高中生人际关系困扰与综合幸福感的关系研究： 一个有调节的中介模型

焦姣 牡丹

摘 要 为探讨高中生人际关系困扰和综合幸福感的关系和心理机制，采用问卷调查法对544名高中生施测，结果发现：（1）高中生人际关系困扰与综合幸福感两者呈显著负相关。（2）在中介效应模型中，人际关系困扰可通过影响特质真实自我进而影响幸福感，特质真实自我在二者之间起部分中介作用。（3）人际关系困扰与特质真实自我的关系受到是否为独生子女这一变量的调节。具体而言，即非独生子女的人际关系困扰对特质真实自我的作用加强。

关键词 人际关系困扰;综合幸福感;特质真实自我;多群组分析;高中生

分类号 B844.2

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.12.004

1 引言

現代幸福感的正式研究起源于Warner Wilson发表的一篇《幸福感的相关影响因素》博士论文。将幸福的人定义为“年轻、健康、受过良好教育、收入丰厚、性格外向、乐观、无忧无虑、有宗教信仰、已婚的人”（Wilson， 1967）。在后来幸福感的相关研究中，主观幸福感（SWB）与心理幸福感（PWB）是该领域的两种主要研究方向。研究者更多侧重主观幸福感，即强调人获得幸福感的重要标志之一是体验个人主观层面的快乐，以快乐论为研究取向。心理幸福感则注重研究个人潜能的实现，以实现论为研究基础（苗元江， 2003; Diener， 1984; Ryan & Deci， 2001）。随着时代发展与科学进步，单一领域的幸福感研究弊端将日益凸显，只有将主观幸福感与心理幸福感二者进行整合探索综合幸福感，才是未来拓宽幸福感研究视野的必然趋势。

人与自然界其他生物的重要区别之一就是“人是社会性的动物”。个体参与人际互动，与他人进行不同形式的交流，是一个人在人类社会生存与发展的必须环节。良好的人际关系可以增加快乐，使我们有更好的生理与心理健康。自我决定理论（self-determination theory）提出人有三种基本的心理需要，分别是：自主、能力与关系需要，这些需求在与社会世界的持续互动中得到满足或受挫。反过来，需求满足的程度被认为会对心理成长和幸福感至关重要。有研究者认为自我决定理论是构建主观幸福感模型的重要基础和组成部分（苗元江， 徐嘉元， 2003; Ryan & Deci， 2000）。构建幸福感的PERMA理论认为存在五种基本要素对幸福感的提升有重要的影响作用，他们分别为： 积极情绪、 投入、 意义、 成就和人际关系（Seligman & Csikszentmihalyi， 2000）。Riff提出的心理幸福感的六因素模型：自我接受、个人成长、生活目标、良好关系、环境控制和独立自主，也很好地证实了友谊对心理幸福感具有重要的构建作用（刘亚平， 2016）。许多国内研究证实了大学生良好的亲密关系和同伴关系对个人的生活满意度，积极情感有显著的正向预测作用，对消极情感有显著的负向预测作用（甘雄， 李承宗， 2010; 胡东， 郭英， 2021）。积极情绪与消极情绪是研究幸福感中的一个重要概念组成部分。在个体发展中，情绪反应通常出现在稳定的情感体验产生之前，人与人之间多次互动产生暂时性的情绪反应后，将会为稳定性的情感体验产生奠定基础。不同情绪的表达对个体的人际交往发展具有重要的意义。近年有国外研究通过自然环境观察下采用自我报告与观察者报告相结合的方法进一步证明了不同角色良好的社会关系与幸福感之间有着质与量的正相关关系（Sun， Harris， & Vazire， 2019）。

高中生大多处于青春期的15岁到18岁间，根据埃里克森提出的人格八阶段理论，处在青春期的高中生容易出现自我同一性和角色混乱的冲突。一方面由于高中生的心智向成年期过渡，自我同一性容易出现混乱情况，当一个人真实的自我意识与自我在他人的心目中的形象相一致，这就为个体的成长发育向着健康的方向发展奠定了良好基础。另一方面，高中生受生理心理等因素的影响，开始愿意更多地尝试与社会接触，当他们面临新的社会要求与冲突问题时而感到角色混乱（郭婷， 2010; 刘晶， 2009）。这种自我意识出现危机的时期也最容易产生人际困扰等方面的问题。因此人际关系的困扰成为影响高中生学业成绩，心理健康成长的一大隐患。已有研究证实大学生人际关系困扰负向预测积极情感与生活满意度（杨栩， 徐洁， 2016; 张晨， 班兰美， 李彩娜， 2009; 张灵， 郑雪， 严标宾， 温娟娟， 石艳彩， 2007）。高中生的同伴关系对幸福感，积极情感、消极情感有显著的预测作用（金书文， 2019; 张兴旭， 郭海英， 林丹华， 2019）。Taylor等人（2016）的研究证实紧张的亲子关系对青少年的自尊、心理幸福感具有显著的负向预测作用。综上，结合高中生人际关系情况的具体实际，得出本研究的假设一：高中生人际关系困扰同综合幸福感二者呈显著负相关。

最早的真实自我研究来源于早期的精神分析与人本主义流派，他们认为发现真实自我，对真实自我的表达以及依据真实自我行事，对于提升个体心理健康水平和幸福感而言是至关重要的（Schlegel， Hicks， Arndt， & King， 2009）。基于自我决定理论，有研究者发现当青少年的三种基本心理需求得到满足时，他们会对自己感到更真实，而正是这种真实感促成了他们更高的主观幸福感（Thomaes， Sedikides， Nellie， Hutteman， & Reijntjes， 2017）。人格心理学的有机体成长观点则认为，做真实自我，不是简单的内外人格匹配和对自我知识的了解程度，也不仅是降低与他人进行互动的防御性，而是一种追求内部积极倾向实现的动态与发展的过程。因此，该观点认为个体常常无法看清自己内在的积极倾向，是受到各种环境因素和与他人交往因素促进或阻碍了个体对真实自我的认知所导致的（徐华春， 杨杏， 苏丹， 黄希庭， 2017; Deci & Ryan， 2000; Sheldon， 2014）。进入21世纪初，Kernis（2003）的研究开始对真实自我真正意义上的探索，认为真实自我由意识觉察、客观处理、行动及关系取向四部分组成。并按照四种成分编制真实量表（authenticity inventory）。Wood等人（2008）认为真实自我定义为基于个体的内在需求而出现，它反映了自身的行为与内在动机、信仰、价值观的一致性程度。国内研究真实自我多为理论研究，如孙蒨如（2014）认为中国人的真实自我展现基于人与人之间的社会关系，西方文化下的真实自我和东方文化下的真实自我分别称之为“独立我”与“互依我”。有研究者认为自我是处于变化着的日常经验中心的“我”，这是一种不断发展的觉知感和能动感，引导行动，并随着与他人交往互动过程中的好坏与否、个体的大脑和身体适应其所处的各种环境而形成不同程度的真实自我。因此，无论是稳定状态下的真实自我还是具有状态性的真实自我，都会受到人际关系好坏的影响（Markus & Kitayama， 1991; Markus & Kitayama， 2010; Northoff; Heinzel， Greck， Bermpohl， Dobrowolny， & Panksepp， 2006）。关于已有研究证实真实自我的体验对人际互动、亲密关系、生活满意度和幸福感产生积极影响（刘庆奇， 孙晓军， 周宗奎， 牛更枫， 孔繁昌， 连帅磊， 2016; Baker， Tou， Bryan， & Knee， 2017; Chen， 2019）。有实证研究发现与他人良好的人际关系也会启动主观真实的自我，人际关系越和谐，自我疏离感程度越低，受外部影响的程度越小。（Kraus & Chen， 2013; Wickham & Robert， 2013）。国内学者徐华春等人（2017）认为真实自我开始逐渐成为心理学的研究热点，且不再成为一个哲学命题，并肯定了真实自我对幸福感和个体健康有着密切的联系的同时，也提出了国内可以对人际关系下的真实自我进行深入研究的展望。梁燕芳和谢天（2021）将西方文化下的真实自我与东方进行比较，认为东方文化的真实自我受到社会人际关系的驱动而展现。

目前对真实自我的研究主要分为两类：分别为特质真实自我（trait authenticity）与状态真实自我（state authenticity），特质真实自我是指一个人的一系列情绪、认知和行为的基本特征，具有相对稳定性和内在一致性，常用问卷法测量;状态真实自我则是在当前的环境下所产生的表现自我情绪，认知态度和行为的倾向性，常用一天重建法、日记观察法或问卷法进行测量。（梁燕芳， 谢天， 2021; Di betta， 2014; Fleeson， 2001; Kim， Chen， Davis， Hicks， & Schlegel， 2019; Sedikides， Slabu， Lenton， & Thomaes， 2017; Smallenbroek， Zelenski， & Whelan， 2016; Wilt， Grubbs， Exline， & Pargament， 2021）。Robinson等人（2012）对英国、美国和俄罗斯三个国家抽取628名成年人采用问卷法证明特质真实自我对幸福感有显著的预测作用。在对人际关系与真实自我的相关研究当中，水稻理论（Talhelm， Zhang， Oishi， Shimin， Duan， Lan， & Kitayama， 2014）通过东西方种植农作物差异为出发点，发现东西方文化的自我差异。东方社会的个体更重视与周围环境的关系而表现出真实自我（Yang， 1995）。有关真实自我对关系质量（Brunell， Kernis， Goldman， Heppner， Davis， Cascio， & Webster， 2010），和幸福感（Lawn， Slemp， & Vella-Brodrick， 2018）的相關关系在国外已有较多研究，国内研究尚且不足。在当前价值观多元的现代社会里，能否通过“做真实的自己”、“明确自我的核心”更好地提升心理健康水平，已成为亟需解决的难题。同时青春期的个体对真实性的追求（做真实的自己的感觉）是最重要的。有研究者调查发现，许多青少年认为自己如果成功地在与他人交流过程中“摘下面具”“做回自己”，他们会过得最好（Harter， 2002; Ullman， 1987）。本研究基于上述实证研究与理论基础，考虑青少年时期的人格发展任务与中国关系社会的实际，针对高中生群体的人际关系和谐程度与困扰程度提出假设二：人际关系困扰可通过影响特质真实自我进而影响幸福感，特质真实自我在二者之间起部分中介作用。

有关幸福感的关系研究是否受到某些因素的调节呢？过去的相关研究已证明一些人口学变量如性别对人际关系与主观幸福感存在调节作用（Hossan， Khan， & Hasan， 2021）。张伟等人（2016）研究得出高中生心理幸福感总体水平在年级、就读学校、性别以及是否为独生子女上都存在显著差异，独生子女的心理幸福感水平显著高于非独生子女。也有研究指出非独生子女大学生比独生子女大学生对情感和行为的控制好（周正怀， 2010）。近期有研究发现中国农村青少年的留守状况调节了男孩和女孩的同伴关系概况与主观幸福感之间的纵向关系（Chen， Wang， & Zhao， 2019）。对于相关的人口学变量是否存在调节作用的实证研究还不够充分，本研究旨在探索高中生人际关系困扰、特质真实自我和幸福感之间是否存在密切的关系的基础上，进行多群组分析，尝试探讨三者关系间是否存在人口学变量的调节作用，为今后相关实证研究提供一些新思路。

2 研究方法

2.1 被试

选取544名来自内蒙古自治区锡林浩特市某三所高中部学生，采用整群抽样法，共发放问卷544份，回收有效问卷504份，被试的基本信息如表1所示：

2.2 研究工具

2.2.1 特质真实自我问卷

首先，由两名通过大学英语六级的心理学专业研究生将Wood等根据前人相关量表基础上改编（2008）的真实量表（authenticity scale）译为中文。再请心理学博士研究生进行适当的调整。在正式发放问卷之前，选取了锡林浩特市某三所高中部学生233人，采用自愿参加原则，共发放问卷233份，回收有效问卷217份。通过对数据依次进行项目分析、探索性因素分析、验证性因素分析。项目分析的数据结果表明，问卷项目全部保留;在探索性因素分析中，对样本数据进行因素分析的可行性检验，经KMO检验和Bartlett s球形检验，KMO=0.81>0.70;Bartlett s球形检验=1310.48（p<0.001），说明预测问卷取样的适当性较好，样本数据适合进行因子分析。采用主成分分析方法，经正交旋转法对问卷进行多次探索，发现3个特征根大于1的因素，3个因素累积方差解释率为67.79%;在验证性因素分析中，采用极大似然估计法检验问卷各维度的拟合度。其中χ2/df=1.37<3， GFI=0.95、IFI=0.99、TLI=0.98、CFI=0.98各拟合指标均大于0.90， RMSEA=0.04<0.08。本研究中的Cronbach s α系数为0.85，信度良好。综上所述，该问卷可以作为正式问卷使用。

最终用于正式施测的特质真实自我问卷共12题，包含真实生活项目（如“我按照自己的价值观和信仰生活”），接受外部影响（如“别人的观点对我影响很大”）和自我疏离感（如“我觉得自己脱离了真正的自己”）三个维度，采用1（完全不符合）～7（完全符合）计分。量表总分越低，表明个体的行为与内在动机、信仰、价值观的一致性程度越高。问卷的验证性因素分析表明该问卷的结构效度良好，全部项目的因素载荷在0.46～0.65之间。其中问卷的拟合指数良好（χ2/df=1.95， GFI=0.97， IFI=0.99， TLI=0.98， CFI=0.99， RMSEA=0.04）。本研究中的Cronbach s α系数为0.86。

2.2.2 人际关系综合诊断量表

本研究采用郑日昌编制的人际关系综合诊断量表，该量表共28个题项，包含交谈方面的行为困扰（如“关于自己的烦恼有口难言”），交际方面的困扰程度（如“和生人见面感觉不自然”），待人接物方面的困扰程度（如“过分的羡慕和妒忌别人”）和异性朋友交往的困扰程度（如“与异性交往太少”）四个维度，并做“是”或“否”的回答，“是”记一分，“否”则不计分，最终记录人际交往困扰总分，总分在0～8分：说明个体在人际交往的困扰较少，为人开朗;总分在9～14分：说明个体与他人交往存在一定程度的困扰;总分在15～28分：说明个体与他人交往存在严重的人际困扰问题。问卷的验证性因素分析表明该问卷的结构效度良好（χ2/df=2.88， GFI=0.87， IFI=0.95， TLI=0.95， CFI=0.95， RMSEA=0.06），全部项目的因素载荷在0.35～0.63之间。本研究中的Cronbach s α系数为0.90。

2.2.3 综合幸福感量表

本研究采用苗元江编制的综合幸福感量表，该量表共五十个题项，包含主观幸福感需测量的生活满意度（如“我的生活大多数方面与我的理想吻合”），正性情感（如“高兴”）和负性情感（如“忧虑”）三个维度。以及心理幸福感需测量的生命活力（如“我常常感觉到我的精力旺盛好像要爆发出来”），健康关注（如“拥有健康与活力”），利他行为（如“在人们需要的时候，不计报酬的提供帮助”），自我价值（如“我觉得我是一个有价值的人，至少与别人一样”），友好关系（如“我拥有可以依赖的朋友”）和人格成長（如“能够根据自己的意愿选择行为方式，而不受外界影响”）六个维度，共九个维度。采用1（完全不符合）～7（完全符合）计分，其中12题与14题为反向计分，问卷总分越高表明个体的综合幸福感水平越高。问卷的验证性因素分析表明该问卷的拟合指标良好（χ2/df=2.58， GFI=0.81， IFI=0.90， TLI=0.90， CFI=0.90， RMSEA=0.05），全部项目的因素载荷在0.40～0.70之间。本研究中的Cronbach s α系数为0.96。

2.3 数据分析

使用SPSS 24.0与AMOS 23.0对数据进行分析。首先对数据进行问卷的验证性因素分析考察数据的拟合指标。其中剔除没有作答完整问题的问卷和没有填写超过两道人口统计学问题的问卷，对缺失值均采用序列均值法进行替换。随后进行假设模型的验证共两个部分。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因子检验（Harman s One-factor Test）进行共同方法偏差检验。将特质真实自我，人际关系困扰，综合幸福感的所有项目一同纳入进行探索性因素分析。结果显示，共有21个因子特征根大于1，最大因子的解释变异量为22.22%（<40%），因此不存在共同方法偏差问题。

3.2 特质真实自我、人际困扰和综合幸福感的相关分析  由表2可知，锡林郭勒盟地区的高中生特质真实自我总分与人际关系困扰得分呈显著正相关（p<0.01），与综合幸福感总分呈显著负相关（p<0.01）;人际困扰总分与综合幸福感得分呈显著负相关（p<0.01）。假设1得到验证。

3.3 特质真实自我在人际困扰与综合幸福感间的中介效应检验  根据新的中介效应检验程序，本研究将依次构建两个结构方程模型，首先检验直接效应（a）即人际关系困扰与综合幸福感的显著性，然后将加入特质真实自我作为中介变量，检验间接效应（b）来证明中介效应是否存在。结果显示直接效应的模型拟合较好（χ2/df=1.63， GFI=0.98， IFI=0.99， TLI=0.98， CFI=0.99， RMSEA=0.03）。由人际关系困扰到综合幸福感的标准化路径系数显著β=-0.43， p<0.001，并据此为中介效应的结构方程模型建立奠定基础。将特质真实自我纳入，建构中介效应模型。结果表明，中介效应模型拟合结果较好（χ2/df=2.28， GFI=0.95， IFI=0.96， TLI=0.95， CFI=0.96， RMSEA=0.05）。其标准化路径系数见图1，基于模型的拟合结果采用偏差矫正的非参数百分位Bootstrap方法重复抽样5000次进行置信区间的估计和中介效应的检验。结果表明，人际关系困扰对综合幸福感的间接效应显著，其95%的置信区间为[-0.37，-0.13]，置信区间内不包含0，可以认为特质真实自我的中介效应成立。当加入中介变量之后，人际关系困扰对综合幸福感的直接效应依然显著，即置信区间内不包含0，其95%的置信区间为[-0.35，-0.10]，因此说明特质真实自我在人际关系困扰和综合幸福感之间起部分中介效应。人际关系困扰对高中生综合幸福感的总效应值显著（β=-0.43， p<0.001）人际关系困扰通过特质真实自我对综合幸福感产生影响（β=0.20， p<0.001），间接效应在总效应中所占的比例为46.51%。因此假设二得到验证。

3.4 特质真实自我在人际交往困扰与综合幸福感间的中介效应跨组比较  为检验特质真实自我的中介模型是否具有跨群体稳定性，本研究将该模型在人口学变量上（性别、是否独生子女）进行了多群组路径分析，如果不存在显著性差异则说明人口学变量对中介效应模型不存在影响，如果存在显著性差异则说明人口学变量存在调节作用。结果表明，模型仅在是否为独生子女这一变量上存在差异，进一步分析发现是否为独生子女仅在人际关系困扰到特质真实自我这条路径上起作用，是非独生子女、独生子女模型中人际关系困扰到特质真实自我的路径系数分别为0.44（p<0.001）和0.39（p<0.001），参数间差异的临界比值（Critical Ratios for Differences between Parameters）为2.15>1.96，说明是否独生子女在人际关系困扰到真实自我这条路径上存在调节作用，相较于独生子女而言，非独生子女的人际关系困扰对特质真实自我的影响更大。

4 讨论

4.1 高中生人际关系困扰、特质真实自我与综合幸福感的关系讨论  本研究结果显示：高中生人际关系困扰与综合幸福感之间呈显著负相关，人际关系困扰对综合幸福感的预测系数为-0.23（p<0.01），结果验证假设一。这表明高中生的人际关系在交谈、待人接物和异性交流等方面面临的问题越多时，其内心的积极情感越低，负性情感越高，越影响自我价值和个人潜能的实现。因此主观幸福感和心理幸福感就越低。这与有研究得出的人际关系可以正向预测主观幸福感，对负性情绪维度有显著的负向预测力的结论相一致（刘亚平， 2016），也与张军华和朱雪梅（2012）考察的农村高中生的同伴关系、人际困扰与主观幸福感呈显著负相关，张灵等（2007）研究发现大学生人际关系困扰四个维度对主观幸福感的不同成份有不同的负向预测作用的结论相同。与国外研究学者Taylor研究紧张的同伴或亲子关系对心理幸福感呈负向预测作用的结论相一致。

本研究结果显示：高中生人际关系困扰总分与特质真实自我中的接受外部影响和自我疏离感得分呈显著正相关，对特质真实自我有显著的预测作用。即当高中生面临的人际关系问题越多，越容易受到外部因素的影响，自己的认知、行为的内在不一致性就越高，即自我疏离感越高。这与Brunell等人（2010）研究的真实自我和人际关系的简单相关研究相一致。从E. Goffman提出的人际交往方面的自我表露理论也可以证实该结论：自我表露理论认为，自我表露即人们所说的敞开心扉，在人际交往过程中把有关自我的信息、内心情感表露给对方。自我表露的程度是人际信任的重要体现，适当的自我表露有利于增加信任，增进交往（刘亚平， 2016）。从这里不难看出，自我疏离感越高，那么对应的面临人际困扰（如亲子关系、同伴关系以及亲密关系）也会越多。

本研究结果显示：特质真实自我对综合幸福感具有显著的预测作用，两者呈显著的负相关。即自我疏离维度分越高，受外部影响越大，幸福感感受则越低。这与有关真实自我与幸福感的关系研究结论相一致。由于特质真实自我具有跨时间、跨情境的相对稳定性，对于个体幸福而言，重要的不是他“有什么”或“做什么”，而是他究竟“是什么”（徐华春， 2017）。西方有研究证据表明，行为一致性高的个体在心理健康诸方面表现更好;而高程度的自我差异则带来心理障碍，导致适应和幸福感的降低 （Cliftion & Kuper， 2011; Diehl & Hay， 2010）。

4.2 特质真实自我在人际关系困扰和综合幸福感的中介作用  本研究运用结构方程模型考察特质真实自我在人际关系困扰与综合幸福感之间的中介作用。结果显示，特质真实自我在两者之间起部分中介作用，说明人际关系困扰在一定程度上通过特质真实自我影响主观幸福感。高中生在待人接物、交谈交际和异性相处的问题越多，个体受外部生活的影响越大，自我疏离感越高，特质真实自我总分越高，使自己的综合幸福感分数越低的可能性就越大，验证了假设二。马斯洛的需要层次理论认为，人共有五种需要，自我实现需要是基于前四种得到满足的基础上，个人潜能最终得到发挥，并实现理想，因而满足自我的需求基础上，幸福感水平则不断提高（Thomaes， Sedikides， Nellie， Hutteman， & Reijntjes， 2017）。在受到社会人际关系的驱动下，内在真实的人格特质以及稳定性越倾向一致，因此这与水稻理论的观点相一致。自我决定理论认为，当三种需要得到满足时就会提高个体的幸福感，促进个体心理健康的发展（严标宾， 郑雪， 邱林， 2003; Deci， 1992）。通过实证研究得出的数据分析可以看出，青少年群体的人际关系出现问题时，将会不利于心理成长与幸福感的提升。更有可能不会更好接受并自由地表达他们的内在状态（价值观、情感和欲望），进而会对当前的学业成绩产生负面影响，甚至阻碍他们未来的身心健康发展。只有包括人际关系在内的基本心理需求得到满足才会有助于培养青少年主观能力，对自我产生更清晰的认知。使他们更好地度过青春期，面对学业，并在将来的生活中掌握主动权，提高对生活的满意度和幸福感。

4.3 特质真实自我在人际关系困扰和综合幸福感的中介效应的人口学变量的调节效应分析  本研究发现高中生人际关系困扰和综合幸福感之间的中介作用受到是否为独生子女这一人口学变量的调节。表明了特质真实自我在两者之间的中介作用是有条件的。具体而言，在人际关系困扰、特质真实自我和综合幸福感这一中介效应的前半路径（人际关系困扰→特质真实自我）上，相比独生子女，非独生子女的特质真实自我表现的程度更容易受到人际关系困扰的影响。

过去已有研究证实。同伴关系的亲密程度能够影响人们的内显行为，进而会影响内在认知、情感和行为的一致性与稳定性（Montague， Cavendish， Enders， & Dietz， 2010）。相关人际关系的理论可以对该结果进行分析，马斯洛提出的人际激励理论的需要理论认为：人有五个层次的需要：生理需要、安全需要、归属和爱的需要、尊重需要、自我实现需要（刘亚平， 2016）。而归属和爱的需要得到满足时对人际交往具有促进作用。由此可以分析该调节效应产生的原因，独生子女与非独生子女的成长环境、家庭模式、亲子关系等因素，归属与爱的需要的满足程度有所不同，进而会影响到对人际关系的处理方式和态度。带来的人际方面的困扰程度也存在差异性。独生子女在家庭中会受到父母、亲人更多的关心、爱护、支持与陪伴，对人际交往的正向预测作用更强，他们自由表现自己的机会相对更多。因此存在本研究得出的结论：相比独生子女，非独生子女的特质真实自我表现的程度更容易受到人际关系困扰的影响。

4.4 本研究的启示与局限

本研究还有一些问题需要继续改进：（1）此次研究所使用的特质真实自我量表是经过汉化修订而成。后续研究可以扩大不同地域范围或被试的年龄范围进行深入探讨，并确定量表的實用性。（2）本研究采取横断研究设计，对人际关系困扰、特质真实自我与幸福感三者之间的关系尚未进行深入的探讨，未来可加入纵向追踪研究进行动态的观察，在保持真实自我的特质的前提下，为高中生改善人际关系从而提高整体的幸福感水平提供切实可行的方法。（4）当前已不仅仅局限于研究相对稳定状态下的幸福感特征，而是从动态的、可持续发展的现实远景意义出发而不断深入探索（孙俊芳， 辛自强， 包呼格吉乐图， 刘敏， 岳衡， 2021）。自我的探索受到人本身人格特质、不同环境刺激下的动机水平的影响，而它们之间错综复杂的关系还有待更深一步的研究探讨。

5 結论

（1）高中生人际关系困扰对综合幸福感有显著的负向预测作用。

（2）特质真实自我在人际关系困扰与综合幸福感之间起部分中介作用。

（3）是否为独生子女这一人口学变量调节了人际关系困扰与综合幸福感中介效应模型的前半路径。具体而言，即非独生子女的人际关系困扰对特质真实自我的作用加强。

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Abstract

In order to explore the relationship and psychological mechanism between senior high school students  intercourse vexation and multiple well-being， a questionnaire survey was used to test 544 senior high school students， and the results were found as following： （1） There was a significant negative correlation between senior high school students’ intercourse vexation and multiple well-being. （2） In the mediating effect model， intercourse vexation can affect the sense of happiness by affecting the trait real self， and the trait real self plays a part of the mediating role between the two. （3） The relationship between intercourse vexation and the trait real self is regulated by the variable that if they are the only-child. Specifically speaking， the intercourse vexation of non-only child has a stronger effect on the trait real self.

Key words： intercourse vexation; multiple well-being; trait real self; multi-group analysis; senior high school students