人際關系困擾與大一新生生命意義感的交叉滯后研究

陰云航

（汕頭大學文學院，汕頭515000）

生命意義感是人們感受到的、 最重要的以及個體本身的、具體的價值，也是人們對人生目的或者人生重要事件的價值體驗（程明明，樊富珉，2010）。 它長期以來備受積極心理學的關注，究其原因：一方面生命意義貫穿人的一生， 對人的成長有重要的積極作用，如幫助個體建立親密關系，促進自我認同和明確人生目標（Steger， Oishi， ＆ Kashdan， 2009）；另一方面， 生命意義是個體心理健康水平的重要預測指標， 對個體的心理功能和身心健康也具有重要的促進作用（Halama ＆ Dědová， 2007）。 如有研究發(fā)現高生命意義感的個體往往更加樂觀， 有更高的生活滿意度， 更多的積極行為、 幸福感和希望（Ho，Cheung， ＆ Cheung， 2010； Wang， He， Fan， ＆Zhang ， 2016；程建偉， 楊瑞東， 郭凱迪， 顏劍雄，倪士光， 2019），以及更低的抑郁水平（賴雪芬，鮑振宙，王艷輝，2016；湯思堯， 肖蓉， 張瑞雪，2019）。鑒于生命意義在個體身心發(fā)展過程中扮演的重要角色，有大量的研究在探討提升生命意義的途徑（Steger， Oishi， ＆ Kesebir， 2011； Bondner， Bergman，＆ Cohen， 2014）。 如有研究從個體的情緒特質出發(fā)，探討感恩與生命意義的關系（劉亞楠， 張舒， 劉璐怡， 劉慧瀛， 2016）， 也有研究從人格特質出發(fā)，探討自尊對生命意義的預測作用（柳之嘯， 喬玉玲，吳任鋼， 2018），但更多的集中在社會性變量與生命意義的關系， 如有研究對人際關系與生命意義進行探討， 發(fā)現人際關系是生命意義的重要來源（Niu，Huang， Huang， ＆ Lee， 2015）。與他人關系的存在是人類存在的必要條件和生活的中心內容， 個體與他人的相處可以提供大量的意義感（Schlegel，Hicks， King， ＆ Arndt， 2011），更積極的相處能夠顯著促進意義感的增加（Lambert et al.， 2010）。 并且，一般性意義維持模型也提出，個體的期望關系與現實關系的一致程度， 對個體的生命意義感有重要的影響， 當個體現階段的期望關系與現實關系不一致時， 個體就會產生無意義感 （Proulx ＆ Inzlicht，2012）。

人際關系是一種人與人之間通過交往和相互作用而形成的心理關系， 它反映了個體或團體尋求滿足需要的心理狀態(tài)， 也是人的心理行為的綜合表現（王佳欣， 陳健芷， 2008）。以往研究發(fā)現，人際關系對生命意義有顯著的正向影響，如浪漫的戀人關系，和諧的家庭關系和友善的友誼關系都可以起到支撐生命意義的作用，但當個體的人際關系出現問題時，則會破壞生命意義（Maeve et al.， 2014），可見人際關系會對生命意義產生重要影響， 但現有的研究并未深入探討人際關系困擾的不同方面與生命意義的因果機制。 Steger 認為生命意義包括生命意義體驗和生命意義尋求。 生命意義體驗指的是個體意義感體驗的強度與緊張度； 生命意義尋求指的是個體在評判意義構成物的價值或重要性上的認知偏向程度（張利燕， 郭芳姣， 2010）。 以往有關生命意義的交叉滯后研究發(fā)現， 生命意義尋求和體驗這兩個維度之間互不影響，各自的發(fā)展具有相對的獨立性?，F實中往往存在的是高尋求低體驗、高尋求高體驗、低尋求高體驗和低尋求低體驗的人， 而不是單純的生命意義水平高或者生命意義水平低的人（張姝玥， 許燕， 2012）。 還有研究發(fā)現，積極事件和消極事件都可以顯著影響生命意義體驗， 但只有消極事件可以顯著預測生命意義尋求（張姝玥， 許燕，2013）。還有研究發(fā)現，大學生人格與生命意義體驗密切相關，與生命意義尋求相關不顯著（Steger， Kashdan， Sullivan， ＆ Lorentz， 2010）。 可見，對于生命意義體驗和生命意義尋求而言，有可能存在不同的影響機制。

大學新生是一個特殊的群體， 歷來受到高校和學者的重視。一般情況下，大學新生通常來自全國各地，家庭環(huán)境的差異性較大，他們往往面臨著身份、學習方式、 生活環(huán)境和交往群體等諸多改變（辛自強， 張梅， 何琳， 2012）。 剛進入大學校園的學生，雖然有一部分能夠積極投入到大學學習中， 但是有部分仍舊沉浸在對高考結果的不良認知中，還有一部分因為沒能選擇到自己滿意的專業(yè)，加上對本專業(yè)的理解和知識掌握較少，經常會產生一種暗淡的就業(yè)前景預期（桑志芹， 伏干， 2015）；還有研究認為，大學生之所以會出現各種心理問題——抑郁、 空虛、孤獨， 從而導致輕生或者自殺行為都可能來源于生命意義的缺失（趙娜，馬敏，辛自強， 2017）。 而生命意義感作為影響個體心理健康的關鍵因素， 可以幫助個體更好地度過生活中的危機和挫折，因此，生命意義感影響機制的研究對現有生命意義理論以及大學生生命意義感提升途徑的完善顯得尤為重要。

綜上，現階段對于人際關系困擾與生命意義感的探討多是基于橫向研究，鮮有縱向研究，而縱向研究可以更好地揭示二者之間的因果關系。 因此，本研究擬通過縱向調查，對人際關系困擾與生命意義感進行交叉滯后分析，深入探討人際關系困擾的不同方面對生命意義感不同維度的影響，以期豐富提升個體生命意義水平的途徑， 對新生入學生命教育提供可靠支持。故本研究提出如下假設：（1）人際關系困擾能夠顯著預測生命意義感；（2） 人際關系困擾的不同方面對生命意義感存在不同的影響；（3） 人際關系困擾對于生命意義尋求和生命意義體驗存在不同的影響。

1 方法

1.1 對象

對廣東省某大學大一新生整群便利抽樣， 分兩次進行，相隔9 個月。 前測（2018 年9 月）對被試人際關系困擾與生命意義感進行測量，后測（2019 年6月）繼續(xù)測量相同的研究變量，將前測、后測中有缺失值或者不認真答題的被試以及只有前測或者只有后測的數據進行剔除，最終保留被試320 名，其中男生185 名，女生135 名。

1.2 工具

1.2.1 生命意義量表

該量表來自我國學者王孟成、戴曉陽（2010），是在美國學者Steger 的人生意義問卷的基礎上進行的本土化修訂，共10 條項目。 該量表多次應用在心理研究中，包括意義體驗和意義尋求兩個維度。本研究中，前測和后測Cronbach’s α 系數分別為0.78 和0.80，能夠作為本次研究的核心量表。

1.2.2 人際關系綜合診斷量表

該量表由鄭日昌（1999）編制，由28 個項目組成，采用“是”“非”判斷方式，分為交談、交際與交友、待人接物和異性交往困擾四個維度。本研究中，前測和后測克隆Cronbach’s α 系數分別為0.84 和0.89，可以用該量表作為本次研究的核心量表。

1.3 統(tǒng)計學處理

1.3.1 數據處理

主要使用SPSS 18.0 和AMOS18.0 軟件。 采用配對樣本t 檢驗分析各研究變量不同時間段的變化情況， 采用結構方程模型分析探討人際關系困擾與生命意義的關系。

1.3.2 共同方法偏差控制

本次研究的所有問卷均采用自評方式， 可能存在共同方法偏差， 故采用Harman 提出的單因素檢驗檢查未旋轉的因素分析結果。前后測均析出10 個因子， 第一個因子的方差貢獻率分別為16.31%和19.28%，小于40%，有理由認為不存在顯著的共同方法偏差（周浩， 龍立榮， 2004）。

2 結果

2.1 不同時間段各研究變量的變化情況

對各研究變量進行配對樣本t 檢驗發(fā)現， 兩學期過后， 生命意義感總分及其分維度生命意義體驗和生命意義尋求得分（以下簡稱體驗和尋求）稍有變化，但不顯著。人際關系困擾總分及其分維度均顯著降低， 其中交際困擾和待人接物困擾得分變化呈邊緣顯著（p＝0.06／0.08）。 具體見表1。

2.2 人際關系困擾與生命意義感的相關分析

對各研究變量進行相關分析發(fā)現， 前后測生命意義體驗與前后測人際關系困擾分維度待人接物困擾相關未達到統(tǒng)計學標準， 其中后測生命意義體驗與前測異性困擾也未達到統(tǒng)計學標準。 前后測生命意義體驗與前后測人際關系困擾其它分維度顯著負相關， 人際關系困擾所有分維度與意義尋求相關未到達統(tǒng)計學標準，具體見表2。

表1 人際關系困擾、生命意義感描述性統(tǒng)計（n＝320）

表2 人際關系困擾、生命意義感相關分析（n＝320）

2.3 人際關系困擾與生命意義感的交叉滯后分析

在相關分析的基礎上， 進一步運用交叉滯后分析探討人際關系困擾與生命意義感的因果關系。 選取人際關系困擾各分維度作為自變量， 以生命意義分維度生命意義體驗作為因變量， 主要采用結構方程模型進行分析。 因人際關系困擾與生命意義尋求相關不顯著， 遂在下文中不納入人際關系困擾對生命意義尋求的交叉滯后分析。

首先建立交談行為困擾與生命意義體驗結構方程模型， 結果發(fā)現， 模型匹配值滿足要求 （χ2／df＝3.686，NFI＝0.984，CFI＝0.988，IFI＝0.988，TLI＝0.929，RMSEA＝0.09），因果假設成立。 控制前測人際關系困擾后， 前測生命意義體驗對后測交談行為困擾的預測作用不顯著（p＞0.05）；控制前測生命意義體驗得分后， 前測交談行為困擾對后測生命意義體驗得分預測作用邊緣顯著（p＝0.06），見圖1。 然后建立交際困擾與生命意義體驗結構方程模型，結果發(fā)現，模型擬合滿足要求 （χ2／df＝1.88，NFI＝0.99，CFI＝0.997，IFI＝0.99，RMSEA＝0.05），因果假設成立。 控制前測交際困擾后， 前測生命意義體驗對后測交際困擾的預測作用不顯著（p＞0.05），控制前測生命意義體驗得分后， 前測交際困擾對后測生命意義體驗得分預測作用顯著（p＜0.05），見圖2。 再建立待人接物困擾與生命意義體驗結構方程模型，結果發(fā)現，模型擬合良好（χ2／df＝2.89，NFI＝0.98，CFI＝0.99，IFI＝0.99，RMSEA＝0.07），因果假設成立。 控制前測待人接物困擾后， 前測生命意義體驗對后測交際困擾的預測作用不顯著（p＞0.05），控制前測生命意義體驗得分后，前測交際困擾對后測生命意義體驗得分預測作用不顯著（p＞0.05），見圖3。 最后建立異性困擾與生命意義體驗結構方程模型，結果發(fā)現，模型擬合良好（χ2／df＝3.015，NFI＝0.988，CFI＝0.992，IFI＝0.992，TLI＝0.952，RMSEA＝0.08），因果假設成立。 控制前測異性困擾后， 前測生命意義體驗對后測異性困擾的預測作用不顯著（p＞0.05），控制前測生命意義體驗得分后，前測異性困擾對后測生命意義體驗得分預測作用邊緣顯著（p＝0.08），見圖4（實線表示顯著／邊緣顯著，虛線表示不顯著）。

圖1 交談行為與生命意義體驗交叉滯后分析圖

圖2 交際行為與生命意義體驗交叉滯后分析圖

圖3 待人接物困擾與生命意義體驗交叉滯后分析圖

圖4 異性困擾與生命意義體驗交叉滯后分析圖

3 討論

3.1 大一新生人際關系困擾和生命意義感的發(fā)展變化討論

本研究發(fā)現， 大一學生經過兩個學期的大學生活后，人際關系困擾總分及其各維度得分顯著降低。有研究認為，相較于高中階段，上了大學的學生開始有更廣闊的人際交往的圈子， 學習到更豐富的人際交往經驗，交往環(huán)境也相對比較優(yōu)越，思維也較活躍（余孟輝， 蔣佩， 聶衍剛， 2012）， 因此人際關系困擾得分會下降。以往研究發(fā)現，大學生的人際關系在團輔前后有明顯的改善， 這表明人際關系困擾可以通過相應的手段進行調節(jié)，這啟示我們，大學生的人際關系是容易改變的（王月月， 2012）。

本研究發(fā)現， 生命意義感及分維度生命意義體驗和生命意義尋求得分稍有變化，但不顯著。有研究認為， 生活經驗缺乏和忙碌單調的學習生活會對個體的生命意義感產生重要影響 （羅小漫， 何浩，2016）。 剛上大學的他們，剛剛結束以學習為主的中學生活， 缺乏有效的社會生活經驗， 而上了大學之后，大部分學生仍可能未及時調整自己的狀態(tài)，還是將大部分時間都放在學習上， 因此前后測生命意義感并沒有發(fā)生顯著的變化。 除此之外，按照“得分在38 分以下的個體表示具有低水平的生命意義感，得分介于38 分與51 分之間的個體表示沒有明確的生活目標，51 分以上，表示其生活具有明確的意義”的標準，本次研究結果顯示，前測中有6.25%的大一學生缺乏生命意義感，57.5%的大一學生沒有明確的生活目標，36.25%的大一學生具有明確的生命意義； 后測中有6.56%的大一學生缺乏生命意義感，57.19%的大一學生沒有明確的生活目標，36.25%的大一學生具有明確的生命意義。 這表明大一學生生命意義感狀況不容樂觀，這與以往研究結果一致（李旭，2015）， 因此很有必要對大一學生進行生命意義教育。

3.2 人際關系困擾與生命意義感的交叉滯后分析討論

交叉滯后分析結果發(fā)現， 人際關系困擾可以對生命意義體驗起到較好的解釋作用， 這表明人際關系困擾是生命意義體驗的前因變量。 但是人際關系困擾的不同方面對于生命意義體驗的影響不完全一致， 其中交談困擾和異性困擾可以邊緣顯著預測生命意義體驗， 交際困擾可以一般顯著預測生命意義體驗，而待人接物困擾對生命意義體驗的預測，以及人際關系困擾各分維度對生命意義尋求的預測均未達到統(tǒng)計學標準。

首先， 人際關系的建立可以幫助個體更好地定位自己，客觀對待他人對自己的評價，主動對他人敞開心扉并大膽地表達，參與到人際交談中，從而發(fā)現自己的價值，還可以幫助個體從新的角度探索生活、發(fā)現自己所擁有的意義， 最終獲得更高的生命意義感。而處于人際關系困擾中的個體往往會表現出：在人際交往中缺乏自信、不善于表達自己的想法，常常處于一種被動的狀態(tài)； 在待人接物方面表現為不知如何與他人建立良好關系； 在異性交往中也難以處理好交談氣氛，處于一種過于羞澀與沉悶的狀態(tài)（譚雪晴， 賈曉督， 李智勇， 2017）。而具有這樣狀態(tài)的個體，往往不夠肯定自己，不愿意為改變自己做出嘗試，因此更不易于發(fā)現自身的生命意義。

其次， 一般性意義維持模型認為當個體對現階段事物理解后所產生的期望關系與個體的現實關系不一致時，就會產生意義違反。學生對外界知識的學習主要是利用自己原有知識與經驗去同化當前要學習的新知識，如果原有知識與經驗能同化新知識，則會引起順應過程，反之，學生將會處于一個混亂的狀態(tài)（Habermas， Diel， ＆ Welzer， 2013），無法完成有意義的建構。也就是說，當個體現階段的人際關系讓個體處在一種困擾的狀態(tài)， 個體就會無法順利完成順應或者適應過程， 就會導致個體的生命意義感無法維持，最終將產生較低的生命意義體驗，這表明人際關系困擾可以對生命意義體驗起到一定的預測作用。

再次， 人際關系困擾的不同類型對于生命意義體驗的影響不完全相同， 其中交際困擾可以一般顯著預測生命意義體驗，交談、異性困擾只能邊緣顯著預測生命意義體驗， 待人接物困擾在統(tǒng)計學上無法顯著預測生命意義體驗。

第一， 這可能與未對相關人口學變量進行控制有關。有研究發(fā)現，在不同生源地和性別等人口學變量上， 大學生的人際關系知識掌握程度與人際關系困擾程度具有顯著性差異， 往往城市學生人際交往能力較優(yōu)于農村學生， 男生人際關系困擾較高于女生（尹晨祖，2015），因此人口學變量上的差異有可能是不同類型的人際關系困擾對生命意義體驗的影響不一致的原因之一。第二，這可能與未對相關情緒特質和人格特征變量進行控制有關。有研究發(fā)現，感恩和自尊也是生命意義感的重要影響因素 （劉亞楠，張舒， 劉璐怡， 劉慧瀛， 2016； 柳之嘯， 喬玉玲，吳任鋼， 2018）。 第三，這可能與人際關系困擾本身也有關系。 有研究發(fā)現，對于大學生群體而言，其中交談和交際困擾的學生占比人數顯著高于待人接物和異性困擾的人數（尹晨祖，2015），因此其對生命意義體驗的預測也會存在不一致的情況。第四，本研究認為對于剛進大學的學生， 其與他人的人際關系主要集中在交談和交際上， 待人接物類型的人際關系涉及較少。而大部分剛上大學的學生，人際交往主要以友情為主，即使沒有異性朋友，同性也能給其良好的人際交往體驗（曾院珍，2018），因此，待人接物和異性交往困擾有可能在統(tǒng)計學上不能很好地預測生命意義體驗。

本研究發(fā)現， 人際關系困擾與生命意義尋求相關不顯著，未達到統(tǒng)計學標準。一方面有研究認為生命意義體驗與生命意義尋求是兩個互不影響的維度，其各自的變化具有相對獨立性（張姝玥， 許燕，2012），因此人際關系困擾對其的影響不一致；另一方面有研究通過對8756 名處于成年期、 青年期、中年期和老年期的被試進行調查， 發(fā)現在生命的各個階段，意義的體驗得分都相對較高，并且表現出較大的相似性，如都與幸福感密切相關，但是尋找意義往往與生命后期有更強的關聯 （Steger， Oishi， ＆Kashdan， 2009）。 還有研究表明，年齡、生活經歷可能在人際關系困擾和生命意義尋求中起到重要作用， 生命中的特定事件和特定情節(jié)才是促使個體尋找意義的重要因素 （Habermas， Diel， ＆ Welzer，2013）。綜上，本研究認為，生命意義體驗和尋求有不同的影響機制，生命意義感的影響因素是復雜的，有可能存在其它的影響因素。

4 結論

本研究首次采用交叉滯后調查探討人際關系困擾對生命意義感的預測作用， 發(fā)現人際關系困擾可以較好地預測生命意義體驗。 生命意義感作為一項重要的心理資源，我們需要在教育、生活以及工作中盡可能地去提升人們的生命意義水平， 這對個體的身心健康、生活質量都有重要的意義。 但是，本研究發(fā)現， 個體的人際關系困擾對生命意義體驗有重要的影響，但對生命意義追求的影響較小，而二者共同形成了生命意義， 這啟示我們應該注重激發(fā)學生尋求生命意義的動力，提高生命意義體驗，進而產生心理收益，最終使得學生健康成長。因此高校在對學生進行生命意義教育時， 可以開設相應的人際交往課程，舉辦相應的人際關系講座，給學生提供學習人際交往知識的渠道。另外，尋求生命意義是個體努力去建立或增加自己對生命含義和目標的理解過程，它強調的是過程， 這啟示高校要創(chuàng)造豐富的校園實踐活動， 讓學生將學到的人際交往知識應用到現實生活中。 同時，學生也要積極地參與到實踐活動中，知識與實踐要相輔相成，缺一不可。

5 局限

本研究只納入了人際關系困擾對生命意義感的影響， 但是也存在除人際關系困擾之外對生命意義感起作用的重要影響因素； 由于生命意義體驗和生命意義尋求可能存在不同的影響機制， 這意味著未來在對生命意義感進行研究時， 要充分考慮生命意義感本身的內涵屬性， 單獨對兩者進行細致深入的研究。