真实自我与青年人心理健康的关系：自尊的中介及性别差异*
时间：2023-06-18 17:20:04 来源：雅意学习网 本文已影响 人 
吕 行 芮志豪 安献丽 黄国平 郝 阳
《中庸·首章》曾中提到“天命之谓性，率性之谓道”，认为依照人性而活是天道使然。这一论调和心理学研究中真实自我的概念极为类似，真实自我被定义为个体行为与其价值观、信仰、需求等内在心理活动的一致程度[1]。目前研究表明真实性高的个体，更能根据自己的意愿真实地生活，也有更高的心理健康水平[2]。真实自我对于心理健康有着显著预测作用：真实性更高的个体具有更高的积极心理健康指标，如更高自主感和生活满意度，幸福感；
同时具有较低消极心理健康指标，如更少的焦虑抑郁[3-4]。实验研究也发现了两者的因果关系：通过实验操纵暂时的真实自我，发现真实自我是能够对个体的心理健康的正负向指标都产生了影响[5]。这些过往研究都体现出了真实自我这一概念在维持心理健康方面所具有的重要价值。
有关真实自我的研究还发现，高真实自我个体的自尊水平更高[6],而相对高的自尊与健康的心理健康水平有显著正相关。例如对中国青年人群体的元分析研究中发现高自尊个体积极的心理健康指标水平更高，同时消极的心理健康指标水平更低[7]。也有研究通过因果研究发现高自尊的个体会有更积极的行动状态。综上所述，过往研究呈现出一种研究脉络：即真实自我、自尊和心理健康这3个变量之间都呈现递进式的两两相关关系。为了探索真实自我和心理健康之间的关联是否可以通过自尊这一路径机制的影响，以便为青年人的心理健康提升的干预工作提供一些切实建议。本研究假设H1：自尊在真实自我和心理健康水平中发挥正中介效应，高真实自我水平代表自尊更高，和积极心理健康水平正相关，和消极心理健康的指标水平负相关。
此外很多研究表明心理健康和性别有显著的关系。在性别对负向心理健康指标的影响上，跨文化研究显示女性群体患有抑郁症的可能性更高[8]，更高的女性化的性别特质化也意味着更高的抑郁倾向[9]，女性拥有更多的抑郁信念[10]。而性别对正向心理健康指标存在某种程度的调节作用，例如性别能够调节死亡焦虑对生活满意度的影响，女性的死亡焦虑更容易降低生活满意度[11]，性别可以显著调节真实自我对生命意义感的中介作用，女性拥有更高水平的真实自我，生命意义感更强[12]。实际上不仅是在研究中发现性别在真实自我上有显著水平性差异，性别和真实自我在生活中也显然具有一些肉眼可见的关联：就现实生活的观察来说，女性可能更加压抑自己的本性，以顺从环境和人际需要[13]。因此，本研究关注性别在真实自我和心理健康关联中可能起到的作用，也能更好的回应女性主义相关议题，为女性心理健康提供一些帮助。因此，本研究假设H2:性别对于真实自我影响心理健康起调节作用，女性的真实自我可能会对心理健康有更高相关。总之在当代这样一个网络时代，不仅在网上充斥着各种假消息，更多的使用网络进行交流使得人和人之间的关系变得愈加虚拟和匿名化，而人性的真实则似乎在被慢慢的淡忘。而本研究将关注真实自我、自尊和心理健康之间，以此重新呼吁每个人走向自己，走向真实，走向心理健康。
1.1 对象
采用整群抽样法，在2021年3-5月对江苏某大学的1700名大学生和硕士研究生进行问卷施测，剔除无效后获得有效样本1650名(21.59±2.13)，本科生1195名(72.4%)，硕士研究生455名(27.6%)，男性862人(52.2%)，女性788人(47.8%)。本研究通过研究者所在大学的伦理委员会审核，研究内容和流程符合伦理规范。
1.2 方法
1.2.1 真实性量表 采用真实性量表(Authenticity Scale)测量状态性真实自我[14]。包含3维度(外部影响、真实生活和自我疏离)，12项目，7点likert计分，分数越高表示被试真实自我水平越高。在本研究，真我总分和三因子(自我疏离、真实生活、外部影响)的内部一致性系数分别为0.94、0.90、0.91、0.89。
1.2.2 罗森博格自尊量表 选用闫艳修订的罗森博格自尊量表中文版(RSES-R)来测量自尊[15]。包含10项目，4点likert计分，得分越高说明被试的自尊水平越高。本研究中该量表的内部一致性系数为0.95。
1.2.3 心理健康指标测量 本研究拟采用较多研究者采用的焦虑/抑郁和生活满意度的二因素模型作为心理健康测量的指标[16]，即包含焦虑/抑郁的消极心理健康指标和生活满意度作为积极心理健康指标。采用王润程[17]修订的Achenbach中文版自评量表中的焦虑抑郁中文版量表测量焦虑/抑郁，16项目，3点likert计分，得分越高说明被试的焦虑抑郁水平越高。本研究中该量表的内部一致性系数为0.97。
1.2.4 生活满意度 采用生活满意度量表进行测量(SWLS)[18]，其中包含5个条目，采用7点likert计分，得分越高说明生活满意度水平越高。本研究中该量表的内部一致性系数为0.92。
1.3 统计处理
采用Epidata 3.1对样本进行双录入，删除漏答与逻辑错误并完成核验。使用SPSS 28.0进行描述统计，通过AMOS 28.0完成中介与调节效应分析，运用R语言计算SEM的统计功效[19]。Harmans单因子法：最大方差旋转的主轴法提取5个特征根大于1的因子。第一个因子解释率为23.74%，小于40%，说明不存在严重共同方法偏差[20]。
2.1 描述统计与相关分析
真实自我、自尊和生活满意度两两间正相关，见表1。焦虑抑郁与真实自我、自尊和生活满意度负相关。女性真实自我与生活满意度的相关大于男性、女性真实自我与焦虑抑郁的相关绝对值大于男性。
表1 描述统计与相关分析
2.2 中介效应检验
为防范项目过多导致的不必要误差，采用项目结构平衡法[21]打包项目过多的单维变量(自尊和焦虑抑郁)，构建结构模型M0(见图1)。M0符合收敛标准：χ2/df<3，RMSEA、SRMR<0.08，CFI、TLI、IFI>0.95；
在df=244、n=1650、以0.01和0.08为RMSEA的区间下，M0的Close fit power与Not close fit power均>0.99。Bias-Corrected Bootstrap 5000次显示：AU(真实自我)→LS(生活满意度)的标准化总效应为0.425(95%CI：0.380～0.470)，AU→AD(焦虑抑郁)的标准化总效应为-0.277(95%CI：-0.325～-0.229)。AU→SE(自尊)→LS的标准化间接效应为0.144(95%CI：0.118～0.170)，占总效应34.12%。AU→SE→AD的标准化间接效应为-0.154(95% CI：-0.179～-0.129)，占总效应55.60%，见表2。综上，自尊的中介作用成立。
表2 中介效应检验
图1 M0
2.3 调节效应检验
使用多组比较检验性别的调节作用。M0为基准模型，执行宽松策略和温和策略[22]。先分组建立M0，不做任何参数限定，M0符合辨识规则，χ2=852.750，df=488，χ2/df=1.747，RMSEA=0.021，SRMR=0.055，CFI=0.989，TLI=0.988，可进一步比较。建立M1，限定因子载荷相等，χ2=879.453，df=506，χ2/df=1.738，RMSEA=0.021，SRMR=0.055，CFI=0.989，TLI=0.988。M1vs.M0(见表3)，P=0.169[two sided Criticalχ2(P=0.05,df=18)=31.531]，模型M1假设成立[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无显著差异，测量模型在男女性中有跨组一致性。建立M3，限定潜变量的方差与协方差相等(因M0不存在潜变量间的协方差，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无显著差异，AU的方差无显著性别差异。建立M4，限定路径系数等值，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差异显著，提示路径系数存在性别差异。
表3 模型比较
5000次Bias-Corrected Bootstrap显示[20]：女性AU→LS路径系数为0.371(见表4)，男性为0.207，女性大于男性(z=3.417，95%CI:0.100～0.228)。女性AU→AD路径系数为-0.184，男性为-0.077，女性小于男性(z=-2.139，95%CI:-0.202～-0.012)。简单斜率分析显示(见图2、图3)：真实自我对女性生活满意度和焦虑抑郁的预测力更大。综上，性别的调节作用成立。
表4 调节效应检验
图2 真我→生活满意度的性别差异
图3 真我→焦虑抑郁的性别差异
本文探究了真实自我、自尊与青年心理健康的关系。一方面分析了真实自我“如何起作用”的问题，即自尊的中介作用。另一方面分析了在不同性别中真实自我的作用“是否会不同”的议题，即性别对真实自我→心理健康关系的调节作用。真实自我更高的青年有更高的自尊水平，进而存在更高的生活满意度、更低的焦虑抑郁，高水平真实自我的女性相比男性会有更高的生活满意度、更低的焦虑抑郁。
近年来在青年群体中一直流行的“keepreal”(保持真实)的精神，也正说明了青年人正在无意识地向着真实自我在行动。廉思在对北京、上海、深圳三地青年人的调查和访谈后认为，在互联网时代青年群体的自我不断消失[23]。这种自我感的消失原因之一，可能就是马克思所强调的“人的本性获得实在性的方式已经过于依靠外在的资本主义社会关系，人的本质已经被异化了[24]。人的异化当然会带来人本身内在的矛盾和冲突，也导致了心理不健康。因此，人如果仅仅只是依靠外部获得满足感和幸福感，可能会适得其反。本研究的结果揭示了一种内部的路径，即真实自我通过对内在因素，即自尊产生影响，进而积极影响心理健康的水平，让人活着感觉更加自在。正如《中庸》所说的依照人性而活是天道使然，也如孔子所说的“从心所欲不逾矩”的生活状态。本研究的这一结论揭示了一种可能的行动路径：如果想要更好的适应当下变动剧烈的时代，通过面向真实的自己，拥抱真实的自我来提升自尊，进而可能可以达到心理健康，生活满意的结果。
本研究还发现了性别调节上述的中介作用，女性的真实自我会对心理健康有着更大的影响，即有更高的生活满意度和更低的焦虑/抑郁情绪。早在1978年吉利根就讨论过类似议题，她认为相比于男性来说女性更加重视关系，她们会在两难困境中更多关注关系和上下情景来调整自己的行动决策[25]。女性不那么真实自如的表达自我，她们更关注自己的行动对周围环境和人际的影响，不过这种压抑真实自我可能正好增加了其患有抑郁症的风险[26]。此外也有研究印证了不真实的女性可能具有的心理健康风险：女性在人际互动中因为对他人的评价更加关注，具有更多的反刍思维，增加抑郁风险[27]。因此可以推论，更加真实地生活和面对自己内心的女性，他们也同时具有更高的心理健康水平。本研究的这一结论，对未来女性应该通过自我真实表达的方式来进行心理保健和调节，提供了有利的理论支持。
在研究的局限方面，由于对真实自我和性别的相关研究目前尚处于开始阶段，因此本研究只考察了客观的生理性别(男和女)这一变量，并未将性别议题中主观变量，例如性别认同，性别角色，性别刻板印象等加以考察。前人研究发现，特别是性别角色满意度等会对生活满意度幸福感有显著影响[28]。此外，特别是对少数性别认同的人群来说，他们因为自身身体性别和心理性别相矛盾而更难在生活中真实地展现自己，因此有关真实自我和性别相关的研究主题也很有进一步探讨的空间。此外，未来研究至少还可以关注到本土化方向：目前使用的真实自我量表还是改编的国外真实自我量表，而本土心理学的诸多研究已经发现，中国人的自我结构和外国人有不同之处，例如中华文化中的儒家关系自我是华人很重要的自我成分[29]。此外，中国人的自我结构可能更多依赖于情景的需求，体现出某种灵活的行动性，而非本质的结构性自我[30]。因此在未来，真实自我在中国人群体是否要拓展其概念内涵，以及拓展的概念如何和中国人特有的心理和行为互动影响，也是值得继续讨论的议题。最后本研究由于防控政策原因，没有做到完全随机抽样，结论是否可推广到更多地区和人群仍需进一步讨论。
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