生活目標、社會支持與大學生人際關系研究*
——基于預測效應和調節效應

皮華英，徐希錚

（湖南警察學院，湖南長沙 410138）

生活目標、社會支持與大學生人際關系研究*
——基于預測效應和調節效應

皮華英，徐希錚

（湖南警察學院，湖南長沙 410138）

采用問卷調查法，對某高校275名大學生的生活目標、社會支持和人際關系進行了調查，通過對獲得數據的統計分析發現：內部目標能夠改善大學生人際關系；外部目標阻礙大學生良好人際關系的建立；社會支持促進大學生人際關系發展；良好的社會支持能夠減弱外部目標對大學生人際關系的阻礙作用。研究結果表明：建立正確生活目標導向機制，從家長、同學、教師等多主體協同的角度建立一個良好的社會支持系統，可以有效預防和解決大學生人際關系危機。

生活目標；社會支持；人際關系；預測效應；調節效應

人際關系是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［1］。大學生的人際關系表現為大學生在學習、生活、工作中發生的人與人之間的心理關系，對其日常學習生活、身心健康、全面發展有重要的影響作用。因此，探討大學生人際關系的影響因素及其機制對制定人際關系危機干預策略，發展大學生心理健康水平具有重要意義。

自我決定理論提出了生活目標的概念，并區分了六種目標類型，分別是：成長目標、社會貢獻目標、關系目標、財富目標、名聲目標、外表目標。前三者被稱為內部目標，后三者被稱為外部目標。自我決定理論認為，個體擁有的不同生活目標能夠對其行為活動的結果產生不同的影響。該理論進一步指出，內部目標由于能夠滿足個體的基本心理需要，故會對個體積極心理和行為產生促進作用，而外部目標則會對個體積極心理和行為有阻礙作用［2］。以往研究以個體的幸福感、心理健康、學業成就等因素為因變量做了大量實證研究，發現，內部目標顯著促進上述積極心理和行為，而外部目標則起阻礙作用［3］。研究者把上述現象稱為“目標內容效應”［4］。本研究根據上述理論和實證研究結論提出假設1：生活目標能夠影響大學生人際關系，即，內部目標顯著正向預測大學生人際關系；外部目標顯著負向預測大學生人際關系。

社會支持是指個體所感受到的來自其所在的社會網絡成員的關心、尊重和重視的一種行為或信息，它不僅可以緩沖生活壓力的消極影響，還可以促進個體的社會適應和身心健康［5］。社會支持對個體心理和行為的積極影響已見于諸多心理學及社會學領域的研究中。有研究發現，社會支持水平與良好的生活滿意度有著明顯的正相關，而與孤獨、抑郁、焦慮等消極情緒和心理狀態存在明顯負相關。研究還發現，通過提供社會支持，入學適應不良新生的心身癥狀可以得到顯著改善。林銳初等人以1102名大學生為被試，發現社會支持在人格特征和心理健康水平之間起調節作用［6］；涂陽軍，郭永玉的研究也發現，社會支持在生活事件對負性情緒的影響中起到調節作用［7］。綜合上述研究可知，社會支持是個體某些良好心理和行為的重要促進因素，也是阻礙某些不良心理和行為產生的保護因素。因此，本研究提出假設2：社會支持顯著正向預測人際關系；社會支持在生活目標對人際關系的影響過程中起調節作用。

一 研究方法與過程

（一）研究對象

首先，采用整群抽樣法從湖南3所高校抽取大一、大二、大三學生共360名進行問卷修訂。再次，從同樣學校抽取另一批學生303名正式施測，最終收集有效問卷279份，有效回收率92%。其中男生135名，女生144名，大一學生93名，大二學生90名，大三學生96名。平均年齡20.3歲。

（二）研究工具

1.人際關系的測量

采用鄭日昌等人編制的人際關系綜合診斷量表。該量表共28道題，每道題作是或否回答，回答“是”記1分，回答“否”記0分，分數越高，說明其受到人際關系行為困擾越嚴重［8］。量表有四個維度，分別是人際交談困擾、人際交友困擾、待人接物困擾、與異性交往困擾。大量研究顯示該量表有較好的信、效度。本研究中的各分量表內部一致性信度分別為：0.81，0.78，0.83，0.76，總量表信度為0.84。

2.生活目標的測量

根據研究需要對kaseer和Ryan編制的生活愿望量表（Aspiration Index，AI）進行改編修訂［9］。原量表包含7個目標類別，每個目標類別包含5個問題。本研究參照以往研究，選取除身體健康這一目標外的6個生活目標進行研究。內部目標得分為成長目標、社會貢獻目標、關系目標得分平均數；外部目標得分為財富目標、名聲目標、外表目標得分平均數。改編修訂后，采用5點計分，最終形成包含24個項目的量表。對修訂后量表的結構效度進行檢驗，模型擬合指數為：CMNI／DF＝2.27、GFI＝0.95、TLI＝0.94、CFI＝0.96、RMSEA＝0.06，各項指數擬合良好；分量表內部一致性信度為：0.62－0.76，總量表內部一致性信度為0.77。各項信度指數均達到測量學標準，說明該量表信度和結構效度良好。

3.社會支持評定

采用肖水源于1986年編制的社會支持評定量表，該量表共有10個條目，包括客觀支持、主觀支持和對社會支持的利用度三個維度［10］?？陀^支持是指客觀的、可見的或實際的支持，包括物質上的直接支援，社會網絡、團體關系的存在和參與等。主觀支持是指個體在社會中受尊重、被支持、被理解的情感體驗。對社會支持的利用度是指個體對社會支持利用的差異程度。量表計分方法：第1－4，8－10條：每條只選一項，選擇1，2，3，4項分別計1，2，3，4分。第5條分A，B，C，D四項計總分，每項從無到全力支持分別計1－4分。第6、7條如回答“無任何來源”則計0分，回答“下列來源”者，有幾個來源就計幾分。該量表在許多社會心理學的研究中被廣泛應用，具有良好的信效度。

（三）數據處理與統計分析

對收集的自變量數據采用SPSS11.5，AMOS7.0統計軟件進行內部一致性信度和驗證性因素分析以檢驗量表的信度和結構效度；采用皮爾遜級差相關、層級回歸等統計方法檢驗各變量間的關系。

（四）研究過程

首先，用整群抽樣法從湖南省3所高校選取360大學生志愿者實施問卷測量以修訂選取的量表；再次，再從這3所大學選取另外303名志愿者被試正式施測，施測地點、時間和場所均按照標準化測量要求實施；最后，將問卷結果輸入SPSS11.5系統進行統計分析，最終得出結果。

二 研究結果分析

（一）共同方法偏差檢驗

由于本研究自變量與因變量均采用同一被試對態度問卷作答的方法收集，所以研究在程序和統計兩個方面控制可能出現的共同方法效應［11］。研究在程序上采取了平衡題目順序、匿名測量的方式控制系統誤差。在統計控制上，用驗證性因素分析的方法，在原模型中加入共同方法因子檢驗共同方法效應。結果顯示：加入共同方法因子后，模型的各項擬合指數并未出現明顯的改善（九因素模型：CMNI／DF＝2.63，GFI＝0.91，TLI＝0.86，CFI＝0.92，RMSEA＝0.055；十因素模型：CMNI／DF＝2.53，GFI＝0.91，TLI＝0.88，CFI＝0.91，RMSEA＝0.054），這表明本研究中的各變量之間并未出現共同方法偏差效應。

（二）各變量之間的相關分析

采用皮爾遜相關積差相關對上述變量及其各維度進行相關分析，相關系數、平均數及標準差見表1。

表1 生活目標、社會支持和人際關系各維度相關及平均數、標準差

由表1的相關分析可知，內部目標、外部目標和社會支持與人際關系都顯著相關。因此，有必要采用層級回歸分析方法進一步檢驗各自變量對人際關系的預測作用。

（三）生活目標對大學生人際關系的預測作用

由相關分析可知，內部目標、外部目標與大學生人際關系都存在顯著相關（r＝－0.24，r＝0.21，ps＜0.01）。因此，進一步采用層級回歸的統計方法對各變量進行分析，結果見表2。

表2 內部目標、外部目標對大學生人際關系的預測

由表2可知，年級和性別的主效應不顯著；內部目標顯著負向預測人際關系得分，即內部目標顯著正向預測大學生人際關系（p＜0.01），解釋的方差變異量增加了17%，；外部目標顯著正向預測大學生人際關系得分，即外部目標顯著負向預測大學生人際關系（p＜0.01），解釋的方差變異量增加了12%。研究結果證實了假設1。

（四）社會支持對大學生人際關系的預測作用

由相關分析發現，社會支持的主觀支持、對社會支持的利用度維度都與人際關系相關顯著（r＝－0.26，r＝－0.16，ps＜0.01）。進一步采用層級回歸分析以上維度對人際關系的預測作用，結果見表3。

表3 社會支持、主觀支持、對社會支持的利用度維度對人際關系的預測

由表3可知，年級和性別的主效應不顯著；社會支持的主觀支持維度和對社會支持的利用度維度顯著負向預測人際關系得分，即社會支持的這兩個維度顯著正向預測大學生人際關系（p＜0.01），解釋的方差變異量分別增加了11%和9%。研究結果部分證實了假設2。

（五）社會支持在大學生生活目標影響人際關系過程中的調節作用

根據本研究提出的假設，將數據中心化，采用層級回歸的方法進一步檢驗社會支持在生活目標影響人際關系中的調節作用。結果見表4。

表4 社會支持在生活目標預測人際關系中的調節作用層級回歸分析

由表4可知，社會支持中的主觀支持維度在內外部目標預測大學生人際關系的過程中起到了調節作用。假設2得到驗證。進一步將主觀支持得分前27%作為高分組，后27%作為低分組進行簡單斜率檢驗。結果如圖1、2所示。

圖1 主觀支持在內部目標預測人際關系中的調節作用

圖2 主觀支持在外部目標預測人際關系中的調節作用

由圖1可知，對于低主觀支持的大學生，內部目標對人際關系有顯著正向預測作用（simple regression slope＝0.34，p＜0.01）；對于高主觀支持的大學生，內部目標對人際關系的預測不顯著（simple regression slope＝0.06，p＞0.05）。由圖2可知，對于低主觀支持的大學生，外部目標對人際關系有顯著負向預測作用（simple regression slope＝0.31，p＜0.01）；對于高主觀支持的大學生，外部目標對人際關系的預測不顯著（simple regression slope＝0.05，p＞0.05）。假設2得到驗證。

三 討論

（一）生活目標對大學生人際關系的預測

自從Kasser和Ryan于1993年用實證的方法研究了不同目標內容對美國人幸福感的影響后，許多研究者分別從心理健康、體育鍛煉、學業成就等領域探討了生活目標對這些結果變量的不同影響。研究已一致發現內部目標對個體積極心理和行為的促進作用及外部目標的阻礙作用。本研究進一步將該發現擴展到大學生人際關系領域，即追求內部目標的大學生可以促進其與他人建立良好的人際關系，避免人際關系危機；而追求財富、名聲等目標會使個人更容易陷入人際關系危機。該發現也驗證了自我決定理論關于目標內容對個人心理和行為影響的論述。Deci和Ryan指出，個體在生活中賦予財富和金錢更多的權重后，就容易把他人或與他人的交往行為作為一種手段，進而導致各種人際關系問題和心理健康問題［12］。而那些能夠滿足個體基本心理需要的目標，如社會貢獻、友誼等則會促進個體積極發展，這也包括促進良好人際關系的建立這一積極行為結果。

（二）社會支持在生活目標影響大學生人際關系中的調節作用

與以往研究一致，本研究發現社會支持能夠促進大學生良好人際關系的建立［13］。此外，本研究通過社會支持中主觀支持維度的調節作用分析還發現，社會支持中的主觀支持能夠作為個體陷入人際關系危機的有效保護因素。具體來說，在高社會支持（主觀支持）的情況下，個體即使具有高的外部目標，也會獲得較好的人際關系，避免出現人際關系危機；但在低社會支持（主觀支持）的情況下，外部目標的個體則更容易出現人際關系危機。該發現也與以往關于社會支持作為一種積極心理變量在個體健康發展中的促進作用相一致［14］。

本研究的結論給大學生人際關系危機干預工作提供了有益啟示。首先，在大學生人際關系危機干預活動中，學校要建立正確的生活目標導向機制，把學生個人成長、集體貢獻、友誼關系等方面的表現納入評價標準中，促進大學生樹立正確的生活目標；另外，生活目標在一定程度上能夠反映個體的個人價值觀，是個人價值觀在具體層面的表現。所以要引導大學生樹立正確的價值觀，平衡好財富、名氣以及外表等外部目標和個人成長、集體貢獻等內部目標的關系，從而提高大學生的人際關系水平。其次，社會支持作為預防大學生產生人際關系危機的有益因素應得到心理教育工作者的足夠重視。在制定大學生人際關系危機干預的具體措施中，應加強利用大學生人際交往中涉及到的父母、同學、教師等資源，從不同層面給予存在人際交往危機的大學生以社會支持，尤其是從內心理解、接受、肯定和鼓勵該類學生的積極行為；客觀公正地看待他們存在的問題。最后，在實施大學生人際關系危機干預的過程中，社會支持應采取他們可以接受的方式給予，要尊重學生、理解學生，最終使其有效利用這種社會支持。

四 結論

上述研究結果系統驗證了目標內容、社會支持這兩個因素對大學生人際關系的影響。具體表現為：內部目標顯著正向預測大學生人際關系；外部目標顯著負向預測大學生人際關系；社會支持的主觀支持和對社會支持的利用度維度顯著正向預測大學生人際關系；社會支持的主觀支持維度在生活目標對大學生人際關系的影響中起調節作用，即，在低主觀支持的情況下，內部目標對人際關系有顯著預測作用；在高主觀支持的情況下，內部目標對人際關系的預測不顯著；在低主觀支持的情況下，外部目標的個體顯著負向預測大學生人際關系；在高主觀支持的情況下，外部目標對人際關系預測不顯著。

［1］張偉.試論大學生的人際關系問題［J］.衛生職業教育，2005，（5）.

［2］［12］Deci E L，Ryan R M.The“What”and“Why”of goal pursuits：Human needs and the self－determination of behavior［J］. Psychological Inquiry，2000，（4）.

［3］Sheldon K M，Ryan R M，Deci E L，et al.The independent effects of goal contents andmotives on well－being：It’sboth whatyou pursue and why you pursue it［J］.Personality and Social Psychology Bulletin，2004，（12）.

［4］胡小勇，郭永玉.目標內容效應及其心理機制［J］.心理科學進展，2008，（5）.

［5］譚雪晴.貧困大學生社會支持及人際信任對孤獨感的影響［J］.中國公共衛生，2008，（9）.

［6］林初銳，李永鑫，胡瑜.社會支持的調節作用研究［J］.心理科學，2004，（5）.

［7］涂陽軍，郭永玉.生活事件對負性情緒的影響：社會支持的調節效應與應對方式的中介效應［J］.中國臨床心理學雜志，2011，（5）.

［8］鄭日昌.大學生心理診斷［M］.濟南：山東教育出版社，1999.

［9］Kasser T，Ryan RM.A dark side of the American dream：Correlates of finical success as a central life aspiration［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1993，（2）.

［10］肖水源.《社會支持評定量表》的理論基礎與研究應用［J］.臨床精神醫學雜志，1994，（2）.

［11］周浩，龍立榮.共同方法偏差的統計檢驗與控制方法［J］.心理科學進展，2004，（6）.

［13］張翔，樊富珉.大學生人際沖突行為及其與心理健康的關系［J］.心理與行為研究，2004，（1）.

［14］李偉，陶沙.大學生的壓力感與抑郁、焦慮的關系：社會支持的作用［J］.中國臨床心理學雜志，2003，（2）.

（責任編校：簡子）

The Relationship among College Students’Life Goals，Social Supports and Interpersonal Relations

PIHuaying，XU Xizheng
（Hunan Police Academy，Changsha Hunan 410138，China）

The study using questionnaires investigates 275 college students’life goal，social Supports and interpersonal relations. Through the data analyzing，we find out：intrinsic goal，social supports could enhance the quality of college students’interpersonal relations and extrinsic goal hinders the establishment of good interpersonal relations；high quality social supports could reduce the detrimental effect of extrinsic goal on college students’interpersonal relations.The result shows that in the practice of coping with college students’interpersonal relation crisis，we should find inner life goal channelmechanism.Seeking themethod from the union system of parents，classmates and teachers could solve their interpersonal relation crisis effectively.

life goals；social supports；interpersonal relation；forecasting effect；moderating effect

G525.5

A

1008－4681（2014）06－0126－04

2014－06－02

湖南省教育科學“十二五”規劃課題“積極心理學角度的大學生心理危機干預研究”，編號：XJK011BXL005。

皮華英（1968－），女，湖南長沙人，湖南警察學院教授。研究方向：心理健康教育。徐希錚（1981－），男，山東臨沂人，湖南警察學院講師。研究方向：心理健康教育。