大学生人际信任与自我和谐的关系

杨 颖，鲁小周

(安顺学院教育科学学院，贵州 安顺561000)

信任是人类普遍存在的一种依恋关系［1－2］，是影响个体人际关系好坏的重要因素［3］。Rotter 认为，人际信任就是指个体在人际互动过程中对所交往对象的行为、承诺或言词之可靠性的一种概括化期望［4］，也即个体在对他人行为或意向进行积极预期的基础上而愿意相信并敢于托付他人的一种心理状态［5］。大学阶段是大学生人际信任形成与发展的重要阶段，尚未真正成熟，其人际信任水平的高低直接影响着和谐校园与社会的构建。因此，大学生人际信任问题已成为了国内心理学界研究的热点问题［6］。有关研究发现，我国大学生的人际信任水平不容乐观，总体偏低［7－9］，而且呈逐年下降的趋势。辛自强等人对我国1998 年至2009 年的24 233 名大学生有关人际信任的53 篇研究报告进行了元分析，其结果表明我国大学生2009 年的人际信任水平相比1998 年降低了1.19 个标准差［10］。

自我和谐是罗杰斯(C． Rogers)在其人格理论中提出的概念，是指个体自我各种知觉之间及自我内部协调一致的心理现象［11］。如果个体自我知觉间存在不一致，体验到经验与自我之间的矛盾与冲突，就会处于不和谐的状态，内心感到紧张与焦虑［12］。目前，对大学生人际信任的影响因素研究，主要集中在人口学因素、人格特征、心理健康、自尊、应对方式和社会支持等变量方面［13］，对大学生人际信任与自我和谐有何关系方面的研究较少，仅见几篇文献，而且研究结果存在分歧，如王晓一等人［14］、万杰［15］、虞小雪［16］和王希平［17］的研究结果表明，大学生人际信任与自我得谐得分呈显著负相关，而薛敏［18］和李敏等人［19］的研究结果却表明，大学生人际信任与自我和谐得分呈显著正相关。除此之外，在研究方法上，已有研究更多运用相关分析，而较少运用回归分析探讨两者间的关系，运用路径分析的研究几乎没有。

综上所述，研究以贵州省大学生为研究对象，探讨其人际信任与自我和谐的关系，为提高大学生人际信任水平，改善其人际关系提供参考。

一 对象与方法

(一)对象

于2014 年4 －5 月，分层抽取贵州省4 所本科院校(分省属院校与地方院校)，以班为单位随机抽取580 名学生参与测查，有效样本量为554 份，有效率为95.5%。其中，男生229 名(41.3%)，女生325 名 (58.7%);大一118 名 (21.3%)，大二234 名 (42.2%)，大三124 名 (22.4%)，大四78 名(14.1%);文科307 名(55.4%)，理科247 名(44.6%);年龄17 －26 岁，平均年龄(21.55 ±1.60)岁。

(二)工具

1．人际信任量表(Interpersonal Trust Scale)［20］:该量表由Rotter 编制，测查受试者对他人承诺或(书面与口头)陈述与行为之可靠性的估计，其内容多涉及各种不同处境下对不同社会角色的人际信任，由特殊信任(对亲人与同伴等有直接关系者的信任)与普遍信任(对无直接关系者的信任)两维度构成，共25 个项目。采用5 级评分(1 =完全不同意，5 =完全同意)，得分越高，表明人际信赖程度越高，反之越低。该量表具有较好的信效度［20］。研究中全量表的内部一致性系数为0.73。

2． 自我和谐量表 (the Self Consistency and Congruence Scale，SCCS)［20］:该量表由王登峰根据Rogers 的理论编制的，由自我与经验的不和谐、自我的灵活性与自我的刻板性三个分量表构成，共35 个项目。采用5 级评分(1 =完全不符合，5 =完全符合)。自我的灵活性量表为反向记分，再与另外两量表的得分相加，得分越高，表明其自我和谐程度越低，反之越高。各分量表具有较高的同质性信度［12］。研究中全量表Cronbach α 为0.81。

3． 统计方法 采用SPSS 22.0 和AMOS 22.0 对数据进行分析。统计方法为描述统计、多元方差分析、相关分析、回归分析与路径分析。以P ＜0.05 为差异有统计学意义。

二 结果与分析

(一)不同自我和谐程度组大学生人际信任的比较

首先，根据自我和谐总分把大学生分为低分组(74 分以下)、中间组(75 － 102 分)与高分组(103 分以上)［20］，然后，以自我和谐的三个组别为组间变量，进行多元方差分析(MANOVA)。结果显示(见表1)，三组大学生除在人际信任的普遍信任维度上的得分差异不具有统计学意义外(P ＞0.05)，在人际信任的特殊信任维度及总量表上的得分差异均具有统计学意义(P ＜0.01)。事后两两比较发现，低分组的得分分别高于中间组与高分组，中间组与高分组的得分差异不具有统计学意义。

表1 不同自我和谐程度大学生的人际信任得分的比较(x ± s)

(二)大学生人际信任与自我和谐的关系

1． 大学生人际信任与自我和谐的相关分析

Pearson 相关分析显示(见表2)，除人际信任的特殊信任维度得分与自我和谐总分及自我与经验不和谐维度得分的相关不具有统计学意义外(P ＞0.05)，大学生人际信任总分及普遍信任维度得分与自我和谐总分及自我与经验不和谐、自我的灵活性与自我刻板性维度得分的相关均具有统计学意义(P ＜0.05)。

表2 大学生人际信任与自我和谐得分的相关性(r)

2． 大学生人际信任与自我和谐的回归分析

以自我和谐各维度得分为自变量，以人际信任各维度得分为因变量，进行多元逐步回归分析。结果显示，自我和谐的自我灵活性和自我刻板性维度得分对特殊信任得分具有正向预测作用(β 值分别为0.23，0.11，P ＜0.05)，自我灵活性与自我与经验不和谐维度得分与普遍信任得分具有负向预测作用(β 值分别为0.35，－0.32，P ＜0.001)。

3． 大学生人际信任与自我和谐的路径分析

在回归分析的基础上，对大学生人际信任与自我和谐的关系进行结构建模分析。结果显示，模型的各项拟合指数良好(删除不显著的路径)，X2/df= 2.38，RMSEA = 0.05，GFI = 0.99，AGFI =0.97，RFI =0.93，NFI =0.99，TLI =0.96，IFI =0.99，CFI=0.99，自我和谐三维度到人际信任两维度的路径系数均有统计学意义(P ＜0.05)。见图1。

图1 人际信任与自我和谐的关系模型图

三 讨 论

研究方差分析发现，不同自我和谐程度大学生在人际信任总分及特殊信任维度上的得分差异具有统计学意义，自我和谐低分组的人际信任得分高于中间组与高分组，表明大学生的人际信任度随着自我和谐程度的提高而有所增强。研究相关分析发现，大学生人际信任总分与自我和谐总分及各因子得分呈显著负相关，这同王晓一等人［14－17］的研究结果具有一致性，表明大学生人际信任与自我和谐有着较为密切的关系。研究回归分析与结构方程建模分析均发现，大学生自我和谐的自我与经验不和谐和自我灵活性维度对人际信任的普遍信任具有负向预测作用，自我灵活性与自我刻板性维度对人际信任的特殊信任维度具有正向预测作用，表明大学生的自我和谐能很好地预测其人际信任。此结果不仅为大学生人际关系与自我和谐具有一定关系的结论提供佐证，更进一步触及了自我和谐各维度对人际信任各维度的作用机制与影响权重，让我们对两者的关系有了更深入的认识。

大学生自和与经验不和谐主要反映的是现实自我与理想自我的不协调，两者不协调的程度越大，对自己的能力与情感的认识就会出现较大偏差，同时会引起焦虑与紧张等负面情绪的体验，这样的状态极易在人际交往过程中采用自我防御的方式去解决人际矛盾与冲突［16］，从而使人际关系更为紧张，对他人产生不信任感，尤其是对自己了解与接触甚少的无直接关系者会更为不信任，即自我和经验不和谐的程度越高，可能导致其普遍信任度就会更低。自我灵活性高的个体在自我与经验出现不一致时，一般会具体问题具体分析，较为灵活地区别对待。一方面，在同自己熟悉且有直接关系者交往时，通常会反思自己的行为，善于换位思考，这直接有助于人际交往的良性互动，增进对他人的信任，进而提升其特殊信任度;另一方面在同自己不太熟悉且和无直接关系者交往时，自我灵活性高的个体，一般不会对他人盲目信任，会审慎对待自己的交往行为，对他人的信任持保留态度。因此，自我灵活度高的个体有着较高特殊信任度的同时也可能有着较低的普遍信任度。自我刻板性的人一般较有主见，很难轻易改变，不管在何种情况下，可能更容易信赖同自己经常打交道且有直接关系的人，因此，自我刻板性高的人其特殊信任度可能也较高。

综上所述，大学生的自我和谐会影响其人际信任水平，促进大学生的自我和谐可能是提高其人际信任水平的有效途径之一。相关部门可采取适宜的干预措施使大学生客观地认识自我，接纳自我，形成对经验的合理期望，促进其自我与经验相和谐，提高自我灵活性，适度降低刻板性，增强其人际信任水平，改善其人际关系。

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