真實自我與青年人心理健康的關系：自尊的中介及性別差異*

呂 行 芮志豪 安獻麗 黃國平 郝 陽

《中庸·首章》曾中提到“天命之謂性，率性之謂道”，認為依照人性而活是天道使然。這一論調(diào)和心理學研究中真實自我的概念極為類似，真實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]。目前研究表明真實性高的個體，更能根據(jù)自己的意愿真實地生活，也有更高的心理健康水平[2]。真實自我對于心理健康有著顯著預測作用：真實性更高的個體具有更高的積極心理健康指標，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，如更少的焦慮抑郁[3-4]。實驗研究也發(fā)現(xiàn)了兩者的因果關系：通過實驗操縱暫時的真實自我，發(fā)現(xiàn)真實自我是能夠?qū)€體的心理健康的正負向指標都產(chǎn)生了影響[5]。這些過往研究都體現(xiàn)出了真實自我這一概念在維持心理健康方面所具有的重要價值。

有關真實自我的研究還發(fā)現(xiàn)，高真實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。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水平更高，同時消極的心理健康指標水平更低[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：即真實自我、自尊和心理健康這3個變量之間都呈現(xiàn)遞進式的兩兩相關關系。為了探索真實自我和心理健康之間的關聯(lián)是否可以通過自尊這一路徑機制的影響，以便為青年人的心理健康提升的干預工作提供一些切實建議。本研究假設H1：自尊在真實自我和心理健康水平中發(fā)揮正中介效應，高真實自我水平代表自尊更高，和積極心理健康水平正相關，和消極心理健康的指標水平負相關。

此外很多研究表明心理健康和性別有顯著的關系。在性別對負向心理健康指標的影響上，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)真實自我對生命意義感的中介作用，女性擁有更高水平的真實自我，生命意義感更強[12]。實際上不僅是在研究中發(fā)現(xiàn)性別在真實自我上有顯著水平性差異，性別和真實自我在生活中也顯然具有一些肉眼可見的關聯(lián)：就現(xiàn)實生活的觀察來說，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，本研究關注性別在真實自我和心理健康關聯(lián)中可能起到的作用，也能更好的回應女性主義相關議題，為女性心理健康提供一些幫助。因此，本研究假設H2:性別對于真實自我影響心理健康起調(diào)節(jié)作用，女性的真實自我可能會對心理健康有更高相關?？傊诋敶@樣一個網(wǎng)絡時代，不僅在網(wǎng)上充斥著各種假消息，更多的使用網(wǎng)絡進行交流使得人和人之間的關系變得愈加虛擬和匿名化，而人性的真實則似乎在被慢慢的淡忘。而本研究將關注真實自我、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，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月對江蘇某大學的1700名大學生和碩士研究生進行問卷施測，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 真實性量表 采用真實性量表(Authenticity Scale)測量狀態(tài)性真實自我[14]。包含3維度(外部影響、真實生活和自我疏離)，12項目，7點likert計分，分數(shù)越高表示被試真實自我水平越高。在本研究，真我總分和三因子(自我疏離、真實生活、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[16]，即包含焦慮/抑郁的消極心理健康指標和生活滿意度作為積極心理健康指標。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行測量(SWLS)[18]，其中包含5個條目，采用7點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對樣本進行雙錄入，刪除漏答與邏輯錯誤并完成核驗。使用SPSS 28.0進行描述統(tǒng)計，通過AMOS 28.0完成中介與調(diào)節(jié)效應分析，運用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%，說明不存在嚴重共同方法偏差[20]。

2 結 果

2.1 描述統(tǒng)計與相關分析

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

表1 描述統(tǒng)計與相關分析

2.2 中介效應檢驗

為防范項目過多導致的不必要誤差，采用項目結構平衡法[21]打包項目過多的單維變量(自尊和焦慮抑郁)，構建結構模型M0(見圖1)。M0符合收斂標準：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(真實自我)→LS(生活滿意度)的標準化總效應為0.425(95%CI：0.380～0.470)，AU→AD(焦慮抑郁)的標準化總效應為-0.277(95%CI：-0.325～-0.229)。AU→SE(自尊)→LS的標準化間接效應為0.144(95%CI：0.118～0.170)，占總效應34.12%。AU→SE→AD的標準化間接效應為-0.154(95% CI：-0.179～-0.129)，占總效應55.60%，見表2。綜上，自尊的中介作用成立。

表2 中介效應檢驗

圖1 M0

2.3 調(diào)節(jié)效應檢驗

使用多組比較檢驗性別的調(diào)節(jié)作用。M0為基準模型，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)：真實自我對女性生活滿意度和焦慮抑郁的預測力更大。綜上，性別的調(diào)節(jié)作用成立。

表4 調(diào)節(jié)效應檢驗

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

本文探究了真實自我、自尊與青年心理健康的關系。一方面分析了真實自我“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自我的作用“是否會不同”的議題，即性別對真實自我→心理健康關系的調(diào)節(jié)作用。真實自我更高的青年有更高的自尊水平，進而存在更高的生活滿意度、更低的焦慮抑郁，高水平真實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)的精神，也正說明了青年人正在無意識地向著真實自我在行動。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調(diào)的“人的本性獲得實在性的方式已經(jīng)過于依靠外在的資本主義社會關系，人的本質(zhì)已經(jīng)被異化了[24]。人的異化當然會帶來人本身內(nèi)在的矛盾和沖突，也導致了心理不健康。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。本研究的結果揭示了一種內(nèi)部的路徑，即真實自我通過對內(nèi)在因素，即自尊產(chǎn)生影響，進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)。本研究的這一結論揭示了一種可能的行動路徑：如果想要更好的適應當下變動劇烈的時代，通過面向真實的自己，擁抱真實的自我來提升自尊，進而可能可以達到心理健康，生活滿意的結果。

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，她認為相比于男性來說女性更加重視關系，她們會在兩難困境中更多關注關系和上下情景來調(diào)整自己的行動決策[25]。女性不那么真實自如的表達自我，她們更關注自己的行動對周圍環(huán)境和人際的影響，不過這種壓抑真實自我可能正好增加了其患有抑郁癥的風險[26]。此外也有研究印證了不真實的女性可能具有的心理健康風險：女性在人際互動中因為對他人的評價更加關注，具有更多的反芻思維，增加抑郁風險[27]。因此可以推論，更加真實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。本研究的這一結論，對未來女性應該通過自我真實表達的方式來進行心理保健和調(diào)節(jié)，提供了有利的理論支持。

在研究的局限方面，由于對真實自我和性別的相關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)性別認同的人群來說，他們因為自身身體性別和心理性別相矛盾而更難在生活中真實地展現(xiàn)自己，因此有關真實自我和性別相關的研究主題也很有進一步探討的空間。此外，未來研究至少還可以關注到本土化方向：目前使用的真實自我量表還是改編的國外真實自我量表，而本土心理學的諸多研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，中國人的自我結構和外國人有不同之處，例如中華文化中的儒家關系自我是華人很重要的自我成分[29]。此外，中國人的自我結構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)的結構性自我[30]。因此在未來，真實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，沒有做到完全隨機抽樣，結論是否可推廣到更多地區(qū)和人群仍需進一步討論。