人格特質與戀愛質量的關系：應對方式的中介作用*

王宇中,張麗明,劉建鵬

(廣東培正學院,廣東 廣州 510830)

引言

戀愛質量通常采用戀愛主觀感受性作為指標，主要是指戀愛雙方對戀愛關系的主觀評價[1].即戀愛主觀感受性是當事人體驗到整體滿意度和主觀感受性[2].在實證研究中，如何量化戀愛質量即如何量化戀愛主觀感受呢？目前常用的是親密關系經歷量表(ECR)[3]、親密關系滿意度量表(QRI)和戀愛主觀感受性量表(RPUS)[4]等.而人格特質(Personality traits)是個體行為穩定的和一致的心理結構[5]；而應對方式 (coping style)是指人們在困難和壓力面前，個體所選擇的行為認知方式,又可稱作應對策略或機制[6]；Terry(1991)指出應對方式是個體特質通過相互作用與情境產生的產物[7].

戀愛關系及婚姻關系是兩性互動的過程，其人格特質與其關系質量關系密切.多項研究發現，精神質、神經質與婚姻質量呈顯著負相關，而外向型和掩飾性維度與婚姻質量呈顯著正相關[8，9].7因素人格維度的回歸分析發現，堅持性、宜人性、德性和開創性等對婚姻質量有促進作用，而情緒性對婚姻質量有破壞作用[10].對大五人格維度與戀愛關系的分析中，John M. Malouff發現人格的神經質維度與戀愛主觀感受性呈顯著負相關[11].大五人格相關分析顯示，外向性、盡責性、宜人性、開放性維度與戀愛主觀感受性呈顯著正相關；回歸分析顯示，在依戀回避與戀愛主觀感受性的影響上，外向性和盡責性維度起完全中介作用;在依戀焦慮對戀愛主觀感受性的影響上，神經質維度起完全中介作用[12].

馬瑞的研究驗證了應對方式與親密關系質量有密切關系[13]；馬青的研究結果顯示，成熟型應對方式與親密關系質量呈顯著正相關；不成熟型、混合型應對方式與親密關系質量呈顯著負相關[14]，Fincham研究也發現，采取積極的處理沖突方式有利于提高戀愛質量[15].

綜上所述，人格特質及應對方式都與親密關系質量關系密切，二者對戀愛質量都有預測作用.從邏輯上說，人格特質對戀愛質量的影響可能會受到當事人采用何種應對方式有關，即應對方式在人格特質對戀愛關系質量之間可能具有中介作用？這是本文試圖探討的核心問題.

1 方法

1.1 對象

采取方便抽樣對廣東省的3所高校的大學生進行調查和測評.調查問卷通過紙質版發放和互聯網問卷星平臺同時發布，共發放問卷591份，通過篩選剔除題目或信息作答不全、不認真作答等問卷，有效問卷521份，有效率為88.2%.其中紙質版有效問卷為98份，電子版有效問卷423份.性別比：男生239名，占45.9%，女生282名，占54.1%；年級比：1～4年級分別為125名、96名、169名和131名；從戀愛持續時間分：從半年到三年以上分為5組，分別為90名、106名、130名、94名、101名.

1.2 研究工具

(1)中國人7因素人格量表簡式版(CSPI-SF)：該量表由王宇中等對130個條目的中國人7因素人格測評量表(CSPI)修訂的的簡式版(CSPI-SF).全量表共48個條目，包含7個因素：開放性、德性、情緒性、外向性、宜人性、堅持性和傳統性，該量表采用Likert 5 點計分方法，從1～5 ，“完全不符合”到“完全符合”，具有良好的信效度，符合心理測量學的標準[16，17].

(2)解亞寧的簡易應對方式量表(SCSQ)：解亞寧修訂與編制，該量表將應對方式分為積極應對和消極應對兩個維度，共有20個題目，該量表采取四點評分法，從0～3，表示從“不采取”到“經常采取”4個行為頻度水平，具有良好的信效度[18].

(3)戀愛主觀感受性量表(RPUS)：該量由陳賽通過對 1 420 名被試進行測評而編制的，該量表總共有 28 個條目，包含4個因子：成長性、滿意度、沖突性、對等性，該量表采用Likert 7 點計分方法，從1～7代表“完全不符合”到“完全符合”，該量表具有良好的信度和效度，可以采取該量表測評戀愛關系質量[10].

運用Excel錄入紙質版問卷數據，通過SPSS21.0對數據進行數據分析.

2 結果

2.1 不同群體之間被試戀愛主觀感受得分比較

2.1.1 兩性被試戀愛主觀感受得分比較

將兩性被試的戀愛主觀感受各項指標進行獨立樣本t檢驗，結果表明：兩性被試在戀愛主觀感受總分、成長性、滿意度、對等性上存在顯著性差異(p<0.05，p<0.01，p<0.001)，即男生得分顯著高于女生(見表1).

表1 兩性被試戀愛主觀感受各項指標的差異性檢驗(t)

2.1.2 不同年級之間被試戀愛主觀感受得分比較

對4個年級被試均數進行單因素方差分析，結果表明：4個年級被試在戀愛主觀感受各項指標上均存在顯著差異(p<0.05，p<0.01，p<0.001).多重事后檢驗表明，大一和大三、大四被試之間，大二和大三之間存在顯著差異(見表2).

表2 不同年級戀愛主觀感受各項指標的差異性檢驗(F)

2.1.3 不同戀愛持續時間組間的戀愛主觀感受性比較

將戀愛持續時間分為5組(0.5年以內、0.5～1年、1～2年、2～3年、3年及以上)并進行單因素方差分析.結果表明：不同戀愛持續時間組別之間的戀愛主觀感受得分除了沖突因子外，其他因子之間存在顯著差異(p<0.05).進行多重事后檢驗結果顯示：戀愛主觀感受性在0.5年以內、0.5～1年、1～2年、2～3年、3年及以上這5組兩兩之間在4個指標皆存在顯著差異(p<0.01)(見表3).

表3 不同戀愛持續時間組間的戀愛主觀感受各項指標的差異性檢驗(F)

2.2 人格、應對方式與戀愛質量的相關分析

2.2.1 人格各維度與戀愛主觀感受各項指標的相關

對人格7個維度與戀愛主觀感受總分及因子分之間進行相關分析，結果顯示：除傳統性維度外，其他6個維度(情緒性、開創性、堅持性、德性、外向性、宜人性)均與戀愛主觀感受性總分及成長性、滿意度等呈顯著相關(p<0.05，p<0.01，p<0.001).其中情緒性與戀愛主觀感受4個指標呈顯著負相關，其他6個人格維度與總分、成長性、滿意度及對等性呈正相關.只有沖突性與情緒性呈正相關；其他因子與情緒性呈負相關(見表4).

表4 人格維度與戀愛主觀感受性總分及各因子的相關(r)

2.2.2 應對方式與戀愛主觀感受性之間的相關分析

對應方式的3個指標與戀愛主觀感受的4個指標進行相關分析，結果顯示：應對方式總分及兩個維度與戀愛主觀感受性總分及成長性和滿意度因子存在顯著相關(p<0.05，p<0.01，p<0.001).其中，積極應對方式和應對方式總分與戀愛主觀感受性總分及成長性和滿意度因子呈顯著正相關，消極應對方式與戀愛主觀感受性總分及成長性和滿意度因子呈顯著負相關(見表5).

表5 應對方式與戀愛主觀感受性總分及各維度的相關(r)

2.2.3 人格特質與應對方式的相關分析

將應對方式總分及因子分與人格7個維度進行相關分析，結果顯示：應對方式總分及積極應對方式因子分與情緒性、開創性、堅持性、德性、外向性、宜人性維度均存在顯著正相關(p<0.01)，且積極應對方式與情緒性呈負相關；消極應對方式與情緒性、傳統性呈正相關，與堅持性呈顯著負相關(見表6).

表6 大學生人格與應對方式的相關分析(r)

2.3 應對方式在人格特質與戀愛之間的中介作用

為了進一步探討人格特質及應對方式對戀愛質量的預測作用及其相互關系，以人格特質和應對方式各指標為自變量，以戀愛主觀感受總分及因子分為因變量，進行多元回歸分析，探索各因素對戀愛主觀感受性的影響.

溫忠麟[19]等人的研究表明：自變量X可以直接影響因變量，如果自變量X通過M間接影響Y,則稱M為中介變量.判斷是否有中介效應的前提是自變量(X)與因變量(Y)存在顯著相關.通過上面的分析結果可知:人格特質、應對方式與戀愛主觀感受總分和因子分之間皆存在顯著相關.因而，將人格特質設為自變量(X)，應對方式設為中介變量(M)，戀愛主觀感受性設為因變量(Y)，分三步依次進行中介作用檢驗.

檢驗情緒性維度通過積極應對方式對戀愛主觀感受起中介作用.

第一步，以情緒性維度為預測變量，戀愛主觀感受總分為因變量進行簡單回歸分析，檢驗系數c.檢驗結果發現：情緒性對戀愛主觀感受總分有顯著的負向預測作用(p<0.001)，回歸系數為-0.221.

第二步，以情緒性維度為預測變量，積極應對方式為因變量進行簡單回歸分析，檢驗系數a.檢驗結果發現：情緒性維度對積極應對方分有顯著的負向預測作用(注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001)，回歸系數為-0.222.

第三步，將情緒性維度和積極應對方式預測變量，戀愛主觀感受總分為因變量進行多元回歸分析，檢驗系數為c′和b系數.檢驗結果顯示：情緒性和積極應對方式仍能較好的預測戀愛主觀感受(p<0.05,p<0.001)，回歸系數b和c′分別為0.103、-0.209,見表7.

表7 大學生積極應對方式的中介效應依次檢驗

通過上述中介檢驗可知：回歸系數a和b都顯著，說明積極應對方式在情緒性與戀愛主觀感受間的中介效應顯著，且情緒性對戀愛主觀感受的系數在中介變量引入前的-0.221變為-0.209，說明存在部分中介效應，其中積極應對方式在情緒性與戀愛主觀感受間的中介效應占總效應的比例：[(-0.222)×(-0.103)]/(-0.221)=10.3%.根據上述檢驗結果，繪制出積極應對方式在情緒性與戀愛主觀感受的中介模型(如圖1).

圖1 大學生積極應對方式在情緒性與戀愛主觀感受的中介模型

檢驗堅持性維度通過積極應對方式對戀愛主觀感受起中介作用.

第一步，以堅持性維度為預測變量，戀愛主觀感受為因變量進行簡單回歸分析，檢驗系數為c.檢驗結果發現：堅持性對戀愛主觀感受總分有顯著的正向預測作用(p<0.001)，回歸系數為0.238.

第二步，以堅持性維度為預測變量，積極應對方式為因變量進行簡單回歸分析，檢驗系數為a.檢驗結果發現：堅持性維度對積極應對方分有顯著的正向預測作用(p<0.001)，回歸系數為0.234.

第三步，將堅持性維度和積極應對方式預測變量，戀愛主觀感受總分為因變量進行多元回歸分析，檢驗系數c′和b系數.檢驗結果顯示：堅持性和積極應對方式仍能較好的預測戀愛主觀感受(p<0.05,p<0.001)，回歸系數b和c′分別為0.103、0.226,見表8.

表8 大學生積極應對方式的中介效應依次檢驗

通過上述中介檢驗可知：回歸系數a和b都顯著，說明積極應對方式在堅持性與戀愛主觀感受間的中介效應顯著，且堅持性對戀愛主觀感受的系數在中介變量引入前的0.238變為0.226，說明存在部分中介效應，其中積極應對方式在堅持性與戀愛主觀感受間的中介效應占總效應的比例：(0.234×0.103)/(0.238)=10.1%.根據上述檢驗結果，繪制出積極應對方式在堅持性與戀愛主觀感受的中介模型(如圖2).

圖2 大學生積極應對方式在堅持性與戀愛主觀感受的中介模型

檢驗德性維度通過積極應對方式對戀愛主觀感受起中介作用.

第一步，以德性維度為預測變量，戀愛主觀感受為因變量進行簡單回歸分析，檢驗系數c.檢驗結果發現：德性對戀愛主觀感受總分有顯著的正向預測作用(p<0.001)，回歸系數為0.194.

第二步，以德性維度為預測變量，積極應對方式為因變量進行簡單回歸分析，檢驗系數為a.檢驗結果發現：德性維度對積極應對方式有顯著的正向預測作用(p<0.001)，回歸系數為0.209.

第三步，將德性維度和積極應對方式預測變量，戀愛主觀感受總分為因變量進行多元回歸分析，檢驗系數為c′和b.檢驗結果顯示：德性和積極應對方式仍能較好的預測戀愛主觀感受(p<0.05,p<0.001)，回歸系數b和c′分別為0.103、0.180,見表9.

表9 大學生積極應對方式的中介效應依次檢驗

通過上述中介檢驗可知：回歸系數a和b都顯著，說明積極應對方式在德性與戀愛主觀感受間的中介效應顯著，且德性對戀愛主觀感受的系數在中介變量引入前的0.194變為0.180，說明存在部分中介效應，其中積極應對方式在堅持性與戀愛主觀感受間的中介效應占總效應的比例：(0.209×0.103)/(0.194)=11.1%.根據上述檢驗結果，繪制出積極應對方式在德性與戀愛主觀感受的中介模型(如圖3).

圖3 大學生積極應對方式在德性與戀愛主觀感受的中介模型

檢驗情緒性維度通過消極應對方式對戀愛主觀感受起中介作用.

第一步，以情緒性人格為預測變量，戀愛主觀感受為因變量進行簡單回歸分析，檢驗系數為c.檢驗結果發現：情緒性對戀愛主觀感受總分有顯著的負向預測作用(p<0.001)，回歸系數為-0.221.

第二步，以情緒性維度為預測變量，消極應對方式為因變量進行簡單回歸分析，檢驗系數為a.檢驗結果發現：情緒性維度對消極應對方分有顯著的正向預測作用(p<0.001)，回歸系數為0.407.

第三步，將情緒性維度和消極應對方式預測變量，戀愛主觀感受總分為因變量進行多元回歸分析，檢驗系數c′和b系數.檢驗結果顯示：情緒性和消極應對方式仍能較好的預測戀愛主觀感受(p<0.05,p<0.001)，回歸系數b、c′分別為-0.214、-0.161,見表10.

表10 大學生消極應對方式的中介效應依次檢驗

通過上述中介檢驗可知：回歸系數a和b都顯著，說明消極應對方式在情緒性與戀愛主觀感受間的中介效應顯著，且情緒性對戀愛主觀感受的系數在中介變量引入前的-0.221變為-0.161，說明存在部分中介效應，其中消極應對方式在情緒性與戀愛主觀感受間的中介效應占總效應的比例：[0.407×-(0.214)]/(-0.221)=39.4%.根據上述檢驗結果，繪制出消極應對方式在情緒性與戀愛主觀感受的中介模型(如圖4).

圖4 大學生消極應對方式在情緒性與戀愛主觀感受的中介模型

檢驗堅持性維度通過消極應對方式對戀愛主觀感受起中介作用.

第一步，以堅持性維度為預測變量，戀愛主觀感受為因變量進行簡單回歸分析，檢驗系數為c.檢驗結果發現：堅持性對戀愛主觀感受總分有顯著的正向預測作用(p<0.001)，回歸系數為0.238.

第二步，以堅持性維度為預測變量，消極應對方式為因變量進行簡單回歸分析，檢驗系數為a.檢驗結果發現：堅持性維度對消極應對方分有顯著的負向預測作用(p<0.001)，回歸系數為-0.134.

第三步，將堅持性維度和消極應對方式預測變量，戀愛主觀感受總分為因變量進行多元回歸分析，檢驗系數c′和b.檢驗結果顯示：堅持性和消極應對方式仍能較好的預測戀愛主觀感受(p<0.05,p<0.001)，回歸系數b、c′分別為-0.214、0.213,見表11.

表11 大學生消極應對方式的中介效應依次檢驗

通過上述中介檢驗可知：回歸系數a和b都顯著，說明消極應對方式在堅持性與戀愛主觀感受間的中介效應顯著，且堅持性對戀愛主觀感受的系數在中介變量引入前的0.238變為0.213，說明存在部分中介效應，其中消極應對方式在堅持性與戀愛主觀感受間的中介效應占總效應的比例：[(-0.134)×(-0.214)]/0.238=12%.根據上述檢驗結果，繪制出積極應對方式在堅持性與戀愛主觀感受的中介模型(如圖5).

圖5 大學生消極應對方式在堅持性與戀愛主觀感受的中介模型

3 結論

在本研究的分組比較結果表明，首先，男生感受到的戀愛質量高于女生.可能因為女生對愛情的期望普遍比較高，同時女生對雙方關系比較敏感和挑剔等；其次，隨著戀愛持續時間延長，戀愛主觀感受性的成長性、滿意度、對等性得分呈上升趨勢，即隨著戀愛時間的增長，戀愛質量越高，這與陳賽[10]的研究一致.原因可能是不合適的戀人已經逐漸分手了，越是堅持下來的情侶，其關系的適配性越高.

人格特質與戀愛質量相關分析的結果顯示：(1)人格的堅持性、開創性、德性、外向性和宜人性維度與戀愛質量顯著正相關，而情緒性與戀愛質量呈負相關，表明堅持性、開創性、堅持性、德性、外向性、宜人性維度對戀愛質量具有促進作用，情緒性維度對戀愛質量具有破壞作用，這與前人研究一致；很顯然，情緒性高即神經質的個體其情緒波動比較大，容易敏感多疑，患得患失，好發脾氣，容易對雙方的關系產生破環作用.(2)應對方式與戀愛主觀感受性的相關分析結果表明，積極應對方式對戀愛質量具有促進作用，消極應對方式對戀愛質量具有破壞作用，驗證了謝佳佳[20]和王中杰[14]的研究結果.

回歸分析結果再一次表明，情緒性、堅持性和德性都可以預測其戀愛質量.即具有情緒性低、堅持性和德性高的人格特質的個體，其戀愛質量往往會更高.而戀愛雙方的沖突性與堅持性和宜人性有顯著負相關，說明具有堅持性和宜人性的個體更懂得耐心傾聽、更善于共情，更寬容，從而有效減少沖突而能夠提升戀愛質量.

回歸分析結果表明：積極應對方式、消極應對方式可以很好的預測戀愛質量.也就是說大學生在戀愛過程中難免會產生矛盾和沖突，傾向于采取積極應對方式解決問題的大學生，會采取積極主動且有效的方法進行溝通交流，尋求良好的方法以解決面臨的問題，從而有利于戀愛關系的發展和維持；而傾向于用消極應對方式解決問題的個體，即采用冷戰、逃避、對抗的方式來解決，這使得戀愛雙方的矛盾不能及時解決，矛盾越積越多，從而阻礙親密關系的發展.

積極應對方式在情緒性、堅持性及德性與戀愛主觀感受性之間存在部分中介效應，可能是情緒性低的個體，由于情緒穩定，能較好控制自己，多傾向于采取主動溝通、積極有效等積極應對方式去解決戀愛中的問題，如果再加上該個體有足夠耐心及責任心強，在遇到問題和矛盾時會更好的提升戀愛質量.

積極應對方式在情緒性、堅持性、德性與戀愛質量之間的中介效應占總效應的比例分為：10.3%、10.1%、11.1%；這與前人研究一致，劉亞玲[21]的研究發現：積極應對方式在神經質、宜人性與主觀幸福感的關系起中介效應.

消極應對方式在情緒性、堅持性與戀愛主觀感受性之間存在部分中介效應，可能情緒性高的個體，由于情緒容易波動、控制能力差，多傾向于采取直接發泄、抱怨等消極應對方式去解決戀愛中遇到的矛盾和沖突，如果再加上該個體堅持性低即意志力薄弱，沒有足夠的耐心和戀人溝通交流來解決問題，因而對戀愛關系就會有更大的破環作用.

消極應對方式在情緒性、堅持性與戀愛質量之間的中介效應占總效應的比例為：39.4%、12%；積極應對方式在人格與戀愛主觀感受性中無中介效應，這與前人研究不一致，劉亞玲[21]的研究發現：消極應對方式沒有中介作用.