呂 行 芮志豪 安獻(xiàn)麗 黃國平 郝 陽

《中庸·首章》曾中提到“天命之謂性，率性之謂道”，認(rèn)為依照人性而活是天道使然。這一論調(diào)和心理學(xué)研究中真實(shí)自我的概念極為類似，真實(shí)自我被定義為個體行為與其價值觀、信仰、需求等內(nèi)在心理活動的一致程度[1]。目前研究表明真實(shí)性高的個體，更能根據(jù)自己的意愿真實(shí)地生活，也有更高的心理健康水平[2]。真實(shí)自我對于心理健康有著顯著預(yù)測作用：真實(shí)性更高的個體具有更高的積極心理健康指標(biāo)，如更高自主感和生活滿意度，幸福感；同時具有較低消極心理健康指標(biāo)，如更少的焦慮抑郁[3-4]。實(shí)驗(yàn)研究也發(fā)現(xiàn)了兩者的因果關(guān)系：通過實(shí)驗(yàn)操縱暫時的真實(shí)自我，發(fā)現(xiàn)真實(shí)自我是能夠?qū)€體的心理健康的正負(fù)向指標(biāo)都產(chǎn)生了影響[5]。這些過往研究都體現(xiàn)出了真實(shí)自我這一概念在維持心理健康方面所具有的重要價值。

有關(guān)真實(shí)自我的研究還發(fā)現(xiàn)，高真實(shí)自我個體的自尊水平更高[6],而相對高的自尊與健康的心理健康水平有顯著正相關(guān)。例如對中國青年人群體的元分析研究中發(fā)現(xiàn)高自尊個體積極的心理健康指標(biāo)水平更高，同時消極的心理健康指標(biāo)水平更低[7]。也有研究通過因果研究發(fā)現(xiàn)高自尊的個體會有更積極的行動狀態(tài)。綜上所述，過往研究呈現(xiàn)出一種研究脈絡(luò)：即真實(shí)自我、自尊和心理健康這3個變量之間都呈現(xiàn)遞進(jìn)式的兩兩相關(guān)關(guān)系。為了探索真實(shí)自我和心理健康之間的關(guān)聯(lián)是否可以通過自尊這一路徑機(jī)制的影響，以便為青年人的心理健康提升的干預(yù)工作提供一些切實(shí)建議。本研究假設(shè)H1：自尊在真實(shí)自我和心理健康水平中發(fā)揮正中介效應(yīng)，高真實(shí)自我水平代表自尊更高，和積極心理健康水平正相關(guān)，和消極心理健康的指標(biāo)水平負(fù)相關(guān)。

此外很多研究表明心理健康和性別有顯著的關(guān)系。在性別對負(fù)向心理健康指標(biāo)的影響上，跨文化研究顯示女性群體患有抑郁癥的可能性更高[8]，更高的女性化的性別特質(zhì)化也意味著更高的抑郁傾向[9]，女性擁有更多的抑郁信念[10]。而性別對正向心理健康指標(biāo)存在某種程度的調(diào)節(jié)作用，例如性別能夠調(diào)節(jié)死亡焦慮對生活滿意度的影響，女性的死亡焦慮更容易降低生活滿意度[11]，性別可以顯著調(diào)節(jié)真實(shí)自我對生命意義感的中介作用，女性擁有更高水平的真實(shí)自我，生命意義感更強(qiáng)[12]。實(shí)際上不僅是在研究中發(fā)現(xiàn)性別在真實(shí)自我上有顯著水平性差異，性別和真實(shí)自我在生活中也顯然具有一些肉眼可見的關(guān)聯(lián)：就現(xiàn)實(shí)生活的觀察來說，女性可能更加壓抑自己的本性，以順從環(huán)境和人際需要[13]。因此，本研究關(guān)注性別在真實(shí)自我和心理健康關(guān)聯(lián)中可能起到的作用，也能更好的回應(yīng)女性主義相關(guān)議題，為女性心理健康提供一些幫助。因此，本研究假設(shè)H2:性別對于真實(shí)自我影響心理健康起調(diào)節(jié)作用，女性的真實(shí)自我可能會對心理健康有更高相關(guān)。總之在當(dāng)代這樣一個網(wǎng)絡(luò)時代，不僅在網(wǎng)上充斥著各種假消息，更多的使用網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行交流使得人和人之間的關(guān)系變得愈加虛擬和匿名化，而人性的真實(shí)則似乎在被慢慢的淡忘。而本研究將關(guān)注真實(shí)自我、自尊和心理健康之間，以此重新呼吁每個人走向自己，走向真實(shí)，走向心理健康。

1 對象與方法

1.1 對象

采用整群抽樣法，在2021年3-5月對江蘇某大學(xué)的1700名大學(xué)生和碩士研究生進(jìn)行問卷施測，剔除無效后獲得有效樣本1650名(21.59±2.13)，本科生1195名(72.4%)，碩士研究生455名(27.6%)，男性862人(52.2%)，女性788人(47.8%)。本研究通過研究者所在大學(xué)的倫理委員會審核，研究內(nèi)容和流程符合倫理規(guī)范。

1.2 方法

1.2.1 真實(shí)性量表 采用真實(shí)性量表(Authenticity Scale)測量狀態(tài)性真實(shí)自我[14]。包含3維度(外部影響、真實(shí)生活和自我疏離)，12項目，7點(diǎn)likert計分，分?jǐn)?shù)越高表示被試真實(shí)自我水平越高。在本研究，真我總分和三因子(自我疏離、真實(shí)生活、外部影響)的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.94、0.90、0.91、0.89。

1.2.2 羅森博格自尊量表 選用閆艷修訂的羅森博格自尊量表中文版(RSES-R)來測量自尊[15]。包含10項目，4點(diǎn)likert計分，得分越高說明被試的自尊水平越高。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.95。

1.2.3 心理健康指標(biāo)測量 本研究擬采用較多研究者采用的焦慮/抑郁和生活滿意度的二因素模型作為心理健康測量的指標(biāo)[16]，即包含焦慮/抑郁的消極心理健康指標(biāo)和生活滿意度作為積極心理健康指標(biāo)。采用王潤程[17]修訂的Achenbach中文版自評量表中的焦慮抑郁中文版量表測量焦慮/抑郁，16項目，3點(diǎn)likert計分，得分越高說明被試的焦慮抑郁水平越高。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.97。

1.2.4 生活滿意度 采用生活滿意度量表進(jìn)行測量(SWLS)[18]，其中包含5個條目，采用7點(diǎn)likert計分，得分越高說明生活滿意度水平越高。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92。

1.3 統(tǒng)計處理

采用Epidata 3.1對樣本進(jìn)行雙錄入，刪除漏答與邏輯錯誤并完成核驗(yàn)。使用SPSS 28.0進(jìn)行描述統(tǒng)計，通過AMOS 28.0完成中介與調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，運(yùn)用R語言計算SEM的統(tǒng)計功效[19]。Harmans單因子法：最大方差旋轉(zhuǎn)的主軸法提取5個特征根大于1的因子。第一個因子解釋率為23.74%，小于40%，說明不存在嚴(yán)重共同方法偏差[20]。

2 結(jié) 果

2.1 描述統(tǒng)計與相關(guān)分析

真實(shí)自我、自尊和生活滿意度兩兩間正相關(guān)，見表1。焦慮抑郁與真實(shí)自我、自尊和生活滿意度負(fù)相關(guān)。女性真實(shí)自我與生活滿意度的相關(guān)大于男性、女性真實(shí)自我與焦慮抑郁的相關(guān)絕對值大于男性。

表1 描述統(tǒng)計與相關(guān)分析

2.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為防范項目過多導(dǎo)致的不必要誤差，采用項目結(jié)構(gòu)平衡法[21]打包項目過多的單維變量(自尊和焦慮抑郁)，構(gòu)建結(jié)構(gòu)模型M0(見圖1)。M0符合收斂標(biāo)準(zhǔn)：χ2/df<3，RMSEA、SRMR<0.08，CFI、TLI、IFI>0.95；在df=244、n=1650、以0.01和0.08為RMSEA的區(qū)間下，M0的Close fit power與Not close fit power均>0.99。Bias-Corrected Bootstrap 5000次顯示：AU(真實(shí)自我)→LS(生活滿意度)的標(biāo)準(zhǔn)化總效應(yīng)為0.425(95%CI：0.380～0.470)，AU→AD(焦慮抑郁)的標(biāo)準(zhǔn)化總效應(yīng)為-0.277(95%CI：-0.325～-0.229)。AU→SE(自尊)→LS的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)為0.144(95%CI：0.118～0.170)，占總效應(yīng)34.12%。AU→SE→AD的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)為-0.154(95% CI：-0.179～-0.129)，占總效應(yīng)55.60%，見表2。綜上，自尊的中介作用成立。

表2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

圖1 M0

2.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

使用多組比較檢驗(yàn)性別的調(diào)節(jié)作用。M0為基準(zhǔn)模型，執(zhí)行寬松策略和溫和策略[22]。先分組建立M0，不做任何參數(shù)限定，M0符合辨識規(guī)則，χ2=852.750，df=488，χ2/df=1.747，RMSEA=0.021，SRMR=0.055，CFI=0.989，TLI=0.988，可進(jìn)一步比較。建立M1，限定因子載荷相等，χ2=879.453，df=506，χ2/df=1.738，RMSEA=0.021，SRMR=0.055，CFI=0.989，TLI=0.988。M1vs.M0(見表3)，P=0.169[two sided Criticalχ2(P=0.05,df=18)=31.531]，模型M1假設(shè)成立[20]。建立M2，限定因子截距相等，χ2=910.106，df=530，χ2/df=1.717，RMSEA=0.021，SRMR=0.055，CFI=0.988，TLI=0.988。M2vs.M1，P=0.327[two sided Criticalχ2(P=0.05,df=24)=39.359]。M2相比M1無顯著差異，測量模型在男女性中有跨組一致性。建立M3，限定潛變量的方差與協(xié)方差相等(因M0不存在潛變量間的協(xié)方差，故限定AU的方差)，χ2=911.971，df=531，χ2/df=1.718，RMSEA=0.021，SRMR=0.056，CFI=0.988，TLI=0.988。M3vs.M2，P=0.342[two sided Criticalχ2(P=0.05,df=1)=5.022]。M3相比M2無顯著差異，AU的方差無顯著性別差異。建立M4，限定路徑系數(shù)等值，χ2=939.810，df=538，χ2/df=1.747，RMSEA=0.021，SRMR=0.056，CFI=0.988，TLI=0.988。M4vs.M3，P=0.0005[two sided Criticalχ2(P=0.001,df=7)=26.023]。M4相比M3差異顯著，提示路徑系數(shù)存在性別差異。

表3 模型比較

5000次Bias-Corrected Bootstrap顯示[20]：女性AU→LS路徑系數(shù)為0.371(見表4)，男性為0.207，女性大于男性(z=3.417，95%CI:0.100～0.228)。女性AU→AD路徑系數(shù)為-0.184，男性為-0.077，女性小于男性(z=-2.139，95%CI:-0.202～-0.012)。簡單斜率分析顯示(見圖2、圖3)：真實(shí)自我對女性生活滿意度和焦慮抑郁的預(yù)測力更大。綜上，性別的調(diào)節(jié)作用成立。

表4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

圖2 真我→生活滿意度的性別差異

圖3 真我→焦慮抑郁的性別差異

3 討 論

本文探究了真實(shí)自我、自尊與青年心理健康的關(guān)系。一方面分析了真實(shí)自我“如何起作用”的問題，即自尊的中介作用。另一方面分析了在不同性別中真實(shí)自我的作用“是否會不同”的議題，即性別對真實(shí)自我→心理健康關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。真實(shí)自我更高的青年有更高的自尊水平，進(jìn)而存在更高的生活滿意度、更低的焦慮抑郁，高水平真實(shí)自我的女性相比男性會有更高的生活滿意度、更低的焦慮抑郁。

近年來在青年群體中一直流行的“keepreal”(保持真實(shí))的精神，也正說明了青年人正在無意識地向著真實(shí)自我在行動。廉思在對北京、上海、深圳三地青年人的調(diào)查和訪談后認(rèn)為，在互聯(lián)網(wǎng)時代青年群體的自我不斷消失[23]。這種自我感的消失原因之一，可能就是馬克思所強(qiáng)調(diào)的“人的本性獲得實(shí)在性的方式已經(jīng)過于依靠外在的資本主義社會關(guān)系，人的本質(zhì)已經(jīng)被異化了[24]。人的異化當(dāng)然會帶來人本身內(nèi)在的矛盾和沖突，也導(dǎo)致了心理不健康。因此，人如果僅僅只是依靠外部獲得滿足感和幸福感，可能會適得其反。本研究的結(jié)果揭示了一種內(nèi)部的路徑，即真實(shí)自我通過對內(nèi)在因素，即自尊產(chǎn)生影響，進(jìn)而積極影響心理健康的水平，讓人活著感覺更加自在。正如《中庸》所說的依照人性而活是天道使然，也如孔子所說的“從心所欲不逾矩”的生活狀態(tài)。本研究的這一結(jié)論揭示了一種可能的行動路徑：如果想要更好的適應(yīng)當(dāng)下變動劇烈的時代，通過面向真實(shí)的自己，擁抱真實(shí)的自我來提升自尊，進(jìn)而可能可以達(dá)到心理健康，生活滿意的結(jié)果。

本研究還發(fā)現(xiàn)了性別調(diào)節(jié)上述的中介作用，女性的真實(shí)自我會對心理健康有著更大的影響，即有更高的生活滿意度和更低的焦慮/抑郁情緒。早在1978年吉利根就討論過類似議題，她認(rèn)為相比于男性來說女性更加重視關(guān)系，她們會在兩難困境中更多關(guān)注關(guān)系和上下情景來調(diào)整自己的行動決策[25]。女性不那么真實(shí)自如的表達(dá)自我，她們更關(guān)注自己的行動對周圍環(huán)境和人際的影響，不過這種壓抑真實(shí)自我可能正好增加了其患有抑郁癥的風(fēng)險[26]。此外也有研究印證了不真實(shí)的女性可能具有的心理健康風(fēng)險：女性在人際互動中因?yàn)閷λ说脑u價更加關(guān)注，具有更多的反芻思維，增加抑郁風(fēng)險[27]。因此可以推論，更加真實(shí)地生活和面對自己內(nèi)心的女性，他們也同時具有更高的心理健康水平。本研究的這一結(jié)論，對未來女性應(yīng)該通過自我真實(shí)表達(dá)的方式來進(jìn)行心理保健和調(diào)節(jié)，提供了有利的理論支持。

在研究的局限方面，由于對真實(shí)自我和性別的相關(guān)研究目前尚處于開始階段，因此本研究只考察了客觀的生理性別(男和女)這一變量，并未將性別議題中主觀變量，例如性別認(rèn)同，性別角色，性別刻板印象等加以考察。前人研究發(fā)現(xiàn)，特別是性別角色滿意度等會對生活滿意度幸福感有顯著影響[28]。此外，特別是對少數(shù)性別認(rèn)同的人群來說，他們因?yàn)樽陨砩眢w性別和心理性別相矛盾而更難在生活中真實(shí)地展現(xiàn)自己，因此有關(guān)真實(shí)自我和性別相關(guān)的研究主題也很有進(jìn)一步探討的空間。此外，未來研究至少還可以關(guān)注到本土化方向：目前使用的真實(shí)自我量表還是改編的國外真實(shí)自我量表，而本土心理學(xué)的諸多研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，中國人的自我結(jié)構(gòu)和外國人有不同之處，例如中華文化中的儒家關(guān)系自我是華人很重要的自我成分[29]。此外，中國人的自我結(jié)構(gòu)可能更多依賴于情景的需求，體現(xiàn)出某種靈活的行動性，而非本質(zhì)的結(jié)構(gòu)性自我[30]。因此在未來，真實(shí)自我在中國人群體是否要拓展其概念內(nèi)涵，以及拓展的概念如何和中國人特有的心理和行為互動影響，也是值得繼續(xù)討論的議題。最后本研究由于防控政策原因，沒有做到完全隨機(jī)抽樣，結(jié)論是否可推廣到更多地區(qū)和人群仍需進(jìn)一步討論。