孤獨感對人際目標追求的影響：目標實現可能性的作用*

白金花 趙玉芳 菅 越 鄧起昌

(西南大學心理學部，重慶 400715)

1 引言

社會需求理論認為，人們都有與他人建立并保持親密、持久關系的需求，即歸屬需求（Baumeister & Leary, 1995）。人們希望與具有持久關系的、相互關心的他人維持穩定的狀態，因此會在人際目標中投入時間和精力來滿足歸屬需求，歸屬需求得不到滿足就會產生孤獨感。依據社會聯系需要理論，孤獨的人會想辦法與他人建立聯系減少孤獨，而歸屬需要理論認為，與不喜歡的、不重要的人建立聯系并不能滿足個體的歸屬需要（李格格, 2017）。

人際目標（interpersonal goal）是人類追求的眾多目標的一個子集，其本質是人際關系，包括家庭相關的以及一般社交目標，如尋求友誼、歸屬感、尋找伴侶，維持伴侶關系等（Chulef et al., 2001），人際目標有助于滿足歸屬需要。對于孤獨者來說，其人際目標是建立聯系，但孤獨者具有高防御動機和低趨近動機（Abeyta et al., 2020; Park &Baumeister, 2015），他們會高估互動中的風險，因此很難真正實現其人際目標。研究發現，同時呈現互動和獨處選項時，被排斥者傾向于選擇獨處（Ren et al., 2021）；關系滿意度低的個體社交目標投入更少（Hofmann et al., 2015）。Lavigne 等（2011）考察了孤獨感與成長取向之間的關系，發現孤獨與成長取向無關，即孤獨并不會影響人們與他人聯系的意向和行為。在親密關系中則不同，具有親密關系目標的人在受到伴侶的拒絕或消極評價后還是會增加關系投入意愿并提高關系承諾（Gere et al., 2013）。

雖然孤獨會激活重新聯系動機，促進人際目標設定，但個體對關系的看法也會影響其行為和關系投入，如孤獨者認為在公開情境中可以通過親社會行為獲得贊美和聲譽以及聯系的可能性，因而在公開捐贈活動中投入更多的時間和金錢，在私下情境中親社會行為較少（Huang et al., 2016）。社會排斥相關研究也發現，當被排斥者的聯系欲望被激活且認為有可能建立社會聯系時，他們會增加社會聯系相關行為來滿足歸屬感（Maner et al.,2007）。本研究認為孤獨者對人際目標投入的差異可能與其對人際目標實現可能性的判斷有關。

目標實現可能性是指目標是否以及怎樣能被實現的信念，是個體對目標成功期望和目標可行性的評估（王國霞, 2014），是個體目標投入的重要影響因素（何嘉梅, 金磊, 2021）。目標實現可能性正向影響目標投入，目標實現可能性越高，目標投入也越高（蓋笑松 等, 2016）。目標優先性理論提出，個體可以根據當前情境調整各需求間的層級，那么孤獨者的優先目標應該是歸屬需求目標（Shilling & Brown, 2016）。但孤獨進化理論認為，個體認為建立聯系的可能性低、未來不確定性高時傾向于采取自我保護策略（Meng et al.,2020）；社會重新聯系理論也提出，個體建立親和關系的前提是社會聯系的來源是安全的、高可能性的（Maner et al., 2007），那么在孤獨者的人際目標追求中，只有在認為目標實現可能性高時，他們才可能增加人際目標投入。然而，孤獨會降低他們的主動性，使他們在決策時更為謹慎，對人際交往呈現防御態度（馮文婷 等, 2016），因此高孤獨者的人際目標投入會少于低孤獨者。綜上，研究假設目標實現可能性調節孤獨感與人際目標間的關系。

孤獨者為降低孤獨感會設定人際目標，但他們的人際目標投入會出現差異，這種差異可能與個體對目標實現可能性的評估有關。基于歸屬需要理論，本研究考察孤獨感與人際目標投入的關系以及人際目標實現可能性的作用，探究孤獨者行為差異的潛在機制。由于日常孤獨和特質孤獨都會激活自我保護動機和高度警惕性（Meng et al.,2020），有必要考察日常孤獨和特質孤獨對人際目標追求的作用。因此，研究1 通過測量個體在一天中的孤獨感和特質孤獨，考察日常孤獨與特質孤獨對人際目標投入的影響以及目標實現可能性的作用。研究2 通過實驗方法操縱孤獨感來考察孤獨感對人際目標投入的影響以及目標實現可能性的作用。最后，進行內部元分析，進一步評估該效應的穩健性。

2 研究1：孤獨感對人際目標投入的影響

2.1 研究方法

2.1.1 被試

以大學生為研究對象，通過網絡平臺發布問卷，分兩次完成。第一次發放200 份問卷，剔除信息填寫不完整、人際目標錯誤以及未通過注意檢查的問卷；第二次發放問卷時流失被試56名，在剔除目標填寫與第一次不一致以及未通過注意檢查的被試后，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

目標投入量表：6個條目，選取目標進展量表中的4個條目（柳華君, 2020），根據研究內容對題目進行調整，將“過去的一個月”改為“今天”，并改為陳述句式（如，“今天，為了實現這一目標，我做出了實質性的進展”），以及研究者編制的2個項目（如，“今天，我沒有投入太多精力在該目標中”）。7 點計分，反向計分后分數越高表示人際目標投入越多，量表的Cronbach’s α 系數為0.90，結構效度良好，χ2=11.31，df=9，SRMR=0.03，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.05。

目標實現可能性量表：采用柳華君（2020）研究中對目標實現可能性的測量問題（“你認為你有多大可能實現該人際目標”），7 點計分，分數越高表示目標實現可能性越高。

日常接納量表和日常孤獨量表：采用Teneva和Lemay（2020）編制的問卷，2名心理學專業研究生和2名英語專業研究生進行了翻譯和回譯。日常接納量表包含12個條目（如，“今天，我覺得周圍人重視與我的關系”），日常孤獨量表包含5個條目（如，“今天，我感覺被孤立了”）。均為7 點計分，反向計分后分數越高表示接納感/孤獨感越強。日常接納量表的Cronbach’s α 系數為0.94，結構效度良好，χ2=29.19，df=20，SRMR=0.03，CFI=0.98，TLI=0.97，RMSEA=0.07。日常孤獨量表的Cronbach’s α 系數為0.90，結構效度良好，χ2=8.66，df=5，SRMR=0.03，CFI=0.98，TLI=0.96，RMSEA=0.09。

UCLA 特質孤獨量表（汪向東 等, 1999）：20個條目，本研究采用5 點計分，反向計分后分數越高表示特質孤獨越強，該量表的Cronbach’s α 系數為0.93。

人口學變量測量：包括性別、年齡、年級等基本信息。

2.1.3 研究程序

第一次問卷調查要求被試填寫人際目標，指導語為“請寫下近一兩個月正在追求的且還沒有實現的，你認為重要的人際目標，如建立、保持或回避與親人/（男/女）朋友/其他人的關系”，以確認人際目標理解無誤，同時填寫人口學信息。第二次問卷填寫與第一次至少間隔一天，時間是晚上七點以后，要求被試再次填寫人際目標，同時測量目標投入、目標實現可能性、日常接納、日常孤獨、特質孤獨等。

2.1.4 統計分析

首先對所有測量內容進行共同方法偏差檢驗，并對各變量進行描述統計分析和相關分析。最后將變量進行中心化處理，使用PROCESS 宏Model 1 進行調節效應分析。

2.2 結果

2.2.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因子檢驗對數據進行共同方法偏差檢驗，發現共有9個因子特征值大于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 相關分析

相關分析結果見表1，日常孤獨、特質孤獨與人際目標投入呈顯著負相關；日常孤獨、特質孤獨與人際目標實現可能性呈顯著負相關。

表1 各變量描述統計與相關分析結果

2.2.3 調節效應分析

對目標實現可能性在日常孤獨、特質孤獨與人際目標投入間的作用進行分析。日常孤獨對目標投入的主效應顯著，β=-0.20，t=-2.03，p=0.045；目標實現可能性的主效應顯著，β=0.51，t=5.79，p＜0.001；兩者的交互作用顯著，△R2=0.05，F=7.73，p=0.007。簡單斜率分析根據目標實現可能性平均值及±1SD將目標實現可能性分為高、中、低三組，目標實現可能性高（M+1SD）時，日常孤獨感越強投入越少，β=-0.40，t=-2.78，p=0.007；目標實現的可能性為中間水平（M）時，日常孤獨感越高，目標投入越少，β=-0.20，t=-2.03，p=0.045，目標實現可能性低（M-1SD）時，個體的投入都非常少且各日常孤獨水平間差異不顯著，β=0.01，t=0.04，p=0.970。

在特質孤獨對人際目標投入的影響中，目標實現可能性主效應顯著，β=0.47，t=5.14，p＜0.001，特質孤獨主效應顯著，β=-0.28，t=-3.10，p=0.003，兩者的交互作用顯著，△R2=0.03，F=4.47，p=0.037。簡單斜率分析根據目標實現可能性平均值及±1SD將目標實現可能性分為高、中、低三組，目標實現可能性高（M+1SD）時，特質孤獨感越強投入越少，β=-0.44，t=-3.59，p=0.001；目標實現的可能性為中間水平（M）時，特質孤獨感越高，目標投入越少，β=-0.28，t=-3.10，p=0.003；目標實現可能性低（M-1SD）時，個體的投入都非常少且各特質孤獨水平間沒有顯著差異，β=-0.11，t=-1.01，p=0.317。

雖然本研究沒有發現性別與其他變量間的相關性，但有研究發現性別會影響個體的人際聯系行為（Huang et al., 2016），因此，將性別作為控制變量（男生=0，女生=1）進行調節效應分析，發現性別僅在日常孤獨分析中影響顯著，β=-0.37，t=-2.04，p=0.044，女性的目標投入低于男性，目標實現可能性的調節作用仍然顯著。

2.3 討論

研究1 表明，孤獨感會降低人際目標投入，目標實現可能性在兩者之間起調節作用，與研究假設一致，這表明在目標實現可能性低時，個體的自我保護更高；在目標實現可能性高時，雖然高孤獨者會增加人際目標投入，但由于其消極認知以及自我保護動機，其人際目標投入仍低于低孤獨者。

3 研究2：人際聯結體驗對人際目標投入意愿的影響

3.1 研究方法

3.1.1 被試

以大學生為研究對象，在網絡平臺發布問卷，發放177 份問卷，其中30 份為無效問卷（4 份未認真填寫，6 份人際目標與策略無關，3 份人際目標與概念無關，16 份有多個人際目標，1 份重復填寫多條策略）。有效被試147名（女生122名），其中接納組47名，孤獨組48名，控制組52名，平均年齡20.31 歲（SD=1.77 歲）。

3.1.2 實驗設計

采用單因素被試間設計，自變量為人際聯結體驗（孤獨組、接納組、控制組），因變量為目標投入意愿。

3.1.3 實驗程序

（1）人際目標確定：問卷填寫時間為上午八點到下午五點，打開鏈接后，詢問被試在今天會有多忙，7 點評分，分數越高表示越忙。然后詢問被試近期是否有計劃完成的某些事，如果選擇“是”，會繼續呈現后面的問題，被試填寫在與他人的關系方面計劃完成的一件事，對這件事的重要性、難度進行7 點評分，分數越高表示越重要、越難；如果選擇“否”，結束問卷。然后被試回答“今天是否要做這件事”，如果“是”則繼續，“否”則結束問卷。

（2）人際聯結體驗操作：采用回憶范式（徐同潔 等, 2017; Arpin & Mohr, 2019）操縱人際聯結體驗，孤獨組被試回憶自己近期感覺孤獨的情境，接納組被試回憶自己近期感覺被接納的情境，控制組被試回憶自己昨天晚上吃了什么，以時間、地點、情境、感受為線索進行描述。完成后對當下的感受（接納感、孤獨感）進行7 點評分，分數越高代表感受越強。

（3）目標實現可能性測量：被試根據之前所報告的人際目標寫出執行該目標可以做的事或活動，不少于5 條，統計策略數和策略字數。策略數和策略字數都是策略的數量特征，有研究者認為，策略數越多表明被試具有更多的建立、保持社會聯系的方法，但不能預測目標達成，而策略越詳細越有利于目標達成（Gollwitzer, 1999），目標實現的可能性越高，因此策略字數更能代表策略的數量特征。本研究使用策略字數作為目標實現可能性的客觀指標。

（4）人際目標追求測量：采用Romero 等（2009）對目標努力的測量，今天是否會繼續做該目標，想要投入多少時間和精力，采用7 點計分，分數越高表示人際目標投入意愿越強。

3.1.4 統計分析

首先檢驗人際聯結體驗操縱，之后對投入意愿進行單因素ANOVA 分析。然后統計策略數和策略字數（使用Word 計數功能對策略字數進行統計，不包括標點符號）并進行差異性分析。最后對自變量進行啞變量編碼，選擇PROCESS 宏Model 1將策略字數作為調節變量進行調節效應分析。

3.2 結果

3.2.1 操縱檢驗

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

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

3.2.2人際聯結體驗對投入意愿的影響

投入意愿的單因素ANOVA 分析，描述統計結果見表2。人際聯結體驗的主效應不顯著，F(2,144)=1.56，p=0.210；控制忙碌程度后，人際聯結體驗的主效應仍不顯著，F(2, 143)=2.08，p=0.146。

表2 投入意愿、策略字數和策略數的描述性統計（M±SD）

分析發現，性別的主效應顯著，且性別與人際聯結體驗的交互作用不顯著，因此，將性別作為控制變量，協方差分析發現，人際聯結體驗的主效應顯著，F(2, 143)=3.35，p=0.038，η2=0.05，Bonferroni 校正后的成對比較顯示，接納組（M=4.60）與控制組（M=5.12）差異邊緣顯著，p=0.088；孤獨組（M=4.63）與控制組差異邊緣顯著，p=0.076。

3.2.3人際聯結體驗對目標實現可能性的影響

在策略字數上，孤獨組策略字數：M=37.85，SD=17.79；接納組策略字數：M=43.15，SD=16.32；控制組：M=37.23，SD=14.06。對數轉換后，描述統計結果見表2，人際聯結體驗的主效應邊緣顯著，F(2, 144)=2.60，p=0.078，η2=0.04；LSD 事后分析顯示，孤獨組與接納組的差異顯著，t=-2.00，p=0.048，接納組字數顯著多于孤獨組，接納組與控制組差異顯著，t=-2.09，p=0.040，孤獨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 調節效應分析

將策略字數作為目標實現可能性的指標，考察目標實現可能性在人際聯結體驗對目標投入意愿的影響中的作用，結果顯示，人際聯結體驗的主效應顯著，孤獨組編碼為1、接納組和控制組編碼為0 時，B=-6.89，t=-3.21，p=0.002；控制組編碼為1、孤獨組和接納組編碼為0 時，B=-6.67，t=-3.05，p=0.003，目標實現可能性的主效應顯著，B=-2.80，t=-2.66，p=0.009，人際聯結體驗和目標實現可能性的交互作用顯著，△R2=0.08，F=6.31，p=0.002；將目標實現可能性分為高、中、低三組，簡單斜率分析（見圖1）表明，目標實現可能性高（M+1SD）時，三組差異邊緣顯著，B=0.53，t=1.70，p=0.092；目標實現可能性為中間水平（M）時，三組之間沒有顯著差異，B=-0.22，t=-0.94，p=0.350；目標實現可能性低（M-1SD）時，孤獨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。控制性別后，目標實現可能性的調節作用仍顯著。

圖1 目標實現可能性對人際聯結體驗和目標投入意愿的調節作用

由于目標實現可能性可能會影響被試對人際目標的投入，因此，將性別和目標實現可能性作為控制變量進行協方差分析，Bonferroni 校正后的成對比較顯示，人際聯結體驗的主效應顯著，接納組（M=4.56）與控制組（M=5.16）的差異顯著，p=0.027；控制組和孤獨組（M=4.66）的差異邊緣顯著，p=0.062。

對策略數進行ANOVA 分析，三組間的差異不顯著，F(2, 144)=0.38，p=0.684，描述統計結果見表2。

3.3 討論

研究2 使用目標策略字數作為目標實現可能性的客觀指標，發現目標實現可能性調節了人際聯結體驗和目標投入意愿間的關系，目標實現可能性越低，孤獨者在人際目標上的投入意愿越低。此外，研究發現接納組被試隨著目標實現可能性的增加而減少人際目標投入，這可能是因為在目標追求過程中取得一定的進展會減少對目標的努力投入，而將有限的資源分配到其他的目標上（Seo & Patall, 2021）。

4 元分析

越來越多的研究者使用內部元分析（mini metaanalysis）對研究結果的穩健性進行檢驗（Bentley et al.,2020; Schmid, 2020; Thürmer et al., 2019）。為了檢驗孤獨感與人際目標投入關系的穩定性（Goh et al.,2016），采用Comprehensive Meta-Analysis Version 3（CMA 3.3）對兩個研究的結果進行了內部元分析。

以相關系數作效應量，對孤獨組和控制組進行分析，包括研究1 中日常孤獨、特質孤獨與人際目標投入的相關系數和研究2 中孤獨組與控制組的投入意愿，結果見圖2。固定效應模型計算的綜合效應估計值為-0.29，95% CI[-0.39, -0.18]，p＜0.001。與控制組相比，孤獨感對人際目標投入意愿有顯著的負向預測作用。

圖2 孤獨組與控制組的孤獨感元分析相關系數森林圖

對孤獨組和接納組進行元分析，包括研究1中日常孤獨、特質孤獨與人際目標投入的相關系數和研究2 中孤獨組與接納組的投入意愿，結果見圖3。固定效應模型計算的綜合效應估計值為-0.25，95% CI[-0.35, -0.14]，p＜0.001。與接納組相比，孤獨感對人際目標投入意愿有顯著的負向預測作用。

圖3 孤獨組與接納組的孤獨感元分析相關系數森林圖

5 總討論

兩個研究以及內部元分析的結果一致表明，孤獨感與人際目標投入間存在負向關系，且目標實現可能性調節二者間的關系，孤獨感高且目標實現可能性低時，人際目標的投入越少；目標實現可能性高時，會增加人際目標投入。

孤獨者會減少人際目標投入，這既與對他人和環境的消極認知有關，也與自我保護的動機有關。孤獨者對他人以及環境有認知偏差（李世強等, 2015），如對社會威脅信息更加敏感，認為他人的可信度、支持性和社交意愿較低，這些認知偏見會增強人際交往的焦慮感，認為自己可能會被排斥（Teneva & Lemay, 2020），進而回避社交、減少人際交往。當人際歸屬目標和自我保護目標同時存在時，孤獨組選擇了自我保護目標，在實際的人際互動中會與他人保持一定的距離，確保自己在感受到威脅時能夠及時撤離（Spithoven et al., 2017），這種現象在日常、短期孤獨的女性中更為明顯，這可能是因為短期孤獨會激活女性更高的自我保護動機，能夠更快地覺察排斥相關的信息（趙峰, 2017）。但是在長期、特質孤獨中，男性和女性的自我保護動機上都更高且沒有差異（Bangee et al., 2014）。

雖然基本需求模型認為個體會將歸屬需求滿足作為優先性目標，孤獨者因為歸屬需求缺失也應該會將資源分配到與歸屬需求滿足有關的認知加工上；但是，歸屬需求并不總是孤獨者的優先目標，個體會將資源從與歸屬需求相關的認知加工上撤回并進行重新分配（徐夢思, 2019）。這種“資源撤回”可能是基于目標實現可能性的評估，如果個體認為人際目標可以實現，就會增加努力并堅持下去；但如果個體認為目標無法實現，就會減少努力甚至脫離目標。孤獨者對他人和環境的消極評估，以及自我保護動機會降低其人際目標實現可能性感知，因此總體人際目標投入更少，但是在目標實現可能性較高時也會增加人際目標投入。

雖然孤獨組人際目標投入低，但其人際策略并沒有少于控制組，這說明孤獨者并非不知道如何與他人互動，而是“不行動”。孤獨的人會為他人提供幫助和支持，但是不愿意與他人接觸（Bellucci, 2020）。基于靈長類的相關研究也得到類似的結果，孤獨的恒河猴會接近其他的成年猴子，但活動范圍僅局限在成年猴子的雙臂距離，且不會與它們進行互動（Capitanio et al., 2014）。后續的研究需要進一步關注在人際過程中知道如何行動卻不行動的孤獨者的行為模式及其動機。

雖然社會聯結是個體的基本需求，但研究發現孤獨者并不總是將歸屬需求滿足作為優先目標，即使具有人際交往的行動策略，孤獨者也可能不采取這些策略，因為自我評估認為目標實現可能性低。研究結果擴展了歸屬需要理論，證明歸屬需要滿足的行為是具有邊界條件的。同時，目標實現可能性反映了個體對未來結果的期待（李思瑾 等, 2021），但是孤獨者存在消極認知偏向以及對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實現可能性的客觀測量方法能夠讓被試更客觀地了解自己的社交能力，進一步改變孤獨者在人際目標中的投入意愿，因此，通過制定策略、計劃提高對自我的客觀評價來提高對目標實現可能性的評價可能是緩解孤獨的一種方法。

6 結論

孤獨感降低了人際目標投入，孤獨者不是缺乏人際投入策略，而是不愿意投入人際目標。目標實現可能性調節了人際目標投入，當個體越感到孤獨，目標實現可能性越低時，人際目標投入越少；目標實現可能性越高時，人際目標投入越多。