君子不憂不懼：君子人格與心理健康——自我控制與真實(shí)性的鏈?zhǔn)街薪?

葛梟語 侯玉波

君子不憂不懼：君子人格與心理健康——自我控制與真實(shí)性的鏈?zhǔn)街薪?/p>

葛梟語 侯玉波

(北京大學(xué)心理與認(rèn)知科學(xué)學(xué)院暨行為與心理健康北京市重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 北京 100871)

基于儒學(xué)經(jīng)典命題提出君子人格通過自我控制與真實(shí)性的鏈?zhǔn)街薪閷π睦斫】诞a(chǎn)生正向效應(yīng)的假設(shè), 運(yùn)用多種方法進(jìn)行驗(yàn)證(總樣本量為1169)。結(jié)果表明, 君子人格正向預(yù)測同時(shí)測量的心理健康(研究1)和6個(gè)月后測量的自尊、核心自我評價(jià)、情感平衡, 負(fù)向預(yù)測心理癥狀(研究4); 君子人格正向預(yù)測自我控制特質(zhì)(研究1)和自我控制決策(研究3和研究4), 受到情境模擬操縱的自我控制提升心理健康與真實(shí)性(研究2), 受到回憶啟動操縱的真實(shí)性提升心理健康(研究3); 鏈?zhǔn)街薪樽饔靡驳玫搅送瑫r(shí)和跨時(shí)間點(diǎn)測量、統(tǒng)計(jì)控制和實(shí)驗(yàn)控制等多方法結(jié)果的支持。君子人格水平較高的人, 更易自我控制, 由此感到自己的行為與真實(shí)自我更加一致與貫通, 因此具有更積極的心理狀態(tài)。

君子人格, 儒家文化心理學(xué), 心理健康, 自我控制, 真實(shí)性

1 問題的提出

積極心理學(xué)興起20年來, 人們對心理健康有了更為全面的認(rèn)識。正如Seligman (2002)所指出的, 心理健康研究不應(yīng)止步于擺脫心理問題, 還應(yīng)放眼于各種積極品質(zhì)和積極力量。在中國哲學(xué)傳統(tǒng)中, 君子人格與積極心理狀態(tài)的關(guān)系一直是重要的學(xué)術(shù)課題, 孔子曾提出“君子不憂不懼”、孟子曾提出“君子有三樂”, 這些命題受到后世學(xué)者的廣泛探討。為什么君子具有更積極的心理狀態(tài)？程子采用“克己”和“誠”來解釋君子人格與積極心理狀態(tài)關(guān)系的內(nèi)在原因, 朱熹將這一解釋編入《四書章句集注》, 成為具有代表性的理論主張, 對后世產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。這些重要的本土心理學(xué)課題目前鮮有實(shí)證研究的參與, 本研究將在這些經(jīng)典哲學(xué)論述的基礎(chǔ)上梳理儒學(xué)論述人格特質(zhì)與心理健康關(guān)系及其內(nèi)在機(jī)制的脈絡(luò), 并運(yùn)用現(xiàn)代實(shí)證心理學(xué)的研究范式進(jìn)行驗(yàn)證, 以期為積極心理學(xué)研究提供源于中國本土學(xué)術(shù)傳統(tǒng)的新視角。

1.1 君子人格與心理健康

君子人格是指中國文化(尤其是儒學(xué)思想)中理想的人格特質(zhì)。在孔子哲學(xué)中, 君子人格具有非常明確的意涵描述與行為表現(xiàn)。Ge (2020b)通過實(shí)證分析《論語》中孔子對君子的論述, 發(fā)現(xiàn)君子人格包含5個(gè)維度, 即智仁勇、恭而有禮、喻義懷德、有所不為、持己無爭。研究者還通過實(shí)證研究對君子人格與其他人格結(jié)構(gòu)或心理概念的差異進(jìn)行了驗(yàn)證, 他們發(fā)現(xiàn), 君子人格與大五人格、中國人價(jià)值觀、合作人格傾向、親社會傾向等雖存在關(guān)聯(lián), 但是是完全不同的獨(dú)特概念, 君子人格的五因素模型具有良好的信度、聚合效度、區(qū)分效度、效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度等(葛梟語, 侯玉波, 2019)。

在儒學(xué)論述中, 君子人格與心理健康有著密切關(guān)系。孔子提出“君子不憂不懼”和“君子坦蕩蕩, 小人長戚戚”的論斷; 晁說之進(jìn)一步指出“不憂不懼, 由乎德全而無疵” (朱熹, 2011); 湯一介(2009)也曾指出, 儒家特別重視個(gè)人自我身心內(nèi)外的和諧。可以看到, 作為儒學(xué)理想人格, 君子被學(xué)者普遍認(rèn)為具有更少負(fù)性情感、更多心理和諧與積極狀態(tài)。這些論斷得到了一些實(shí)證研究的支持, 景懷斌(2006)發(fā)現(xiàn)儒家式應(yīng)對方式的挫折內(nèi)在樂觀性和人的責(zé)任性維度可以預(yù)測更少的焦慮抑郁、更多的生活滿意, 還有研究者發(fā)現(xiàn)了君子人格與自我和諧(葛梟語, 侯玉波, 2019)、人際關(guān)系滿意度(Ge, 2020b)、自我效能感(朱呈呈等, 2019)存在正向關(guān)聯(lián)。據(jù)此, 提出假設(shè)1：君子人格對心理健康存在正向效應(yīng)。

1.2 自我控制在君子人格與心理健康關(guān)系中的角色

在解釋君子與積極心理狀態(tài)關(guān)系(“君子有三樂”)的內(nèi)在機(jī)制時(shí), 程子指出了“克己”在其中的作用, “人能克己, 則仰不愧, 俯不怍” (朱熹, 2011), 這提示我們自我控制可能是君子與心理健康關(guān)系的中介因素。對于“克己”的含義, 何晏認(rèn)為是約身、規(guī)約自己, 邢昺認(rèn)為是勝去嗜欲(杜維明, 2014); 朱熹則指出“克, 勝也; 己, 謂身之私欲也” (朱熹, 2011)。這與心理學(xué)中的“自我控制(self-control)”有相通之處, 其定義是控制沖動以抵制誘惑、保護(hù)有價(jià)值的目標(biāo)的能力(Touré-Tillery & Fishbach, 2015)。

一些論述和實(shí)證研究為君子與自我控制的聯(lián)系提供了間接的證據(jù)。例如, 《荀子·修身》曾指出“君子役物, 小人役于物”, 認(rèn)為君子更少為外物所支配; 嵇康《釋私論》曾指出君子“情不系于所欲”, 認(rèn)為君子不為所欲束縛。研究者發(fā)現(xiàn)了君子人格與隨和性、盡責(zé)性(葛梟語, 侯玉波, 2019)、自我效能感(朱呈呈等, 2019)存在正向關(guān)聯(lián), 并能正向預(yù)測內(nèi)部歸因(Ge, 2020b); 而研究者還發(fā)現(xiàn)了隨和性、盡責(zé)性與自我控制(鄧士昌, 高雋, 2015; 司徒巧敏, 2017)、與抵制誘惑有關(guān)(Jensen-Campbell & Graziano, 2005), 自我效能感(方小平等, 2015)、內(nèi)部歸因(Ferrer & Krantz, 1987)都與自我控制存在正向關(guān)聯(lián)。據(jù)此, 提出假設(shè)2：君子人格對自我控制存在正向效應(yīng)。

孔子指出：“克己復(fù)禮為仁。”關(guān)于“仁”的含義, 朱熹認(rèn)為是指“本心之全德”, 并指出“為仁者, 所以全其心之德也”, 程子在別處曾以“醫(yī)書以手足痿痹為不仁”來比喻心靈的“不仁”的含義(朱熹, 2011), 這提示我們, “仁”的內(nèi)涵至少部分地與心理健全和心靈生機(jī)有關(guān)。關(guān)于達(dá)到這種狀態(tài)的條件, 孔子提出“非禮勿視, 非禮勿聽, 非禮勿言, 非禮勿動”, 朱熹認(rèn)為“非禮者, 己之私也”, 也就是說, 應(yīng)當(dāng)禁止自己受到私欲的誘惑。《莊子·大宗師》也指出“其耆(嗜)欲深者, 其天機(jī)淺”; 《荀子》和《禮記·樂記》也主張“以道制欲, 則樂而不亂; 以欲忘道, 則惑而不樂”; 嵇康認(rèn)為“蝎盛則木朽, 欲勝則身枯”。可以看到, 要想復(fù)歸“心之全德”, 須控制沖動、抵制私欲。許多實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)了自我控制對心理健康的積極作用, 例如自我控制可以正向預(yù)測身心健康(Boals et al., 2011)、情感幸福、生活滿意(Hofmann et al., 2014)、積極情緒(King & Gaerlan, 2014)、人際成功(Tangney et al., 2004), 負(fù)向預(yù)測內(nèi)化與外化癥狀(Wills et al., 2007)、網(wǎng)絡(luò)成癮(Song & Park, 2019), 在青少年期的自我控制還能夠負(fù)向預(yù)測中年期的類精神病體驗(yàn)(Nishida et al., 2014)。自我控制與心理健康和生活滿意的正向關(guān)聯(lián)在中國被試中也得到證實(shí)(譚樹華, 郭永玉, 2008)。據(jù)此, 提出假設(shè)3：自我控制對心理健康存在正向效應(yīng)。

綜上, 我們預(yù)期, 君子人格水平更高的個(gè)體, 更易控制自我、抵制誘惑、保護(hù)有價(jià)值的目標(biāo), 因此具有更為積極的心理狀態(tài), 即自我控制在君子人格對心理健康的正向效應(yīng)中起到中介作用。盡管沒有直接的實(shí)證證據(jù), 一些研究為此提供了間接的提示, 例如Ge (2020b)發(fā)現(xiàn), 內(nèi)部性的心理控制源在君子人格對人際關(guān)系滿意度的正向效應(yīng)中起到中介作用。

1.3 真實(shí)性在自我控制與心理健康關(guān)系中的角色

在解釋自我控制與積極心理狀態(tài)關(guān)系(“克己復(fù)禮為仁”)的內(nèi)在機(jī)制時(shí), 程子指出了“誠”在其中的作用, “克己復(fù)禮, 久而誠矣” (朱熹, 2011), 這提示我們真實(shí)性可能是自我控制與心理健康關(guān)系的中介因素。在儒學(xué)中, “誠”一直受到重視, 例如《中庸》曾提出“誠者, 天之道也; 誠之者, 人之道也”。對于“誠”的含義, 朱熹認(rèn)為是“實(shí)”, 即“真實(shí)無妄”; 王船山也曾以“實(shí)”來釋“誠”。真實(shí)性(authenticity)在心理學(xué)中同樣是受到關(guān)注的課題, 其定義是與真實(shí)的自我保持一致的感覺(Kokkoris et al., 2019)。自我決定理論認(rèn)為, 當(dāng)人們的行為反映了真實(shí)自我或核心自我時(shí), 他們是真實(shí)的(Deci & Ryan, 2002); 這與王陽明以“知行合一”作為《大學(xué)》“誠意”的重心(楊立華, 2019b)具有相通之處。

一些論述和實(shí)證研究指明了自我控制與真實(shí)性的聯(lián)系。周敦頤在《通書》中指出：“寂然不動者, 誠也”, 沒有分外的主動的欲求則“誠” (楊立華, 2019b); 程子也曾指出“閑邪則誠自存”, 克服邪妄則“誠” (楊立華, 2019b)。Kokkoris等人(2019)發(fā)現(xiàn), 對于理性的人來說, 自評的自我控制正向預(yù)測真實(shí)性, 通過操縱而誘發(fā)自我控制能夠提升真實(shí)性。研究者認(rèn)為, 自主性與勝任感(Sheldon et al., 2001)、真實(shí)自我與理想自我的更大重疊(Lenton et al., 2013)能夠帶來真實(shí)性, 這提示我們, 當(dāng)一個(gè)人踐行了受到社會文化普遍贊許的自我控制時(shí), 其更可能感受到自己保持了與真實(shí)自我的一致性。據(jù)此, 提出假設(shè)4：自我控制對真實(shí)性存在正向效應(yīng)。

圖1 基于儒學(xué)經(jīng)典命題的整體假設(shè)模型

對于真實(shí)性與心理健康的關(guān)系, 《孟子·盡心》指出“反身而誠, 樂莫大焉”, 《朱子語類》也曾指出“‘君子坦蕩蕩’, 只是意誠”。許多實(shí)證研究證實(shí)了真實(shí)性對心理健康的積極作用, 例如真實(shí)性可以正向預(yù)測幸福(Thomaes et al., 2017; Sutton, 2020)、生命意義感(Schlegel et al., 2009)、自尊(Kernis & Goldman, 2006), 并通過正念影響主觀幸福(Zheng et al., 2020)。據(jù)此, 提出假設(shè)5：真實(shí)性對心理健康存在正向效應(yīng)。

綜上, 我們預(yù)期, 自我控制水平更高的個(gè)體, 更易感受到真實(shí)自我與理想自我的重疊與一致性, 因此具有更為積極的心理狀態(tài), 即真實(shí)性在自我控制對心理健康的正向效應(yīng)中起到中介作用。盡管沒有直接的實(shí)證證據(jù), 一些研究為此提供了間接的提示, 例如Kokkoris等人(2019)發(fā)現(xiàn), 對于理性的人來說, 自我控制的決策通過真實(shí)性的中介作用對決策滿意度產(chǎn)生積極影響。

1.4 整體假設(shè)模型

綜合以上梳理, 可以看到, 儒家哲學(xué)體系不僅提出了對于君子人格與心理健康關(guān)系的洞察, 還提供了用以解釋其內(nèi)在機(jī)制的一套系統(tǒng)理論。首先, 程子在解釋“君子有三樂”時(shí)指出“人能克己, 則仰不愧, 俯不怍”, 嵇康也曾提出“君子識智以無恒傷生, 欲以逐物害性”, 君子之所以有積極心理狀態(tài), 自我控制起到中介作用。其次, 程子在解釋“克己復(fù)禮為仁”時(shí)指出“克己復(fù)禮, 久而誠矣”, 自我控制之所以帶來積極心理狀態(tài), 真實(shí)性起到中介作用。再次, 《大學(xué)》指出“富潤屋, 德潤身, 心廣體胖, 故君子必誠其意”, 君子之所以有積極心理狀態(tài), 真實(shí)性起到中介作用。最后, 《朱子語類》中朱熹在回答他人對《大學(xué)》此句的提問時(shí)指出“無愧怍, 是無物欲之蔽, 所以能廣大”, 也就是說, 君子之所以有積極心理狀態(tài), 是因?yàn)槠淠軌蚋玫乜刂谱约旱挠? 從而使自己感受到外在的行為契合了內(nèi)心中的真實(shí)自我, 因此具有健康舒泰的心理狀態(tài)。據(jù)此, 提出假設(shè)6 (如圖1)：君子人格通過自我控制與真實(shí)性的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤π睦斫】诞a(chǎn)生正向效應(yīng)。

需要說明的是, 在假設(shè)6中, 包含了一對未在前文中進(jìn)行詳細(xì)論述的關(guān)系, 即君子人格對真實(shí)性的效應(yīng), 對此的預(yù)期同樣是以儒家哲學(xué)的理論基礎(chǔ)為支撐的, 例如《大學(xué)》“君子必誠其意”、《中庸》“君子誠之為貴”、《荀子·不茍》“誠者, 君子之所守也”“君子養(yǎng)心莫善于誠”。

本研究通過多種方法, 驗(yàn)證假設(shè)1~6。研究1采用自評問卷, 研究2采用情景模擬法對自我控制進(jìn)行操縱, 研究3采用回憶啟動法對真實(shí)性進(jìn)行操縱, 研究4采用跨時(shí)間點(diǎn)的測量方法。

2 研究1：橫斷的自評問卷研究

2.1 方法

2.1.1 被試

通過問卷星網(wǎng)站的樣本服務(wù)進(jìn)行問卷發(fā)放, 共回收253個(gè)樣本, 剔除胡亂填答的樣本(如答錯(cuò)探測試題)后, 剩余有效樣本207個(gè)。其中, 女性占48.3%, 平均年齡33.0歲(= 8.0)。根據(jù)G*Power的計(jì)算, 該樣本量在α = 0.05且power = 0.80的情況下能夠查明的效應(yīng)量= 0.04。

2.1.2 程序與測量

被試閱讀指導(dǎo)語后完成以下問卷填答：

君子人格：采用《孔子思想中的君子人格量表》(葛梟語, 2020a; Ge, 2020b), 共30個(gè)條目(內(nèi)部一致性信度α = 0.84), 7點(diǎn)計(jì)分, 由被試根據(jù)描述性語句(例如“進(jìn)行抉擇時(shí), 相較于權(quán)衡利益, 我更擅長以道義的視角去評判”)符合自己的程度進(jìn)行打分, “1”表示完全不符合, “7”表示完全符合。

自我控制：采用《自我控制量表》(Tangney et al., 2004)的中文修訂版(譚樹華, 郭永玉, 2008), 共19個(gè)條目(α = 0.73), 包含沖動控制、健康習(xí)慣、抵制誘惑、專注工作、節(jié)制娛樂5個(gè)維度, 5點(diǎn)計(jì)分。

真實(shí)性：采用《真實(shí)性量表》(Wood et al., 2008), 由心理學(xué)專業(yè)研究者進(jìn)行翻譯, 并經(jīng)過英語專業(yè)和心理學(xué)專業(yè)研究者的多次翻譯?回譯程序。共12個(gè)條目(α = 0.79), 包含自我疏離、真實(shí)性生活和接受外部影響3個(gè)維度, 7點(diǎn)計(jì)分。

心理健康：采用《自測健康評定量表(SRHMS)修訂版》(許軍等, 2003)的心理健康和社會健康分量表, 共27個(gè)條目(α = 0.98), 包含正向情緒、心理癥狀與負(fù)向情緒、認(rèn)知功能、角色活動與社會適應(yīng)、社會資源與社會接觸、社會支持6個(gè)維度, 11點(diǎn)計(jì)分(0~10分)。

社會贊許性：采用《Marlowe-Crowne社會期望量表》(汪向東等, 1999), 共33個(gè)條目(α = 0.94), 被試用“是”或“否”進(jìn)行回答。

填答完畢后, 被試還被要求報(bào)告性別、年齡、學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

2.2 結(jié)果與討論

共同方法偏差檢驗(yàn)：采用Harman單因素檢驗(yàn)方法(周浩, 龍立榮, 2004), 結(jié)果顯示, 特征值大于1的因子共32個(gè), 最大特征值為24.33, 最大解釋百分比為20.11, 沒有解釋力過大的因子, 表明不存在嚴(yán)重共同方法偏差問題。

描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析：結(jié)果見表1。年齡與君子人格、學(xué)歷與君子人格和自我控制顯著相關(guān), 后續(xù)回歸分析將作為控制變量; 性別與所關(guān)注的4個(gè)變量沒有顯著相關(guān)。

在控制年齡、學(xué)歷的情況下, 君子人格顯著地正向預(yù)測心理健康, β = 0.45,< 0.001, 模型的調(diào)整= 0.19, Δ= 0.18,(3, 203) = 16.67,< 0.001。這一結(jié)果支持了假設(shè)1。

使用Hayes (2013)提供的SPSS插件PROCESS的模型6, 以君子人格為自變量, 以心理健康為因變量, 以自我控制和真實(shí)性為鏈?zhǔn)街薪樽兞? 以年齡、學(xué)歷為控制變量, 路徑系數(shù)結(jié)果如圖2所示。整個(gè)回歸方程顯著,= 0.30,(5, 201) = 16.84,< 0.001。用Bootstrap抽樣的方法對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn), 結(jié)果表明, 以自我控制為中介變量的路徑間接效應(yīng)為0.10 (95% CI = [0.03, 0.19]), 以真實(shí)性為中介變量的路徑間接效應(yīng)為0.05 (95% CI = [0.01, 0.12]), 以自我控制與真實(shí)性為中介變量的路徑間接效應(yīng)為0.03 (95% CI = [0.01, 0.07]), 所有間接效應(yīng)合計(jì)0.18 (95% CI = [0.09, 0.31]), 自我控制與真實(shí)性在君子人格對心理健康的正向效應(yīng)中的鏈?zhǔn)街薪樽饔贸闪ⅰ＿@一結(jié)果支持了假設(shè)6。

表1 研究1各變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)關(guān)系(N = 207)

注：*< 0.05, ***< 0.001。性別：0 = 男, 1 = 女; 最高學(xué)歷：1 = 初中或以下, 2 = 高中或?qū)？? 3 = 本科, 4 = 碩博研究生。

圖2 自我控制與真實(shí)性在君子人格對心理健康效應(yīng)中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?研究1)

將社會贊許性作為控制變量加入上述模型, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 結(jié)果的模式?jīng)]有改變, 所有路徑依然顯著。總效應(yīng)為0.36 (< 0.001), 直接效應(yīng)為0.22 (= 0.002), 間接效應(yīng)分別為0.07 (95% CI = [0.02, 0.15])、0.04 (95% CI = [0.01, 0.10])、0.02 (95% CI = [0.01, 0.05]), 所有間接效應(yīng)合計(jì)0.13 (95% CI = [0.06, 0.24])。

3 研究2：采用情境模擬法操縱自我控制

研究1初步驗(yàn)證了假設(shè), 但由于對所有變量都采用了自評問卷測量的方法, 難以避免共同方法偏差問題, 也無法厘清因果關(guān)系。研究2采用情境模擬法(Kokkoris et al., 2019)對自我控制進(jìn)行操縱, 以期完成以下兩個(gè)方面的目的：(1)進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)3和假設(shè)4, 為自我控制對真實(shí)性和心理健康的影響提供因果證據(jù); (2)如果自我控制作為中介變量的假設(shè)成立, 那么可以推論, 當(dāng)中介變量被控制后, 自變量(君子人格)對因變量(真實(shí)性、心理健康)的正向效應(yīng)將顯著減弱, 研究1已經(jīng)通過統(tǒng)計(jì)法控制中介變量而驗(yàn)證了這一點(diǎn), 研究2將采用實(shí)驗(yàn)操縱法來控制中介變量, 以進(jìn)一步驗(yàn)證該推論(Spencer et al., 2005)。

3.1 方法

3.1.1 被試

通過問卷星網(wǎng)站的樣本服務(wù)進(jìn)行問卷發(fā)放, 共回收611個(gè)樣本, 剔除胡亂填答的樣本(如答錯(cuò)探測試題等)后, 剩余有效樣本425個(gè)。其中, 女性占55.8%, 平均年齡30.2歲(= 7.4)。被試被隨機(jī)分成4組, 其中蛋糕情境自控組114人、蛋糕情境對照組96人、毛衣情境自控組106人、毛衣情境對照組109人。根據(jù)G*Power的計(jì)算, 該樣本量在α = 0.05且power = 0.80的情況下能夠查明的效應(yīng)量= 0.019。

3.1.2 程序和測量

被試首先填寫君子人格的測量問卷(同研究1, α = 0.87)。

通過問卷星網(wǎng)站的隨機(jī)情景功能, 將被試隨機(jī)分配到4個(gè)條件中的一個(gè)。在蛋糕情境中, 被試想像自己在商場中遇到最愛的草莓芝士蛋糕, 但最近正在減肥; 在毛衣情境中, 被試想像自己在商場中遇到好看的時(shí)尚毛衣, 但最近正在攢錢。情境材料翻譯自Kokkoris等人(2019)的研究, 字?jǐn)?shù)在173~192字之間。在任一情境中, 自控組被試最終拒絕了誘惑, 沒有購買蛋糕或毛衣; 而對照組被試最終“做出了自己的選擇”, 情境材料并不操縱被試的決策。

被試閱讀材料后, 填寫真實(shí)性和心理健康的測量問卷。其中, 真實(shí)性采用Kokkoris等人(2019)的測量量表, 共7個(gè)條目(α = 0.81), 7點(diǎn)計(jì)分; 心理健康的測量同研究1(α = 0.91)。

然后, 在下一頁面, 被試需要在不被允許瀏覽情境材料的情況下回憶情境材料中想要購買的物品名稱, 以驗(yàn)證被試閱讀并理解了材料內(nèi)容。為了驗(yàn)證情境材料確實(shí)操縱了自我控制, 所有被試都被要求報(bào)告在這一情境中所做的決策在多大程度上反映了自我控制, 7點(diǎn)計(jì)分。最后, 被試報(bào)告性別、年齡、學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息; 并填寫自己對甜食(或毛衣)的喜愛度、購買甜食(或毛衣)的頻繁度、對草莓芝士蛋糕(或時(shí)尚)的興趣度、最近正在節(jié)食(或攢錢), 每項(xiàng)均為7點(diǎn)計(jì)分, 以作為控制變量。

3.2 結(jié)果與討論

3.2.1 操縱核查

結(jié)果表明, 對自我控制的操縱是成功的, 自控組的決策(= 6.10,= 1.00)被認(rèn)為比對照組的決策(= 4.83,= 1.42)在更大程度上表現(xiàn)出自我控制,(423) = –10.65,< 0.001, Cohen’s= –1.04。

情境差異(草莓芝士蛋糕或時(shí)尚毛衣)沒有顯著影響, 不同情境的自我控制操縱核查((423) = –0.52,= 0.607)、真實(shí)性((423) = 0.85,= 0.397)、心理健康((423) = 0.34,= 0.731)均無顯著差異。

3.2.2 自我控制對心理健康和真實(shí)性的影響

自控組的心理健康(= 184.35,= 29.65)顯著高于對照組(= 175.24,= 34.49),(423) = –2.93,= 0.004, Cohen’s= –0.28; 自控組的真實(shí)性(= 39.95,= 6.47)顯著高于對照組(= 35.53,= 5.92),(423) = –7.34,< 0.001, Cohen’s= –0.71。自我控制被操縱至較高水平后, 心理健康與真實(shí)性顯著增強(qiáng), 這些結(jié)果分別支持了假設(shè)3和假設(shè)4。

3.2.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

以真實(shí)性為因變量考察君子人格和自我控制的交互作用, 結(jié)果表明, 君子人格和自我控制對真實(shí)性存在顯著的交互效應(yīng)(β = –0.10,= 0.027), 君子人格(β = 0.25,< 0.001)與自我控制(β = 0.35,< 0.001)的主效應(yīng)顯著, 模型的調(diào)整= 0.18, Δ=0.01,(3, 421) = 32.11,< 0.001。如圖3(a), 簡單斜率分析表明, 未被操縱的被試(即對照組), 其君子人格對真實(shí)性存在顯著的正向影響, β = 0.35,< 0.001, 95% CI = [0.23, 0.47]; 自我控制水平因受到操縱而被控制在高水平的被試(即自控組), 其君子人格對真實(shí)性的正向效應(yīng)雖仍顯著但有所減弱, β = 0.15,= 0.016, 95% CI = [0.03, 0.28]。

圖3 人為控制自我控制后, 君子人格對真實(shí)性和心理健康的效應(yīng)減弱(研究2)

以心理健康為因變量考察君子人格和自我控制的交互作用, 結(jié)果表明, 君子人格和自我控制對心理健康存在顯著的交互效應(yīng)(β = –0.10,= 0.016), 君子人格(β = 0.51,< 0.001)與自我控制(β = 0.16,< 0.001)的主效應(yīng)顯著, 模型的調(diào)整= 0.29, Δ= 0.01,(3, 421) = 57.56,< 0.001。如圖3(b), 簡單斜率分析表明, 未被操縱的被試(即對照組), 其君子人格對心理健康存在顯著的正向影響, β = 0.61,< 0.001, 95% CI = [0.50, 0.72]; 自我控制水平因受到操縱而被控制在高水平的被試(即自控組), 其君子人格對心理健康的正向效應(yīng)雖仍顯著但有所減弱, β = 0.41,< 0.001, 95% CI = [0.29, 0.53]。

這些結(jié)果表明, 在自然狀態(tài)下(即自我控制未受操縱), 君子人格對真實(shí)性和心理健康存在顯著的正向效應(yīng); 而在被試的自我控制水平受到人為控制后, 君子人格對真實(shí)性和心理健康的正向效應(yīng)均顯著減弱。這些結(jié)果符合自我控制作為內(nèi)在機(jī)制的假設(shè)的推論, 為該假設(shè)提供了間接的證據(jù)。

3.2.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

以君子人格、自我控制、情境(蛋糕或毛衣)及其二重、三重交互項(xiàng)為自變量, 對真實(shí)性進(jìn)行分層回歸分析, 結(jié)果表明, 情境差異與君子人格的交互項(xiàng)(β = 0.07,= 0.110)、與自我控制的交互項(xiàng)(β = 0.05,= 0.232)、三重交互項(xiàng)(β = 0.05,= 0.285)均無顯著效應(yīng)。類似地, 對心理健康進(jìn)行分層回歸分析, 結(jié)果表明, 情境差異與君子人格的交互項(xiàng)(β = 0.04,= 0.312)、與自我控制的交互項(xiàng)(β = 0.07,= 0.102)、三重交互項(xiàng)(β = 0.03,= 0.424)均無顯著效應(yīng)。研究結(jié)果具有跨模擬情境的穩(wěn)健性。

將被試的性別、年齡、學(xué)歷、對甜食或毛衣的喜愛度、購買甜食或毛衣的頻繁度、對草莓芝士蛋糕或時(shí)尚的興趣度、最近正在節(jié)食或攢錢作為控制變量加入模型, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 自我控制在君子人格對真實(shí)性效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用依然顯著(β = –0.11,= 0.013), 自我控制在君子人格對心理健康效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用依然顯著(β = –0.12,= 0.005)。

4 研究3：采用回憶啟動法操縱真實(shí)性

研究3在研究2的基礎(chǔ)上進(jìn)一步推進(jìn), 主要不同在于：其一, 研究2對自我控制進(jìn)行了情景模擬操縱, 盡管有助于厘清因果關(guān)系, 但其對于現(xiàn)實(shí)生活的參考價(jià)值有待驗(yàn)證, 因此, 研究3將采用被試自主回憶真實(shí)生活案例的方式(Kokkoris et al., 2019)對自我控制進(jìn)行測量, 以增強(qiáng)結(jié)論的外部效度。在此基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)2。其二, 研究3將采用回憶啟動法對真實(shí)性進(jìn)行操縱, 以期完成以下兩個(gè)方面的目的：(1)進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)5, 為真實(shí)性對心理健康的影響提供因果證據(jù); (2)類似于研究2, 采用實(shí)驗(yàn)操縱法來控制中介變量, 為真實(shí)性在自變量(君子人格、自我控制)對因變量(心理健康)的正向效應(yīng)中所起的中介作用提供間接證據(jù)。其三, 研究3采用另一種測量方法對心理健康進(jìn)行測量, 以驗(yàn)證效應(yīng)的穩(wěn)健性。

4.1 方法

4.1.1 被試

通過問卷星網(wǎng)站的樣本服務(wù)進(jìn)行問卷發(fā)放, 共回收500個(gè)樣本, 剔除胡亂填答的樣本(如答錯(cuò)探測試題等)后, 剩余有效樣本317個(gè)。其中, 女性占60.3%, 平均年齡30.0歲(= 7.4)。被試被隨機(jī)分成2組, 其中對照組156人、真實(shí)組161人。根據(jù)G*Power的計(jì)算, 該樣本量在α = 0.05且power = 0.80的情況下能夠查明的效應(yīng)量= 0.025。

4.1.2 程序和測量

被試首先填寫君子人格的測量問卷(同研究1, α = 0.86)。

然后, 被試被要求花30秒回憶自己真實(shí)生活中所面臨的自我控制沖突案例, 即想做的某件事與個(gè)人目標(biāo)之間存在沖突。為了讓被試更準(zhǔn)確理解, 指導(dǎo)語舉了幾個(gè)例子進(jìn)行說明。指導(dǎo)語改編自Kokkoris等人(2019)的研究, 字?jǐn)?shù)為196字。隨后, 被試被要求報(bào)告該案例發(fā)生的地點(diǎn)(文字表述)、時(shí)間(5點(diǎn)計(jì)分, 從“三天內(nèi)”到“半年之前”)、想做的事情(文字表述)、與之沖突的個(gè)人目標(biāo)(文字表述)、最終的決策(做了或沒做想做的事)、做出決策后的心情(5點(diǎn)計(jì)分, 從“非常差”到“非常好”)、平時(shí)對該事的興趣度(5點(diǎn)計(jì)分)、回憶難度(5點(diǎn)計(jì)分)。

接著, 通過問卷星網(wǎng)站的隨機(jī)情景功能, 將被試隨機(jī)分配到2個(gè)條件中的一個(gè)。真實(shí)組被試被要求回憶最近一件感到“真實(shí)做自己”的事; 對照組被試被要求回憶昨晚所做的一件事。被試被要求用不少于50字的文字內(nèi)容詳述這段經(jīng)歷, 被試有至少2分鐘回憶并作答, 要求被試提供盡可能多的細(xì)節(jié)。

被試填寫完畢后點(diǎn)擊進(jìn)入下一頁面, 填寫心理健康的測量問卷。采用的是《生活質(zhì)量綜合評定問卷(GQOLI-74)》(李凌江, 楊德森, 2001)的心理功能和社會功能分量表, 共40個(gè)條目(α = 0.90), 包含精神緊張度、負(fù)性情感、正性情感、認(rèn)知功能、自尊、社會支持、人際交往能力、工作與學(xué)習(xí)、業(yè)余娛樂、婚姻與家庭10個(gè)維度, 5點(diǎn)計(jì)分。

為了驗(yàn)證真實(shí)生活案例中的自我控制決策確實(shí)反映了自我控制水平, 被試需要報(bào)告自己所做的決策在多大程度上反映了自我控制, 7點(diǎn)計(jì)分。為了驗(yàn)證回憶啟動法確實(shí)操縱了真實(shí)性水平, 所有被試都被要求填寫真實(shí)性操縱核查量表(同研究2, α = 0.83)。最后, 被試報(bào)告性別、年齡、學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

4.2 結(jié)果與討論

4.2.1 核查

結(jié)果表明, 對真實(shí)性的操縱是成功的, 真實(shí)組被試感受到的真實(shí)性(= 40.68,= 4.95)顯著高于對照組(= 36.61,= 7.17),(315) = –5.90,< 0.001, Cohen’s= –0.66。

對自我控制的測量是有效的, 做出自我控制決策的被試(= 5.92,= 1.09)比做出非自我控制決策的被試(= 4.42,= 1.52)認(rèn)為自己的決策在更大程度上表現(xiàn)出自我控制,(315) = –10.26,< 0.001, Cohen’s= –1.16。

4.2.2 君子人格對自我控制決策的影響

Logistic回歸分析結(jié)果表明, 君子人格每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差, 被試在自主回憶的真實(shí)生活案例中做出自我控制決策的可能性與做出非自我控制決策的可能性之比增加34.7%,= 0.30,= 1.35,= 0.011。君子人格水平較高的被試更可能在真實(shí)生活中做出自我控制決策, 這一結(jié)果支持了假設(shè)2。

4.2.3 真實(shí)性對心理健康的影響

真實(shí)組的心理健康(= 145.89,= 12.23)顯著高于對照組(= 139.06,= 18.93),(315) = –3.83,< 0.001, Cohen’s= –0.43。真實(shí)性被操縱至較高水平后, 心理健康顯著增強(qiáng), 這一結(jié)果支持了假設(shè)5。

4.2.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

以心理健康為因變量考察君子人格和真實(shí)性的交互作用, 結(jié)果表明, 君子人格和真實(shí)性對心理健康存在顯著的交互效應(yīng)(β = –0.14,= 0.005), 君子人格(β = 0.47,< 0.001)與真實(shí)性(β = 0.25,< 0.001)的主效應(yīng)顯著, 模型的調(diào)整= 0.27, Δ= 0.02,(3, 313) = 40.76,< 0.001。如圖4(a), 簡單斜率分析表明, 未被操縱的被試(即對照組), 其君子人格對心理健康存在顯著的正向影響, β = 0.61,< 0.001, 95% CI = [0.47, 0.74]; 真實(shí)性水平因受到操縱而被控制在高水平的被試(即真實(shí)組), 其君子人格對心理健康的正向效應(yīng)雖仍顯著但有所減弱, β = 0.34,< 0.001, 95% CI = [0.21, 0.47]。

以心理健康為因變量考察自我控制和真實(shí)性的交互作用, 結(jié)果表明, 自我控制和真實(shí)性對心理健康存在顯著的交互效應(yīng)((1, 313) = 18.32,< 0.001, 偏η= 0.06), 自我控制((1, 313) = 130.01,< 0.001, 偏η= 0.29)與真實(shí)性((1, 313) = 27.27,< 0.001, 偏η= 0.08)的主效應(yīng)顯著。如圖4(b), 簡單效應(yīng)分析表明, 未被操縱的被試(即對照組), 自我控制與非自我控制決策在心理健康上存在顯著差異, 95% CI = [1.18, 1.70]; 真實(shí)性水平因受到操縱而被控制在高水平的被試(即真實(shí)組), 自我控制與非自我控制決策在心理健康上的差異雖仍顯著但有所減弱, 95% CI = [0.40, 0.91]。

圖4 人為控制真實(shí)性后, 君子人格與自我控制對心理健康的效應(yīng)減弱(研究3)

這些結(jié)果表明, 在自然狀態(tài)下(即真實(shí)性未受操縱), 君子人格和自我控制對心理健康存在顯著的正向效應(yīng); 而在被試的真實(shí)性水平受到人為控制后, 君子人格和自我控制對心理健康的正向效應(yīng)均顯著減弱。這些結(jié)果符合真實(shí)性作為內(nèi)在機(jī)制的假設(shè)的推論, 為該假設(shè)提供了間接的證據(jù)。

4.2.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

將被試的性別、年齡、學(xué)歷、自控案例發(fā)生時(shí)間、自控決策后心情、自控事件興趣度、自控案例回憶難度作為控制變量加入模型, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 真實(shí)性在君子人格對心理健康效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用依然顯著(β = –0.12,= 0.013), 真實(shí)性在自我控制對心理健康效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用依然顯著,(1, 306) = 19.83,< 0.001, 偏η= 0.06。

5 研究4：跨時(shí)間點(diǎn)的自評問卷研究

前3個(gè)研究以多種方法為假設(shè)1~6提供了證據(jù), 但都屬于橫斷研究; 研究4將采用跨時(shí)間點(diǎn)的測量方法, 以進(jìn)一步減輕共同方法偏差問題。此外, 越來越多的研究者指出, 心理健康不應(yīng)僅指沒有心理癥狀, 還應(yīng)指個(gè)體擁有那些有助于勝任工作、適應(yīng)社會與幸福生活的積極力量和品質(zhì)(Seligman, 2002), 為契合這一趨勢, 研究4將增加自尊、核心自我評價(jià)、情感平衡作為因變量指標(biāo), 以更為全面地反映心理健康的多面性。

5.1 方法

5.1.1 被試

通過北京大學(xué)校內(nèi)論壇未名BBS與心理學(xué)通選課程招募被試, 數(shù)據(jù)分4個(gè)時(shí)間點(diǎn)進(jìn)行采集, 每個(gè)時(shí)間點(diǎn)之間間隔2個(gè)月。第一階段回收樣本490個(gè), 第二階段回收樣本349個(gè), 第三階段回收樣本263個(gè), 第四階段回收有效樣本220個(gè)。其中,女性占55.0%, 平均年齡21.3歲(= 2.1)。根據(jù)G*Power的計(jì)算, 該樣本量在α = 0.05且power = 0.80的情況下能夠查明的效應(yīng)量= 0.036。

5.1.2 程序與測量

招募的被試在最初即被告知4次測量的時(shí)間安排, 并提供郵箱地址。

第一階段, 君子人格：同研究1, α = 0.88。填答完畢后, 被試還被要求報(bào)告性別、年齡、學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

第二階段(第一階段2個(gè)月后), 自我控制：被試想像自己今晚打算學(xué)習(xí), 以準(zhǔn)備即將到來的重要考試, 但手機(jī)上有自己非常想做的事情, 因此非常猶豫是否刷手機(jī)。被試根據(jù)自己的真實(shí)情況在7點(diǎn)量表上對自己做出不刷手機(jī)決策的可能性進(jìn)行評分, 分?jǐn)?shù)越高代表自我控制水平越高。為驗(yàn)證這一決策確實(shí)反映了自我控制水平, 被試需要報(bào)告自己所做的決策在多大程度上反映了自我控制, 7點(diǎn)計(jì)分。作為控制變量, 被試還須報(bào)告對刷手機(jī)的喜愛度、平時(shí)刷手機(jī)的頻繁度、最近學(xué)習(xí)任務(wù)的忙碌度, 每項(xiàng)均為5點(diǎn)計(jì)分。

第三階段(第一階段4個(gè)月后), 真實(shí)性：采用《個(gè)體真實(shí)性問卷》(劉群英, 2010), 共22個(gè)條目(α = 0.79), 包含清晰性、一致性、接納性、真誠性4個(gè)維度, 4點(diǎn)計(jì)分。

第四階段(第一階段6個(gè)月后), 心理健康：參考張闊等人(2010)采用自尊、核心自我評價(jià)、情感平衡和心理癥狀來多角度測量心理健康的方法。自尊采用Rosenberg《一般自尊量表》的中文版(汪向東等, 1999), 共10個(gè)條目(α = 0.82), 4點(diǎn)計(jì)分; 核心自我評價(jià)采用Judge、Bono和Locke《核心自我評價(jià)量表》的中文版(杜建政等, 2012), 共10個(gè)條目(α = 0.86), 5點(diǎn)計(jì)分; 情感平衡采用Bradburn《情感量表》的中文版(汪向東等, 1999), 共10個(gè)條目(α = 0.71), 以是或否作答; 心理癥狀采用Derogatis、Lipman和Covi《癥狀自評量表(SCL-90)》的中文版(汪向東等, 1999)的焦慮、抑郁、偏執(zhí)、人際關(guān)系敏感分量表, 共38個(gè)條目(α = 0.95), 5點(diǎn)計(jì)分(0~4分)。

5.2 結(jié)果與討論

核查：結(jié)果表明, 對自我控制的測量是有效的, 被試所做的自我控制決策與其認(rèn)為該決策反映的自我控制水平存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,= 0.75,< 0.001。

共同方法偏差檢驗(yàn)：采用Harman單因素檢驗(yàn)方法(周浩, 龍立榮, 2004), 結(jié)果顯示, 特征值大于1的因子共33個(gè), 最大特征值為25.50, 最大解釋百分比為21.07, 沒有解釋力過大的因子, 表明不存在嚴(yán)重共同方法偏差問題。

描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析：結(jié)果見表2。

在控制性別、年齡的情況下, 君子人格顯著地正向預(yù)測6個(gè)月后的自尊(β = 0.33,< 0.001)、核心自我評價(jià)(β = 0.43,< 0.001)、情感平衡(β = 0.43,< 0.001),負(fù)向預(yù)測心理癥狀(β = –0.35,< 0.001)。這一結(jié)果以跨時(shí)間點(diǎn)的測量方法支持了假設(shè)1。

使用Hayes (2013)提供的SPSS插件PROCESS的模型6, 以君子人格為自變量, 分別以自尊、核心自我評價(jià)、情感平衡、心理癥狀為因變量, 以自我控制和真實(shí)性為鏈?zhǔn)街薪樽兞? 以性別、年齡為控制變量, 路徑系數(shù)結(jié)果如表3所示。用Bootstrap抽樣的方法對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn), 結(jié)果表明, 無論以自我控制、真實(shí)性或二者為中介變量的路徑, 無論以自尊、核心自我評價(jià)、情感平衡或心理癥狀為因變量, 間接效應(yīng)均達(dá)到顯著水平(效應(yīng)值見表3)。自我控制與真實(shí)性在君子人格對心理健康的正向效應(yīng)中的鏈?zhǔn)街薪樽饔贸闪ⅰ＿@一結(jié)果以跨時(shí)間點(diǎn)的測量方法支持了假設(shè)6。

表2 研究4各變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)關(guān)系(N = 220)

注：*< 0.05, ***< 0.001。性別：0 = 男, 1 = 女。

表3 自我控制與真實(shí)性在君子人格對心理健康效應(yīng)中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?研究4)

注：括號內(nèi)為95%置信區(qū)間。性別：0 = 男, 1 = 女。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)：將被試對刷手機(jī)的喜愛度、平時(shí)刷手機(jī)的頻繁度、最近學(xué)習(xí)任務(wù)的忙碌度作為控制變量加入模型, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 所有路徑、所有因變量的間接效應(yīng)依然顯著。

6 總討論

研究結(jié)果支持假設(shè)1, 君子人格正向預(yù)測同時(shí)測量的心理健康和6個(gè)月后測量的自尊、核心自我評價(jià)、情感平衡, 并負(fù)向預(yù)測6個(gè)月后的心理癥狀。結(jié)果支持假設(shè)2, 君子人格正向預(yù)測特質(zhì)性自我控制和在情境中的自我控制決策(無論是實(shí)驗(yàn)給定情境還是被試真實(shí)生活情境)。結(jié)果支持假設(shè)3~4, 受到操縱的自我控制正向影響心理健康與真實(shí)性。結(jié)果支持假設(shè)5, 受到操縱的真實(shí)性正向影響心理健康。結(jié)果還以同時(shí)測量和跨時(shí)間點(diǎn)測量的方法支持假設(shè)6, 君子人格通過自我控制和真實(shí)性的鏈?zhǔn)街薪閷π睦斫】诞a(chǎn)生正向效應(yīng), 實(shí)驗(yàn)操縱結(jié)果也為此提供了間接證據(jù)。

總體而言, 君子人格水平較高的人, 更可能在生活中控制沖動、抵制誘惑, 由此感到自己的行為與真實(shí)的自我更加一致與貫通、更少疏離或違背, 因此具有更加積極的心理狀態(tài)。

6.1 君子人格與心理健康

陳來(2017)指出, 從孔子到宋明, 無論學(xué)者還是公眾, 都會把追求君子理想當(dāng)作不言自明的真理, 但在今天, 人們很可能會問：我為什么要成為君子。正如北宋理學(xué)家努力的方向是為儒家生活方式奠定哲學(xué)基礎(chǔ)(楊立華, 2017), 當(dāng)今儒家文化心理學(xué)研究者的努力方向也應(yīng)致力于運(yùn)用時(shí)代語言為其提供科學(xué)心理學(xué)的證據(jù)。本研究即沿此思路, 通過儒學(xué)學(xué)術(shù)論述的經(jīng)典命題構(gòu)建假設(shè)模型, 并運(yùn)用實(shí)證研究方法進(jìn)行考察, 是以心理學(xué)范式回答為何要成為君子的初步嘗試, 也接續(xù)了以往研究試圖發(fā)揮儒家思想在心理咨詢(景懷斌, 2007)和心理健康服務(wù)(羅鳴春等, 2010)上的積極作用的努力。

研究發(fā)現(xiàn)了君子人格對心理健康的正向效應(yīng), 這一效應(yīng)至少可能存在兩種不同層面的理論意義。一方面, 以文化視角來理解, 文化?個(gè)體一致性模式認(rèn)為個(gè)體具備某種在其文化中更受重視的特質(zhì)時(shí)會更加幸福(Diener, 2012)。以君子人格為代表的孔子及儒學(xué)思想, 已經(jīng)成為民族生存發(fā)展所積累的文化?心理結(jié)構(gòu)(李澤厚, 1985), 因此具有與之契合的君子人格特質(zhì)的個(gè)體能夠更好地適應(yīng)社會。另一方面, 以人性視角來理解, 君子人格凝結(jié)著對人性普遍傾向和規(guī)律的洞察, 是一種具有普遍價(jià)值的心理規(guī)律, 正如楊立華(2015)所指出的那樣, 儒家本質(zhì)上是理性的生活態(tài)度、合道理的生活方式、符合人的本質(zhì)的生活道路。這一點(diǎn)需要更多的跨文化研究進(jìn)一步厘清。

6.2 自我控制的機(jī)制

研究發(fā)現(xiàn)了自我控制在君子人格對心理健康效應(yīng)中的中介作用, 這與以往關(guān)于自我控制的人格前因變量(鄧士昌, 高雋, 2015)和心理健康后果變量(Boals et al., 2011)的研究發(fā)現(xiàn)具有一致性。究其原因, Dhar和Wertenbroch (2012)認(rèn)為, 自我控制、拒絕誘惑的決策能夠提供明確的積極自我信號。楊立華(2018)指出, 節(jié)制是心靈主動性具體實(shí)現(xiàn)的必要條件, “克己”和與之相輔相成的“由己”, 是從不同的方面對心靈被動性要素的駕馭, 避免個(gè)體在逐物的過程中陷入被動狀態(tài), 而這種心靈主動性則是成德的關(guān)鍵; Ryff (1989)與Deci和Ryan (2000)在概括與積極心理有關(guān)的人類基本心理需求時(shí), 也都包含了對自主性的強(qiáng)調(diào)。楊立華(2019a)進(jìn)一步指出, “知止”精神塑造了中國文明的基本特征, 在所欲求對象前克制自己, 反映了內(nèi)在精神強(qiáng)度, 如《老子》“自勝者強(qiáng)”。

6.3 真實(shí)性的機(jī)制

研究發(fā)現(xiàn)了真實(shí)性在君子人格對心理健康效應(yīng)中的中介作用, 這與以往研究發(fā)現(xiàn)(Thomaes et al., 2017; Sutton, 2020)具有一致性。人本主義和存在主義心理學(xué)認(rèn)為, 真實(shí)性是促進(jìn)幸福、遠(yuǎn)離心理問題的重要因素(劉群英等, 2009); Sheldon等人(1997)認(rèn)為真實(shí)性是人格組織功能良好的指標(biāo); 積極心理學(xué)也將真實(shí)性視作人類基本力量之一(Park et al., 2004)。楊立華(2015)指出, 仁者能夠幸福的原因在于對自我存在的真切感受, 真正知道自己是誰、從哪兒來, 知道自己人生的意義和價(jià)值, 同時(shí)也能夠真切地感受到他人。正是基于對這種人性規(guī)律的洞察, 儒學(xué)對“誠”有特別的強(qiáng)調(diào), 例如《中庸》“君子誠之為貴”。

6.4 局限與未來方向

本研究存在一些局限。君子人格的測量量表雖然取材于《論語》, 但可能在一定程度上存在著古今文化變遷導(dǎo)致的意義偏移。由于君子人格在各項(xiàng)研究中都是測量變量, 因此其與心理健康的關(guān)系在很大程度上仍是相關(guān)性的。自我控制與真實(shí)性主要采用現(xiàn)成量表進(jìn)行測量, 盡管便于理解君子人格與已有許多信效度證據(jù)的心理變量之間的關(guān)系, 但它們與中國哲學(xué)語境中的對應(yīng)概念顯然很難做到完全等價(jià)。研究中受測量的概念在一定程度上涉及價(jià)值判斷, 可能受到了社會贊許性的影響, 僅研究1對此做了控制。研究中的操縱為心理健康所帶來的變動是暫時(shí)的還是持久的, 需要更多的研究進(jìn)一步驗(yàn)證。此外, 主要采用方便取樣的抽樣方法, 在樣本選取上可能存在偏差。研究中的鏈?zhǔn)街薪榇蟛糠謱儆诓糠种薪樽饔? 即君子人格與心理健康關(guān)系還存在其他內(nèi)在機(jī)制, 未來研究還須繼續(xù)探明。

Boals, A., Vandellen, M. R., & Banks, J. B. (2011). The relationship between self-control and health: The mediating effect of avoidant coping.(8), 1049–1062.

Chen, L. (2017).. Beijing: SDX Joint Publishing Company.

[陳來. (2017).. 北京: 生活·讀書·新知三聯(lián)書店.]

Deci, E. L., & Ryan, R. M. (2000). The “what” and “why” of goal pursuits: Human needs and the self-determination of behavior.(4), 227–268.

Deci, E. L., & Ryan, R. M. (Eds.). (2002).. University of Rochester Press.

Deng, S. C., & Gao, J. (2015). Big Five Personality and impulsive buying: The mediation of self-control and sensation seeking.(6), 1098–1101.

[鄧士昌, 高雋. (2015). 大五人格對沖動消費(fèi)的影響：一個(gè)中介模型.(6), 1098–1101.]

Dhar, R., & Wertenbroch, K. (2012). Self-signaling and the costs and benefits of temptation in consumer choice.(1), 15–25.

Diener, E. (2012). New findings and future directions for subjectivewell-being research.(8), 590–597.

Du, J. Z., Zhang, X., & Zhao, Y. (2012). Reliability, validation and construct confirmatory of core self-evaluations scale.(3), 54–60.

[杜建政, 張翔, 趙燕. (2012). 核心自我評價(jià)的結(jié)構(gòu)驗(yàn)證及其量表修訂.(3), 54–60.]

Du, W. M. (2014). Construction of spiritual humanism: From the modern interpretation of that “to return to the observance of the rites through overcoming the self constitutes benevolence”., (2), 6–12.

[杜維明. (2014). 建構(gòu)精神性人文主義——從克己復(fù)禮為仁的現(xiàn)代解讀出發(fā)., (2), 6–12.]

Fang, X. P., Liu, J. P., & Zheng, Z. G. (2015). The relationship among self-supporting personality, self-efficacy and self-controlof undergraduates.(4), 500–505.

[方小平, 劉建平, 鄭治國. (2015). 大學(xué)生自立人格、自我效能及自我控制的關(guān)系.(4), 500–505.]

Ferrer, M., & Krantz, M. (1987). Self-control, locus of control and social status in children.(2), 355–358.

Ge, X. Y. (2020a).(Unpublished master’s thesis). Peking University, China.

[葛梟語. (2020a).(碩士學(xué)位論文). 北京大學(xué).]

Ge, X. Y. (2020b). Oriental wisdom for interpersonal life: Confucian ideal personality traits (Junzi personality) predict positive interpersonal relationships., 104034.

Ge, X. Y., & Hou, Y. B. (2019). The structure and measurement of Junzi personality [Abstract]. In Chinese Psychological Society (Ed.),. Hangzhou: Chinese Psychological Society.

[葛梟語, 侯玉波. (2019). 君子型人格的結(jié)構(gòu)與測量[摘要]. 見中國心理學(xué)會 (編).. 杭州: 中國心理學(xué)會.]

Hayes, A. F. (2013).. New York: Guilford Press.

Hofmann, W., Luhmann, M., Fisher, R. R., Vohs, K. D., & Baumeister, R. F. (2014). Yes, but are they happy? Effects of trait self-control on affective well-being and life satisfaction.(4), 265–277.

Jensen-Campbell, L., & Graziano, W. G. (2005). The two faces of temptation: Differing motives for self-control.(3), 287–314.

Jing, H. B. (2006). Confucian coping and its role to mental health.(1), 126–134.

[景懷斌. (2006). 儒家式應(yīng)對思想及其對心理健康的影響.(1), 126–134.]

Jing, H. B. (2007). What Confucianism can contribute to psychological counseling.,(2), 371–380.

[景懷斌. (2007). 儒家思想對于現(xiàn)代心理咨詢的啟示.,(2), 371–380.]

Kernis, M. H., & Goldman, B. M. (2006). A multicomponent conceptualization of authenticity: Theory and research., 283–357.

King, R. B., & Gaerlan, M. J. M. (2014). High self-control predicts more positive emotions, better engagement, and higher achievement in school.(1), 81–100.

Kokkoris, M. D., Hoelzl, E., & Alós-Ferrer, C. (2019). True to which self? Lay rationalism and decision satisfaction in self-control conflicts.(2), 417–447.

Lenton, A. P., Bruder, M., Slabu, L., & Sedikides, C. (2013). How does “being real” feel? The experience of state authenticity.(3), 276–289.

Li, L. J., & Yang, D. S. (2001). Generic quality of life inventory. In Z. Zhang (Ed.),. Beijing: Chinese Medical Multimedia Press.

[李凌江, 楊德森. (2001). 生活質(zhì)量綜合評定問卷. 見張作記 (編).. 北京: 中華醫(yī)學(xué)電子音像出版社.]

Li, Z. H. (1985).. Beijing: People’s Publishing House.

[李澤厚. (1985).. 北京: 人民出版社.]

Liu, Q. Y. (2010).(Unpublished master’s thesis). Southwest University, China.

[劉群英. (2010).(碩士學(xué)位論文). 西南大學(xué).]

Liu, Q. Y., Zhang, J. F., & Chen, J. (2009). A brief introduction of authenticity research in psychology.,(6), 1302–1308.

[劉群英, 張進(jìn)輔, 陳加. (2009). 個(gè)體真實(shí)性的心理學(xué)研究述評.,(6), 1302–1308.]

Luo, M. C., Huang, X. T., & Su, D. (2010). The impact of the Confucian culture to present mental health services of Chinese.,(9), 1481–1488.

[羅鳴春, 黃希庭, 蘇丹. (2010). 儒家文化對當(dāng)前中國心理健康服務(wù)實(shí)踐的影響.,(9), 1481–1488.]

Nishida, A., Xu, K. M., Croudace, T., Jones, P. B., Barnett, J., & Richards, M. (2014). Adolescent self-control predicts midlife hallucinatory experiences: 40-year follow-up of a national birth cohort.(6), 1543–1551.

Park, N., Peterson, C., & Seligman, M. E. P. (2004). Strengths of character and well-being.(5), 603–619.

Ryff, C. (1989). Happiness is everything, or is it? Explorations on the meaning of psychological well-being.(6), 1069–1081.

Schlegel, R. J., Hicks, J. A., Arndt, J., & King, L. A. (2009). Thine own self: True self‐concept accessibility and meaning in life.(2), 473–490.

Seligman, E. P. (2002). Positive psychology, positive prevention, and positive therapy. In C. R. Snyder & S. J. Lopez (Eds.),(pp.3?9). New York: Oxford University Press.

Sheldon, K. M., Elliot, A. J., Kim, Y., & Kasser, T. (2001). What is satisfying about satisfying events? Testing 10 candidate psychological needs.(2), 325–339.

Sheldon, K. M., Ryan, R. M., Rawsthorne, L. J., & Ilardi, B. (1997). Trait self and true self: Cross-role variation in the big-fivepersonality traits and its relations with psychological authenticityand subjective well-being.(6), 1380–1393.

Situ, Q. M. (2017). Problem behaviors among university students and their associations with Big-Five Personality and self- control.(2), 317–320.

[司徒巧敏. (2017). 大學(xué)生問題行為及其與大五人格和自我控制的關(guān)系.(2), 317–320.]

Song, W. J., & Park, J. W. (2019). The influence of stress on internet addiction: Mediating effects of self-control and mindfulness., 1063–1075.

Spencer, S. J., Zanna, M. P., & Fong, G. T. (2005). Establishing a causal chain: Why experiments are often more effective than mediational analyses in examining psychological processes.(6), 845–851.

Sutton, A. (2020). Living the good life: A meta-analysis of authenticity, well-being and engagement.109645.

Tan, S. H., & Guo, Y. Y. (2008). Revision of self-control scale for Chinese college students.,(5), 468–470.

[譚樹華, 郭永玉. (2008). 大學(xué)生自我控制量表的修訂.,(5), 468–470.]

Tang, Y. J. (2009).. Beijing: Peking University Press.

[湯一介. (2009).. 北京: 北京大學(xué)出版社.]

Tangney, J. P., Baumeister, R. F., & Boone, A. L. (2004). High self-control predicts good adjustment, less pathology, better grades, and interpersonal success.(2), 271–324.

Thomaes, S., Sedikides, C., van den Bos, N., Hutteman, R., & Reijntjes, A. (2017). Happy to be “me?” Authenticity, psychological need satisfaction, and subjective well-being in adolescence.(4), 1045–1056.

Touré-Tillery, M., & Fishbach, A. (2015). It was(n’t) me: Exercising restraint when choices appear self-diagnostic.(6), 1117–1131.

Wang, X. D., Wang, X. L., & Ma, H. (Eds). (1999).. Beijing: Press of Chinese Mental Health Journal.

[汪向東, 王希林, 馬弘. (編). (1999).. 北京: 中國心理衛(wèi)生雜志社.]

Wills, T. A., Ainette, M. G., Mendoza, D., Gibbons, F. X., & Brody, G. H. (2007). Self-control, symptomatology, and substance use precursors: Test of a theoretical model in a community sample of 9-year-old children.(2), 205–215.

Wood, A. M., Linley, P. A., Maltby, J., Baliousis, M., & Joseph, S. (2008). The authentic personality: A theoretical and empirical conceptualization and the development of the Authenticity Scale.(3), 385–399.

Xu, J., Tan, J., Wang, Y. P., & Hu, M. Y. (2003). Evaluation of the self-rated health measurement scale-the revised version 1.0.,(5), 301–305.

[許軍, 譚劍, 王以彭, 胡敏燕. (2003). 自測健康評定量表修訂版(SRHMS V1.0)的考評.,(5), 301–305.]

Yang, L. H. (2015).. Beijing: Peking University Press.

[楊立華. (2015).. 北京: 北京大學(xué)出版社.]

Yang, L. H. (2017). Solving the problem of philosophy and times: On Neo-Confucianism in the Northern Song dynasty., (6), 56?68.

[楊立華. (2017). 哲學(xué)與時(shí)代問題的解決——兼談北宋道學(xué)., (6), 56?68.]

Yang, L. H. (2018).. Beijing: SDX Joint Publishing Company.

[楊立華. (2018).. 北京: 生活·讀書·新知三聯(lián)書店.]

Yang, L. H. (2019a). Character of this-worldliness and civilization of knowing the point where to rest., (2), 77?80.

[楊立華. (2019a). 此世品格與知止的文明., (2), 77?80.]

Yang, L. H. (2019b).. Beijing: Peking University Press.

[楊立華. (2019b).. 北京: 北京大學(xué)出版社.]

Zhang, K., Zhang, S., & Dong, Y. H. (2010). Positive psychological capital: Measurement and relationship with mental health.(1), 58–64.

[張闊, 張賽, 董穎紅. (2010). 積極心理資本：測量及其與心理健康的關(guān)系.(1), 58–64.]

Zheng, S. F., Sun, S. S., Huang, C., & Zou, Z. M. (2020). Authenticity and subjective well-being: The mediating role of mindfulness., 103900.

Zhou, H., & Long, L. R. (2004). Statistical remedies for common method biases.(6), 942–950.

[周浩, 龍立榮. (2004). 共同方法偏差的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)與控制方法.(6), 942–950.]

Zhu, C. C, Wang, J., & Hou, Y. B. (2019). Influence of Confucian Junzi-style personality on employees’ creativity [Abstract]. In Chinese Psychological Society (Ed.),. Hangzhou: Chinese Psychological Society.

[朱呈呈, 王晶, 侯玉波. (2019). 儒家式君子型人格對員工創(chuàng)造力表現(xiàn)影響研究[摘要]. 見中國心理學(xué)會 (編).. 杭州: 中國心理學(xué)會.]

Zhu, X. (Compiler). (2011).. Beijing: Zhonghua Book Company.

[朱熹. (撰). (2011).. 北京: 中華書局.]

Confucian ideal personality traits () and mental health: The serial mediating roles of self-control and authenticity

GE Xiaoyu, HOU Yubo

(School of Psychological and Cognitive Sciences and Beijing Key Laboratory of Behavior and Mental Health, Peking University, Beijing 100871, China)

personality refers to the composite of traits of ideal persons from the viewpoint of Confucian philosophy and is a key to East-Asian indigenous personality studies. Confucius said, “is free from worries and fears” and that in such a personality, “to return to the observance of the rites through overcoming the self constitutes benevolence.” Mencius said, “there is no greater delight than to be conscious of authenticity on self-examination” while according to Chengzi, “one who returns to the observance of the rites through overcoming the self for long is authentic.” Based on these classic Confucian propositions and related empirical studies, this paper proposes the hypothesis that apersonality has a positive effect on mental health, in which self-control and authenticity play serial mediating roles.

To examine the above hypothesis, four studies were conducted. In Study 1 (= 207), the self-rated questionnaires ofpersonality, self-control, authenticity, and mental health were used. Study 2 (= 425) involved manipulating self-control using the scenario simulation method and looking into its effects on mental health and authenticity. In Study 3 (= 317), authenticity, which was manipulated using the method of recall priming, was investigated for its effects on mental health. Participants were also asked to recall real-life instances involving a decision that may or may not have involved self-control to support the external validity. In Study 4 (= 220), participants were subjected to four different tests with 2-month intervals for each that measuredpersonality, self-control, and authenticity, with the final test measuring self-esteem, core self-evaluation, affect balance, and mental symptoms as overall indicators of mental health.

Results showed that when measured simultaneously,personality positively predicted mental health. When measured after 6 months,personality also positively predicted self-esteem, core self-evaluation, and affect balance but negatively predicted mental symptoms.personality positively predicted the trait of self-control and decisions involving self-control, whether in situations provided in the experiment or as were recalled by the participants. Manipulated self-control positively affected both mental health and authenticity while manipulated authenticity positively affected mental health. Results also provided evidence to the serial mediating effect of self-control and authenticity in the positive effect ofpersonality on mental health through simultaneous measurement and cross-temporal measurement. In addition, results of experimental manipulation also provided indirect evidence for this.

This research sought to explore the positive relationship betweenpersonality and mental health and to help in the understanding of the internal mechanism of this relationship. The results are consistent with previous studies on the relationship between personality and mental health, self-control and mental health, and authenticity and mental health. In addition, this paper also discusses the practical value ofpersonality and Confucianism in today’s China.

, Confucianism cultural psychology, mental health, self-control, authenticity

2019-12-27

* 國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(31671159)資助。

侯玉波, E-mail: houyubo@pku.edu.cn

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