精神幸福感（β = -.65，p lt; .001），享樂動機(jī)仍然顯著負(fù)向預(yù)測精神幸福感（β =-.10，p lt; .001）。因此，模型2 也得到驗證。

為了給出區(qū)間估計，采用SPSS 中的PROCESS插件通過Bootstrap 法進(jìn)行中介效應(yīng)分析，結(jié)果如表3 所示。與依次檢驗結(jié)果相一致，自我超越在美德動機(jī)與精神幸福感關(guān)系間的中介效應(yīng)顯著，自我迷失在美德動機(jī)與精神幸福感關(guān)系中的中介效應(yīng)顯著。同時發(fā)現(xiàn)，自我超越在享樂動機(jī)與精神幸福感關(guān)系中的中介效應(yīng)顯著，其他路徑不顯著。

進(jìn)一步將所有變量納入同一模型中進(jìn)行路徑分析（路徑系數(shù)如圖5 所示），并在單一模型中再次檢驗多路徑的中介作用，結(jié)果表明：美德動機(jī)仍然同時通過直接路徑（95% CI = [.0629，.3149]） 和自我超越（95% CI = [.0077， .1248]）與自我迷失（95% CI = [.1994， .4176]）兩條間接路徑顯著正向預(yù)測精神幸福感；享樂動機(jī)也仍然只通過直接路徑（95% CI = [-.3101， -.1012]）和自我迷失（95% CI = [-.2625， -.0903]）的間接路徑顯著負(fù)向預(yù)測精神幸福感。

4 討論

諸多研究表明，精神幸福感與個體的心理和生理健康密切相關(guān)（Deng et al.， 2021; Feng et al.， 2021;Ramesh et al.， 2021; Yang et al.， 2021），探索關(guān)切精神幸福體驗的心理因素有助于提高人們的生存質(zhì)量。本研究通過區(qū)分追求美德與尋求享樂兩種生活目標(biāo)，探究了二者與精神幸福感的不同關(guān)系，并考察了自我超越和自我迷失在其中的中介作用。研究證明了追求美德的動機(jī)對精神幸福感的正向預(yù)測作用，支持了假設(shè)H1；享樂動機(jī)負(fù)向預(yù)測精神幸福感，支持了假設(shè)H2；自我超越在美德動機(jī)與精神幸福感間起到中介作用，支持了假設(shè)H3；自我迷失在享樂動機(jī)與精神幸福感間起到中介作用，支持了假設(shè)H4。研究還進(jìn)一步在個體層面區(qū)分不同類型的生活動機(jī)者，結(jié)果同樣支持了不同動機(jī)類型與精神幸福感的關(guān)系。這些結(jié)果為通過追求美德和克制享樂動機(jī)以獲得精神幸福感的有效性提供了實證證據(jù)的支持。

4.1 美德與享樂動機(jī)與精神幸福感的關(guān)系

受中國傳統(tǒng)文化尤其是儒家文化的深刻影響，“修身齊家治國平天下”的人生理想刻在每個中國人心中；再加上當(dāng)代中國社會對艱苦奮斗和自我奉獻(xiàn)精神的鼓勵與贊揚，對美德的追求一直是中國人幸福感的重要源泉（徐曉波等， 2017）?，F(xiàn)有研究表明美德和享樂動機(jī)都與積極情緒和生活滿意度等因素正相關(guān)，享樂動機(jī)還與消極情緒、壓力和抑郁等因素負(fù)相關(guān)，而美德動機(jī)則更能預(yù)測人們的生命意義和自我提升體驗（Henderson et al.， 2013; Ton?i?amp; Ani?， 2015）。而且享樂動機(jī)的作用體現(xiàn)出明顯的短時性或狀態(tài)性，追蹤監(jiān)測結(jié)果則顯示美德動機(jī)對長期的幸福體驗更為重要（Ton?i? amp; Ani?， 2015）。本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，美德動機(jī)能夠正向預(yù)測中國人的精神幸福感，追求美德和自我發(fā)展的人生目標(biāo)與更高的生命意義和自我效能感相關(guān)；而享樂動機(jī)則顯著負(fù)向預(yù)測精神幸福感，尋求輕松和享樂型生活方式的人體會到相對更低的精神幸福。這與老子“為腹不為目”的主張是一致的，沉迷于物質(zhì)生活的官能刺激帶來的只是一時的歡愉，其對積極的精神體驗甚至?xí)鸬椒醋饔茫挥袑で笞陨硇摒B(yǎng)的提升和內(nèi)在美德的發(fā)揚才是幸福的最終源泉（陳鼓應(yīng)，1984）。

4.2 自我超越和自我迷失的作用

進(jìn)一步地，自我超越式的積極自我發(fā)展在美德動機(jī)對中國人的精神幸福的正向預(yù)測中起到重要作用。傳統(tǒng)上，不管是儒家“民胞物與”的人生境界，還是道家“心齋”、“坐忘”的修行方法，抑或是禪宗“本來無一物”的心性認(rèn)識，都體現(xiàn)出對自我超越的高度重視，“毋我”是中式人生發(fā)展觀的基本方向（馮友蘭， 2014）。同時，在通往自我超越的道路上，儒家強(qiáng)調(diào)“修身齊家治國平天下”，道家主張“圣人后其身而身先，外其身而身存”（陳鼓應(yīng)， 1984），禪宗以“見性成佛”鼓勵人們發(fā)揚心底的至善佛性（慧能， 2012），追求美德的動機(jī)貫穿于各家的修行方法之中?？鬃诱f顏回“三月不違仁”（楊伯峻， 1958），是對美德的追求和持守塑造了顏回的積極自我發(fā)展，他才得以超脫物質(zhì)條件的匱乏而體驗到精神幸福。本研究也證明，自我超越在美德動機(jī)與精神幸福感的關(guān)系中起到中介作用，自我超越式的積極自我發(fā)展是美德追求得以帶來精神幸福感的一條重要路徑。

同時，享樂動機(jī)對精神幸福感缺失的正向預(yù)測與個體的自我迷失密切相關(guān)。先哲很早就關(guān)注到享樂對個體修養(yǎng)可能招致的隱患，中國傳統(tǒng)對于享樂的態(tài)度從來都是適度即可、知足常樂，如孔子主張“食無求飽，居無求安”，老子強(qiáng)調(diào)“為腹去目”。因為輕松與享樂對于生物性的人充滿誘惑，人們很容易陷入其中而迷失本性，所以《道德經(jīng)》呼吁人們要懂得知足：“禍莫大于不知足，咎莫大于欲得。故知足之足，常足矣?！保惞膽?yīng)， 1984）。本研究發(fā)現(xiàn)，尋求享樂的生活目標(biāo)與生命意義缺失和自我疏離相關(guān)，持享樂動機(jī)者體會到相對更低的精神幸福感，自我迷失在其中起到中介作用。這些觀點和證據(jù)表明，輕松與享樂帶來的只是短暫的歡愉，這種歡愉長遠(yuǎn)來看無助于甚至?xí)p害人們的積極自我發(fā)展和精神富足，想要獲得對生活的積極自我效能和生命意義感則需要適當(dāng)克制自身的享樂動機(jī)，并加強(qiáng)追求美德和積極自我發(fā)展的人生目標(biāo)。

5 結(jié)論

綜上，本研究得到以下結(jié)論：（1）美德動機(jī)不僅直接正向預(yù)測精神幸福感，還通過自我超越和自我迷失間接預(yù)測精神幸福感；（2）享樂動機(jī)不僅直接負(fù)向預(yù)測精神幸福感，還通過自我迷失間接預(yù)測精神幸福感。