白金花 趙玉芳 菅 越 鄧起昌

(西南大學(xué)心理學(xué)部，重慶 400715)

1 引言

社會(huì)需求理論認(rèn)為，人們都有與他人建立并保持親密、持久關(guān)系的需求，即歸屬需求（Baumeister & Leary, 1995）。人們希望與具有持久關(guān)系的、相互關(guān)心的他人維持穩(wěn)定的狀態(tài)，因此會(huì)在人際目標(biāo)中投入時(shí)間和精力來(lái)滿足歸屬需求，歸屬需求得不到滿足就會(huì)產(chǎn)生孤獨(dú)感。依據(jù)社會(huì)聯(lián)系需要理論，孤獨(dú)的人會(huì)想辦法與他人建立聯(lián)系減少孤獨(dú)，而歸屬需要理論認(rèn)為，與不喜歡的、不重要的人建立聯(lián)系并不能滿足個(gè)體的歸屬需要（李格格, 2017）。

人際目標(biāo)（interpersonal goal）是人類追求的眾多目標(biāo)的一個(gè)子集，其本質(zhì)是人際關(guān)系，包括家庭相關(guān)的以及一般社交目標(biāo)，如尋求友誼、歸屬感、尋找伴侶，維持伴侶關(guān)系等（Chulef et al., 2001），人際目標(biāo)有助于滿足歸屬需要。對(duì)于孤獨(dú)者來(lái)說(shuō)，其人際目標(biāo)是建立聯(lián)系，但孤獨(dú)者具有高防御動(dòng)機(jī)和低趨近動(dòng)機(jī)（Abeyta et al., 2020; Park &Baumeister, 2015），他們會(huì)高估互動(dòng)中的風(fēng)險(xiǎn)，因此很難真正實(shí)現(xiàn)其人際目標(biāo)。研究發(fā)現(xiàn)，同時(shí)呈現(xiàn)互動(dòng)和獨(dú)處選項(xiàng)時(shí)，被排斥者傾向于選擇獨(dú)處（Ren et al., 2021）；關(guān)系滿意度低的個(gè)體社交目標(biāo)投入更少（Hofmann et al., 2015）。Lavigne 等（2011）考察了孤獨(dú)感與成長(zhǎng)取向之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)孤獨(dú)與成長(zhǎng)取向無(wú)關(guān)，即孤獨(dú)并不會(huì)影響人們與他人聯(lián)系的意向和行為。在親密關(guān)系中則不同，具有親密關(guān)系目標(biāo)的人在受到伴侶的拒絕或消極評(píng)價(jià)后還是會(huì)增加關(guān)系投入意愿并提高關(guān)系承諾（Gere et al., 2013）。

雖然孤獨(dú)會(huì)激活重新聯(lián)系動(dòng)機(jī)，促進(jìn)人際目標(biāo)設(shè)定，但個(gè)體對(duì)關(guān)系的看法也會(huì)影響其行為和關(guān)系投入，如孤獨(dú)者認(rèn)為在公開(kāi)情境中可以通過(guò)親社會(huì)行為獲得贊美和聲譽(yù)以及聯(lián)系的可能性，因而在公開(kāi)捐贈(zèng)活動(dòng)中投入更多的時(shí)間和金錢(qián)，在私下情境中親社會(huì)行為較少（Huang et al., 2016）。社會(huì)排斥相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)被排斥者的聯(lián)系欲望被激活且認(rèn)為有可能建立社會(huì)聯(lián)系時(shí)，他們會(huì)增加社會(huì)聯(lián)系相關(guān)行為來(lái)滿足歸屬感（Maner et al.,2007）。本研究認(rèn)為孤獨(dú)者對(duì)人際目標(biāo)投入的差異可能與其對(duì)人際目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的判斷有關(guān)。

目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性是指目標(biāo)是否以及怎樣能被實(shí)現(xiàn)的信念，是個(gè)體對(duì)目標(biāo)成功期望和目標(biāo)可行性的評(píng)估（王國(guó)霞, 2014），是個(gè)體目標(biāo)投入的重要影響因素（何嘉梅, 金磊, 2021）。目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性正向影響目標(biāo)投入，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性越高，目標(biāo)投入也越高（蓋笑松 等, 2016）。目標(biāo)優(yōu)先性理論提出，個(gè)體可以根據(jù)當(dāng)前情境調(diào)整各需求間的層級(jí)，那么孤獨(dú)者的優(yōu)先目標(biāo)應(yīng)該是歸屬需求目標(biāo)（Shilling & Brown, 2016）。但孤獨(dú)進(jìn)化理論認(rèn)為，個(gè)體認(rèn)為建立聯(lián)系的可能性低、未來(lái)不確定性高時(shí)傾向于采取自我保護(hù)策略（Meng et al.,2020）；社會(huì)重新聯(lián)系理論也提出，個(gè)體建立親和關(guān)系的前提是社會(huì)聯(lián)系的來(lái)源是安全的、高可能性的（Maner et al., 2007），那么在孤獨(dú)者的人際目標(biāo)追求中，只有在認(rèn)為目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性高時(shí)，他們才可能增加人際目標(biāo)投入。然而，孤獨(dú)會(huì)降低他們的主動(dòng)性，使他們?cè)跊Q策時(shí)更為謹(jǐn)慎，對(duì)人際交往呈現(xiàn)防御態(tài)度（馮文婷 等, 2016），因此高孤獨(dú)者的人際目標(biāo)投入會(huì)少于低孤獨(dú)者。綜上，研究假設(shè)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性調(diào)節(jié)孤獨(dú)感與人際目標(biāo)間的關(guān)系。

孤獨(dú)者為降低孤獨(dú)感會(huì)設(shè)定人際目標(biāo)，但他們的人際目標(biāo)投入會(huì)出現(xiàn)差異，這種差異可能與個(gè)體對(duì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的評(píng)估有關(guān)?；跉w屬需要理論，本研究考察孤獨(dú)感與人際目標(biāo)投入的關(guān)系以及人際目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的作用，探究孤獨(dú)者行為差異的潛在機(jī)制。由于日常孤獨(dú)和特質(zhì)孤獨(dú)都會(huì)激活自我保護(hù)動(dòng)機(jī)和高度警惕性（Meng et al.,2020），有必要考察日常孤獨(dú)和特質(zhì)孤獨(dú)對(duì)人際目標(biāo)追求的作用。因此，研究1 通過(guò)測(cè)量個(gè)體在一天中的孤獨(dú)感和特質(zhì)孤獨(dú)，考察日常孤獨(dú)與特質(zhì)孤獨(dú)對(duì)人際目標(biāo)投入的影響以及目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的作用。研究2 通過(guò)實(shí)驗(yàn)方法操縱孤獨(dú)感來(lái)考察孤獨(dú)感對(duì)人際目標(biāo)投入的影響以及目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的作用。最后，進(jìn)行內(nèi)部元分析，進(jìn)一步評(píng)估該效應(yīng)的穩(wěn)健性。

2 研究1：孤獨(dú)感對(duì)人際目標(biāo)投入的影響

2.1 研究方法

2.1.1 被試

以大學(xué)生為研究對(duì)象，通過(guò)網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)發(fā)布問(wèn)卷，分兩次完成。第一次發(fā)放200 份問(wèn)卷，剔除信息填寫(xiě)不完整、人際目標(biāo)錯(cuò)誤以及未通過(guò)注意檢查的問(wèn)卷；第二次發(fā)放問(wèn)卷時(shí)流失被試56名，在剔除目標(biāo)填寫(xiě)與第一次不一致以及未通過(guò)注意檢查的被試后，剩余有效被試101名（女生71名），平均年齡20.81 歲（SD=1.75 歲）。

2.1.2 研究工具

目標(biāo)投入量表：6個(gè)條目，選取目標(biāo)進(jìn)展量表中的4個(gè)條目（柳華君, 2020），根據(jù)研究?jī)?nèi)容對(duì)題目進(jìn)行調(diào)整，將“過(guò)去的一個(gè)月”改為“今天”，并改為陳述句式（如，“今天，為了實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，我做出了實(shí)質(zhì)性的進(jìn)展”），以及研究者編制的2個(gè)項(xiàng)目（如，“今天，我沒(méi)有投入太多精力在該目標(biāo)中”）。7 點(diǎn)計(jì)分，反向計(jì)分后分?jǐn)?shù)越高表示人際目標(biāo)投入越多，量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.90，結(jié)構(gòu)效度良好，χ2=11.31，df=9，SRMR=0.03，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.05。

目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性量表：采用柳華君（2020）研究中對(duì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的測(cè)量問(wèn)題（“你認(rèn)為你有多大可能實(shí)現(xiàn)該人際目標(biāo)”），7 點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高表示目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性越高。

日常接納量表和日常孤獨(dú)量表：采用Teneva和Lemay（2020）編制的問(wèn)卷，2名心理學(xué)專業(yè)研究生和2名英語(yǔ)專業(yè)研究生進(jìn)行了翻譯和回譯。日常接納量表包含12個(gè)條目（如，“今天，我覺(jué)得周圍人重視與我的關(guān)系”），日常孤獨(dú)量表包含5個(gè)條目（如，“今天，我感覺(jué)被孤立了”）。均為7 點(diǎn)計(jì)分，反向計(jì)分后分?jǐn)?shù)越高表示接納感/孤獨(dú)感越強(qiáng)。日常接納量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.94，結(jié)構(gòu)效度良好，χ2=29.19，df=20，SRMR=0.03，CFI=0.98，TLI=0.97，RMSEA=0.07。日常孤獨(dú)量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.90，結(jié)構(gòu)效度良好，χ2=8.66，df=5，SRMR=0.03，CFI=0.98，TLI=0.96，RMSEA=0.09。

UCLA 特質(zhì)孤獨(dú)量表（汪向東 等, 1999）：20個(gè)條目，本研究采用5 點(diǎn)計(jì)分，反向計(jì)分后分?jǐn)?shù)越高表示特質(zhì)孤獨(dú)越強(qiáng)，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.93。

人口學(xué)變量測(cè)量：包括性別、年齡、年級(jí)等基本信息。

2.1.3 研究程序

第一次問(wèn)卷調(diào)查要求被試填寫(xiě)人際目標(biāo)，指導(dǎo)語(yǔ)為“請(qǐng)寫(xiě)下近一兩個(gè)月正在追求的且還沒(méi)有實(shí)現(xiàn)的，你認(rèn)為重要的人際目標(biāo)，如建立、保持或回避與親人/（男/女）朋友/其他人的關(guān)系”，以確認(rèn)人際目標(biāo)理解無(wú)誤，同時(shí)填寫(xiě)人口學(xué)信息。第二次問(wèn)卷填寫(xiě)與第一次至少間隔一天，時(shí)間是晚上七點(diǎn)以后，要求被試再次填寫(xiě)人際目標(biāo)，同時(shí)測(cè)量目標(biāo)投入、目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性、日常接納、日常孤獨(dú)、特質(zhì)孤獨(dú)等。

2.1.4 統(tǒng)計(jì)分析

首先對(duì)所有測(cè)量?jī)?nèi)容進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，并對(duì)各變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)分析。最后將變量進(jìn)行中心化處理，使用PROCESS 宏Model 1 進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

2.2 結(jié)果

2.2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman 單因子檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)共有9個(gè)因子特征值大于1，第一因子所能解釋的變異量為36.99%，小于臨界值40%，因此不存在共同方法偏差。

2.2.2 相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果見(jiàn)表1，日常孤獨(dú)、特質(zhì)孤獨(dú)與人際目標(biāo)投入呈顯著負(fù)相關(guān)；日常孤獨(dú)、特質(zhì)孤獨(dú)與人際目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性呈顯著負(fù)相關(guān)。

表1 各變量描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析結(jié)果

2.2.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

對(duì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性在日常孤獨(dú)、特質(zhì)孤獨(dú)與人際目標(biāo)投入間的作用進(jìn)行分析。日常孤獨(dú)對(duì)目標(biāo)投入的主效應(yīng)顯著，β=-0.20，t=-2.03，p=0.045；目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的主效應(yīng)顯著，β=0.51，t=5.79，p＜0.001；兩者的交互作用顯著，△R2=0.05，F(xiàn)=7.73，p=0.007。簡(jiǎn)單斜率分析根據(jù)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性平均值及±1SD將目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性分為高、中、低三組，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性高（M+1SD）時(shí)，日常孤獨(dú)感越強(qiáng)投入越少，β=-0.40，t=-2.78，p=0.007；目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的可能性為中間水平（M）時(shí)，日常孤獨(dú)感越高，目標(biāo)投入越少，β=-0.20，t=-2.03，p=0.045，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性低（M-1SD）時(shí)，個(gè)體的投入都非常少且各日常孤獨(dú)水平間差異不顯著，β=0.01，t=0.04，p=0.970。

在特質(zhì)孤獨(dú)對(duì)人際目標(biāo)投入的影響中，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性主效應(yīng)顯著，β=0.47，t=5.14，p＜0.001，特質(zhì)孤獨(dú)主效應(yīng)顯著，β=-0.28，t=-3.10，p=0.003，兩者的交互作用顯著，△R2=0.03，F(xiàn)=4.47，p=0.037。簡(jiǎn)單斜率分析根據(jù)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性平均值及±1SD將目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性分為高、中、低三組，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性高（M+1SD）時(shí)，特質(zhì)孤獨(dú)感越強(qiáng)投入越少，β=-0.44，t=-3.59，p=0.001；目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的可能性為中間水平（M）時(shí)，特質(zhì)孤獨(dú)感越高，目標(biāo)投入越少，β=-0.28，t=-3.10，p=0.003；目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性低（M-1SD）時(shí)，個(gè)體的投入都非常少且各特質(zhì)孤獨(dú)水平間沒(méi)有顯著差異，β=-0.11，t=-1.01，p=0.317。

雖然本研究沒(méi)有發(fā)現(xiàn)性別與其他變量間的相關(guān)性，但有研究發(fā)現(xiàn)性別會(huì)影響個(gè)體的人際聯(lián)系行為（Huang et al., 2016），因此，將性別作為控制變量（男生=0，女生=1）進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，發(fā)現(xiàn)性別僅在日常孤獨(dú)分析中影響顯著，β=-0.37，t=-2.04，p=0.044，女性的目標(biāo)投入低于男性，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的調(diào)節(jié)作用仍然顯著。

2.3 討論

研究1 表明，孤獨(dú)感會(huì)降低人際目標(biāo)投入，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性在兩者之間起調(diào)節(jié)作用，與研究假設(shè)一致，這表明在目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性低時(shí)，個(gè)體的自我保護(hù)更高；在目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性高時(shí)，雖然高孤獨(dú)者會(huì)增加人際目標(biāo)投入，但由于其消極認(rèn)知以及自我保護(hù)動(dòng)機(jī)，其人際目標(biāo)投入仍低于低孤獨(dú)者。

3 研究2：人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)對(duì)人際目標(biāo)投入意愿的影響

3.1 研究方法

3.1.1 被試

以大學(xué)生為研究對(duì)象，在網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)發(fā)布問(wèn)卷，發(fā)放177 份問(wèn)卷，其中30 份為無(wú)效問(wèn)卷（4 份未認(rèn)真填寫(xiě)，6 份人際目標(biāo)與策略無(wú)關(guān)，3 份人際目標(biāo)與概念無(wú)關(guān)，16 份有多個(gè)人際目標(biāo)，1 份重復(fù)填寫(xiě)多條策略）。有效被試147名（女生122名），其中接納組47名，孤獨(dú)組48名，控制組52名，平均年齡20.31 歲（SD=1.77 歲）。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用單因素被試間設(shè)計(jì)，自變量為人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)（孤獨(dú)組、接納組、控制組），因變量為目標(biāo)投入意愿。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

（1）人際目標(biāo)確定：?jiǎn)柧硖顚?xiě)時(shí)間為上午八點(diǎn)到下午五點(diǎn)，打開(kāi)鏈接后，詢問(wèn)被試在今天會(huì)有多忙，7 點(diǎn)評(píng)分，分?jǐn)?shù)越高表示越忙。然后詢問(wèn)被試近期是否有計(jì)劃完成的某些事，如果選擇“是”，會(huì)繼續(xù)呈現(xiàn)后面的問(wèn)題，被試填寫(xiě)在與他人的關(guān)系方面計(jì)劃完成的一件事，對(duì)這件事的重要性、難度進(jìn)行7 點(diǎn)評(píng)分，分?jǐn)?shù)越高表示越重要、越難；如果選擇“否”，結(jié)束問(wèn)卷。然后被試回答“今天是否要做這件事”，如果“是”則繼續(xù)，“否”則結(jié)束問(wèn)卷。

（2）人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)操作：采用回憶范式（徐同潔 等, 2017; Arpin & Mohr, 2019）操縱人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)，孤獨(dú)組被試回憶自己近期感覺(jué)孤獨(dú)的情境，接納組被試回憶自己近期感覺(jué)被接納的情境，控制組被試回憶自己昨天晚上吃了什么，以時(shí)間、地點(diǎn)、情境、感受為線索進(jìn)行描述。完成后對(duì)當(dāng)下的感受（接納感、孤獨(dú)感）進(jìn)行7 點(diǎn)評(píng)分，分?jǐn)?shù)越高代表感受越強(qiáng)。

（3）目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性測(cè)量：被試根據(jù)之前所報(bào)告的人際目標(biāo)寫(xiě)出執(zhí)行該目標(biāo)可以做的事或活動(dòng)，不少于5 條，統(tǒng)計(jì)策略數(shù)和策略字?jǐn)?shù)。策略數(shù)和策略字?jǐn)?shù)都是策略的數(shù)量特征，有研究者認(rèn)為，策略數(shù)越多表明被試具有更多的建立、保持社會(huì)聯(lián)系的方法，但不能預(yù)測(cè)目標(biāo)達(dá)成，而策略越詳細(xì)越有利于目標(biāo)達(dá)成（Gollwitzer, 1999），目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的可能性越高，因此策略字?jǐn)?shù)更能代表策略的數(shù)量特征。本研究使用策略字?jǐn)?shù)作為目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的客觀指標(biāo)。

（4）人際目標(biāo)追求測(cè)量：采用Romero 等（2009）對(duì)目標(biāo)努力的測(cè)量，今天是否會(huì)繼續(xù)做該目標(biāo)，想要投入多少時(shí)間和精力，采用7 點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高表示人際目標(biāo)投入意愿越強(qiáng)。

3.1.4 統(tǒng)計(jì)分析

首先檢驗(yàn)人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)操縱，之后對(duì)投入意愿進(jìn)行單因素ANOVA 分析。然后統(tǒng)計(jì)策略數(shù)和策略字?jǐn)?shù)（使用Word 計(jì)數(shù)功能對(duì)策略字?jǐn)?shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，不包括標(biāo)點(diǎn)符號(hào)）并進(jìn)行差異性分析。最后對(duì)自變量進(jìn)行啞變量編碼，選擇PROCESS 宏Model 1將策略字?jǐn)?shù)作為調(diào)節(jié)變量進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

3.2 結(jié)果

3.2.1 操縱檢驗(yàn)

接納感、孤獨(dú)感進(jìn)行單因素ANOVA 分析顯示，三組接納感差異顯著，F(xiàn)(2, 144)=11.17，p＜0.001，η2=0.14，孤獨(dú)組的接納感顯著低于接納組和控制組；三組孤獨(dú)感差異顯著，F(xiàn)(2, 144)=26.66，p＜0.001，η2=0.27，孤獨(dú)組的孤獨(dú)感顯著高于接納組和控制組。

目標(biāo)的重要性、難度的單因素ANOVA 分析發(fā)現(xiàn)，三組的目標(biāo)重要性差異不顯著，F(xiàn)(2, 144)=1.21，p=0.300；目標(biāo)難度差異不顯著，F(xiàn)(2, 144)=0.72，p=0.490；忙碌程度差異不顯著，F(xiàn)(2, 144)=2.28，p=0.106。

3.2.2人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)對(duì)投入意愿的影響

投入意愿的單因素ANOVA 分析，描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(2,144)=1.56，p=0.210；控制忙碌程度后，人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)的主效應(yīng)仍不顯著，F(xiàn)(2, 143)=2.08，p=0.146。

表2 投入意愿、策略字?jǐn)?shù)和策略數(shù)的描述性統(tǒng)計(jì)（M±SD）

分析發(fā)現(xiàn)，性別的主效應(yīng)顯著，且性別與人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)的交互作用不顯著，因此，將性別作為控制變量，協(xié)方差分析發(fā)現(xiàn)，人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(2, 143)=3.35，p=0.038，η2=0.05，Bonferroni 校正后的成對(duì)比較顯示，接納組（M=4.60）與控制組（M=5.12）差異邊緣顯著，p=0.088；孤獨(dú)組（M=4.63）與控制組差異邊緣顯著，p=0.076。

3.2.3人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)對(duì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的影響

在策略字?jǐn)?shù)上，孤獨(dú)組策略字?jǐn)?shù)：M=37.85，SD=17.79；接納組策略字?jǐn)?shù)：M=43.15，SD=16.32；控制組：M=37.23，SD=14.06。對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后，描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2，人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)的主效應(yīng)邊緣顯著，F(xiàn)(2, 144)=2.60，p=0.078，η2=0.04；LSD 事后分析顯示，孤獨(dú)組與接納組的差異顯著，t=-2.00，p=0.048，接納組字?jǐn)?shù)顯著多于孤獨(dú)組，接納組與控制組差異顯著，t=-2.09，p=0.040，孤獨(dú)組與控制組差異不顯著。Bonferroni 校正后三組間差異不顯著。

3.2.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

將策略字?jǐn)?shù)作為目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的指標(biāo)，考察目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性在人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)對(duì)目標(biāo)投入意愿的影響中的作用，結(jié)果顯示，人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)的主效應(yīng)顯著，孤獨(dú)組編碼為1、接納組和控制組編碼為0 時(shí)，B=-6.89，t=-3.21，p=0.002；控制組編碼為1、孤獨(dú)組和接納組編碼為0 時(shí)，B=-6.67，t=-3.05，p=0.003，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的主效應(yīng)顯著，B=-2.80，t=-2.66，p=0.009，人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)和目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的交互作用顯著，△R2=0.08，F(xiàn)=6.31，p=0.002；將目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性分為高、中、低三組，簡(jiǎn)單斜率分析（見(jiàn)圖1）表明，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性高（M+1SD）時(shí)，三組差異邊緣顯著，B=0.53，t=1.70，p=0.092；目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性為中間水平（M）時(shí)，三組之間沒(méi)有顯著差異，B=-0.22，t=-0.94，p=0.350；目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性低（M-1SD）時(shí)，孤獨(dú)組被試的投入意愿顯著低于接納組和控制組，B=-0.97，t=-2.76，p=0.007?？刂菩詣e后，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的調(diào)節(jié)作用仍顯著。

圖1 目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性對(duì)人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)和目標(biāo)投入意愿的調(diào)節(jié)作用

由于目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性可能會(huì)影響被試對(duì)人際目標(biāo)的投入，因此，將性別和目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性作為控制變量進(jìn)行協(xié)方差分析，Bonferroni 校正后的成對(duì)比較顯示，人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)的主效應(yīng)顯著，接納組（M=4.56）與控制組（M=5.16）的差異顯著，p=0.027；控制組和孤獨(dú)組（M=4.66）的差異邊緣顯著，p=0.062。

對(duì)策略數(shù)進(jìn)行ANOVA 分析，三組間的差異不顯著，F(xiàn)(2, 144)=0.38，p=0.684，描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

3.3 討論

研究2 使用目標(biāo)策略字?jǐn)?shù)作為目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的客觀指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性調(diào)節(jié)了人際聯(lián)結(jié)體驗(yàn)和目標(biāo)投入意愿間的關(guān)系，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性越低，孤獨(dú)者在人際目標(biāo)上的投入意愿越低。此外，研究發(fā)現(xiàn)接納組被試隨著目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的增加而減少人際目標(biāo)投入，這可能是因?yàn)樵谀繕?biāo)追求過(guò)程中取得一定的進(jìn)展會(huì)減少對(duì)目標(biāo)的努力投入，而將有限的資源分配到其他的目標(biāo)上（Seo & Patall, 2021）。

4 元分析

越來(lái)越多的研究者使用內(nèi)部元分析（mini metaanalysis）對(duì)研究結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)（Bentley et al.,2020; Schmid, 2020; Thürmer et al., 2019）。為了檢驗(yàn)孤獨(dú)感與人際目標(biāo)投入關(guān)系的穩(wěn)定性（Goh et al.,2016），采用Comprehensive Meta-Analysis Version 3（CMA 3.3）對(duì)兩個(gè)研究的結(jié)果進(jìn)行了內(nèi)部元分析。

以相關(guān)系數(shù)作效應(yīng)量，對(duì)孤獨(dú)組和控制組進(jìn)行分析，包括研究1 中日常孤獨(dú)、特質(zhì)孤獨(dú)與人際目標(biāo)投入的相關(guān)系數(shù)和研究2 中孤獨(dú)組與控制組的投入意愿，結(jié)果見(jiàn)圖2。固定效應(yīng)模型計(jì)算的綜合效應(yīng)估計(jì)值為-0.29，95% CI[-0.39, -0.18]，p＜0.001。與控制組相比，孤獨(dú)感對(duì)人際目標(biāo)投入意愿有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。

圖2 孤獨(dú)組與控制組的孤獨(dú)感元分析相關(guān)系數(shù)森林圖

對(duì)孤獨(dú)組和接納組進(jìn)行元分析，包括研究1中日常孤獨(dú)、特質(zhì)孤獨(dú)與人際目標(biāo)投入的相關(guān)系數(shù)和研究2 中孤獨(dú)組與接納組的投入意愿，結(jié)果見(jiàn)圖3。固定效應(yīng)模型計(jì)算的綜合效應(yīng)估計(jì)值為-0.25，95% CI[-0.35, -0.14]，p＜0.001。與接納組相比，孤獨(dú)感對(duì)人際目標(biāo)投入意愿有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。

圖3 孤獨(dú)組與接納組的孤獨(dú)感元分析相關(guān)系數(shù)森林圖

5 總討論

兩個(gè)研究以及內(nèi)部元分析的結(jié)果一致表明，孤獨(dú)感與人際目標(biāo)投入間存在負(fù)向關(guān)系，且目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性調(diào)節(jié)二者間的關(guān)系，孤獨(dú)感高且目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性低時(shí)，人際目標(biāo)的投入越少；目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性高時(shí)，會(huì)增加人際目標(biāo)投入。

孤獨(dú)者會(huì)減少人際目標(biāo)投入，這既與對(duì)他人和環(huán)境的消極認(rèn)知有關(guān)，也與自我保護(hù)的動(dòng)機(jī)有關(guān)。孤獨(dú)者對(duì)他人以及環(huán)境有認(rèn)知偏差（李世強(qiáng)等, 2015），如對(duì)社會(huì)威脅信息更加敏感，認(rèn)為他人的可信度、支持性和社交意愿較低，這些認(rèn)知偏見(jiàn)會(huì)增強(qiáng)人際交往的焦慮感，認(rèn)為自己可能會(huì)被排斥（Teneva & Lemay, 2020），進(jìn)而回避社交、減少人際交往。當(dāng)人際歸屬目標(biāo)和自我保護(hù)目標(biāo)同時(shí)存在時(shí)，孤獨(dú)組選擇了自我保護(hù)目標(biāo)，在實(shí)際的人際互動(dòng)中會(huì)與他人保持一定的距離，確保自己在感受到威脅時(shí)能夠及時(shí)撤離（Spithoven et al., 2017），這種現(xiàn)象在日常、短期孤獨(dú)的女性中更為明顯，這可能是因?yàn)槎唐诠陋?dú)會(huì)激活女性更高的自我保護(hù)動(dòng)機(jī)，能夠更快地覺(jué)察排斥相關(guān)的信息（趙峰, 2017）。但是在長(zhǎng)期、特質(zhì)孤獨(dú)中，男性和女性的自我保護(hù)動(dòng)機(jī)上都更高且沒(méi)有差異（Bangee et al., 2014）。

雖然基本需求模型認(rèn)為個(gè)體會(huì)將歸屬需求滿足作為優(yōu)先性目標(biāo)，孤獨(dú)者因?yàn)闅w屬需求缺失也應(yīng)該會(huì)將資源分配到與歸屬需求滿足有關(guān)的認(rèn)知加工上；但是，歸屬需求并不總是孤獨(dú)者的優(yōu)先目標(biāo)，個(gè)體會(huì)將資源從與歸屬需求相關(guān)的認(rèn)知加工上撤回并進(jìn)行重新分配（徐夢(mèng)思, 2019）。這種“資源撤回”可能是基于目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的評(píng)估，如果個(gè)體認(rèn)為人際目標(biāo)可以實(shí)現(xiàn)，就會(huì)增加努力并堅(jiān)持下去；但如果個(gè)體認(rèn)為目標(biāo)無(wú)法實(shí)現(xiàn)，就會(huì)減少努力甚至脫離目標(biāo)。孤獨(dú)者對(duì)他人和環(huán)境的消極評(píng)估，以及自我保護(hù)動(dòng)機(jī)會(huì)降低其人際目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性感知，因此總體人際目標(biāo)投入更少，但是在目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性較高時(shí)也會(huì)增加人際目標(biāo)投入。

雖然孤獨(dú)組人際目標(biāo)投入低，但其人際策略并沒(méi)有少于控制組，這說(shuō)明孤獨(dú)者并非不知道如何與他人互動(dòng)，而是“不行動(dòng)”。孤獨(dú)的人會(huì)為他人提供幫助和支持，但是不愿意與他人接觸（Bellucci, 2020）?；陟`長(zhǎng)類的相關(guān)研究也得到類似的結(jié)果，孤獨(dú)的恒河猴會(huì)接近其他的成年猴子，但活動(dòng)范圍僅局限在成年猴子的雙臂距離，且不會(huì)與它們進(jìn)行互動(dòng)（Capitanio et al., 2014）。后續(xù)的研究需要進(jìn)一步關(guān)注在人際過(guò)程中知道如何行動(dòng)卻不行動(dòng)的孤獨(dú)者的行為模式及其動(dòng)機(jī)。

雖然社會(huì)聯(lián)結(jié)是個(gè)體的基本需求，但研究發(fā)現(xiàn)孤獨(dú)者并不總是將歸屬需求滿足作為優(yōu)先目標(biāo)，即使具有人際交往的行動(dòng)策略，孤獨(dú)者也可能不采取這些策略，因?yàn)樽晕以u(píng)估認(rèn)為目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性低。研究結(jié)果擴(kuò)展了歸屬需要理論，證明歸屬需要滿足的行為是具有邊界條件的。同時(shí)，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性反映了個(gè)體對(duì)未來(lái)結(jié)果的期待（李思瑾 等, 2021），但是孤獨(dú)者存在消極認(rèn)知偏向以及對(duì)自己的社交能力的主觀偏差（劉昕蕓 等,2020），而使用策略制定作為目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的客觀測(cè)量方法能夠讓被試更客觀地了解自己的社交能力，進(jìn)一步改變孤獨(dú)者在人際目標(biāo)中的投入意愿，因此，通過(guò)制定策略、計(jì)劃提高對(duì)自我的客觀評(píng)價(jià)來(lái)提高對(duì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性的評(píng)價(jià)可能是緩解孤獨(dú)的一種方法。

6 結(jié)論

孤獨(dú)感降低了人際目標(biāo)投入，孤獨(dú)者不是缺乏人際投入策略，而是不愿意投入人際目標(biāo)。目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性調(diào)節(jié)了人際目標(biāo)投入，當(dāng)個(gè)體越感到孤獨(dú)，目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性越低時(shí)，人際目標(biāo)投入越少；目標(biāo)實(shí)現(xiàn)可能性越高時(shí)，人際目標(biāo)投入越多。