中庸思維方式的一般性與特殊性：基于雙因子模型的視角

黃瑩?陳艷萍?胡?婷?楊怡姍?林榮茂

摘 要 分層整群抽取2867名大學(xué)生，采用雙因子模型探討中庸思維方式量表（ZYTSC）的一般性與特殊性。結(jié)果表明，相較于局部因子，全局因子占主導(dǎo)地位，但多方思考與和諧性分別造成了23%、26%的方差變異，表明多方思考與和諧性等特殊成分的存在；中庸思維方式雙因子模型的跨性別和跨年級(jí)強(qiáng)等值性得到支持。中庸思維方式量表同時(shí)測(cè)量了中庸思維方式的共同性和特異性成分，研究對(duì)理解和正確使用中庸思維方式量表具有一定的啟示。

關(guān)鍵詞 中庸思維方式；雙因子模型；測(cè)量等值性

分類號(hào) B849

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2024.03.005

1 引言

作為中華民族傳統(tǒng)文化的核心價(jià)值，“中庸之道”是處理人際關(guān)系、構(gòu)建和諧社會(huì)的重要方式。“中庸”是中國人的思維特性，一種以全局思考，不斷自我反省、包容矛盾、調(diào)整行為，最后達(dá)到和諧的思維方式。如何準(zhǔn)確理解并有效測(cè)量“中庸”，一直是本土心理學(xué)研究的重要議題。

“中庸”本質(zhì)上是一套“元認(rèn)知”的實(shí)踐思維體系，是自我對(duì)人、事、物的感知框架，是個(gè)體在為人處世過程中，做出具體行動(dòng)的指導(dǎo)方針與行動(dòng)準(zhǔn)則（楊中芳， 2022a， 2022b; 楊中芳， 林升棟， 2012）。趙志裕（2000）指出要領(lǐng)會(huì)中庸思維的特色，需要先界定在中庸思維下的預(yù)期目標(biāo)和個(gè)人處理復(fù)雜情境的策略選擇。從人際互動(dòng)視角看，中庸思維方式涉及個(gè)體對(duì)整體信息的加工，對(duì)矛盾的容忍，以及避免極端的傾向，是個(gè)體在詳細(xì)考慮多種可能后，選擇可以顧全大局的思考模式與行為方式，具有多方思考、整合性與和諧性特征（吳佳輝，林以正， 2005）。總之，就中庸思維體系而言，個(gè)體更加注重自我在不同環(huán)境中的權(quán)宜表現(xiàn)，而非跨情境的道德衡量或評(píng)價(jià)。

聚焦于中庸思維本身的特色，吳佳輝和林以正（2005）開發(fā)了中庸思維方式量表（Zhong-Yong Thinking Style Scale， ZYTSC），為測(cè)量人際互動(dòng)中的中庸思維方式提供了可能。中庸思維方式量表包括三個(gè)因子：（1）多方思考，以“執(zhí)中有權(quán)”為基礎(chǔ)，要求個(gè)體順應(yīng)時(shí)勢(shì)，綜合思考后選擇“中庸”，是中庸思維方式的最核心成分；（2）整合性，將內(nèi)外部理解為一個(gè)整體的認(rèn)知能力；（3）和諧性，應(yīng)對(duì)相互矛盾的協(xié)調(diào)能力。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87，重測(cè)信度為0.81，各項(xiàng)目因子負(fù)荷量在0.43～0.79之間，具有良好的信效度（吳佳輝，林以正， 2005）。中庸思維方式量表自編制以來在管理學(xué)和心理學(xué)中廣泛應(yīng)用。使用該量表的研究表明，中庸思維顯著影響行為決策（魏江茹， 2019），有效緩解情緒困擾（陳佩儀等， 2021），是中國人心理健康和幸福的關(guān)鍵。

回溯已有研究，不難發(fā)現(xiàn)使用中庸思維方式量表存在兩種思路：一是強(qiáng)調(diào)各維度的特異性，傾向于進(jìn)行維度解釋（如李啟明， 陳志霞， 2016）；二是強(qiáng)調(diào)共同性，即通過加總分或潛變量建模反映整體水平（如魏華等， 2021）。不同的測(cè)量方式基于不同的前提：前者假設(shè)量表的維度特異性大于一般性，而后者則認(rèn)為共性大于特異性。但是，迄今尚未有研究對(duì)這兩個(gè)假設(shè)進(jìn)行專門檢驗(yàn)。本研究基于雙因子模型，通過檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M合度以及比較量表的特異性與一般性，為科學(xué)使用中庸思維方式量表提供新的測(cè)量學(xué)證據(jù)。

雙因子模型又稱為全局-局部因子模型。其中，全局因子在于解釋所有項(xiàng)目的共同變異；在控制了全局因子的影響后，局部因子側(cè)重于解釋部分項(xiàng)目的共同變異。相較于傳統(tǒng)測(cè)量模型，雙因子模型更為全面地估計(jì)了系統(tǒng)誤差的來源，能夠更好地說明量表編制所依據(jù)的理論模型（Heinrich et al.， 2020）。更重要的是，雙因子模型可以通過計(jì)算和比較同質(zhì)性系數(shù)（ωH）和共同變異解釋比（ECV）等特殊統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)一步檢驗(yàn)全局因子或局部因子對(duì)項(xiàng)目的影響，通過比較全局因子在共同因子變異中所占的比例，以判斷一般性的存在（即以總分解釋），或通過檢驗(yàn)局部因子的相對(duì)強(qiáng)度，以明確局部因子的特異性（Rodriguez et al.， 2016a， 2016b）。雙因子模型有助于研究者解決數(shù)據(jù)維度選擇的問題，為探討量表結(jié)構(gòu)提供了新的視角。目前，雙因子模型廣泛應(yīng)用于心理健康、臨床心理、職業(yè)心理等不同領(lǐng)域（Caspi & Moffitt， 2018; Giordano et al.， 2021; Olckers & Koekemoer， 2022）。

進(jìn)一步檢驗(yàn)中庸思維方式雙因子模型的測(cè)量等值性，為該量表在不同組織情景中的穩(wěn)定性和均值比較提供有力的支持。測(cè)量等值性是指測(cè)量工具在不同群體或時(shí)間點(diǎn)之間是否具有相等的測(cè)量特性（Schmitt & Kuljanin， 2008）。一方面，測(cè)量等值性是進(jìn)行群體均值比較的重要前提條件（Muthen & Asparouhov， 2018）。只有當(dāng)測(cè)量工具具備測(cè)量等值性，才能確保其均值差異是由真實(shí)的組間差異所致，而非測(cè)量工具本身的問題或其他誤差（Pokropek et al.， 2019）。另一方面，通過亞群組檢驗(yàn)及測(cè)量等值性檢驗(yàn)，可以確定量表的因子結(jié)構(gòu)在不同群體或時(shí)間點(diǎn)上是否保持一致（Vandenberg & Lance， 2000）。因此，檢驗(yàn)中庸思維方式雙因子模型的測(cè)量等值性，不僅可以規(guī)避測(cè)量不等值可能帶來的統(tǒng)計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，也有助于確定量表雙因子模型的穩(wěn)定性。

總之，本研究以2867名大學(xué)生為研究對(duì)象，采用雙因子模型對(duì)中庸思維方式量表的結(jié)構(gòu)進(jìn)行再檢驗(yàn)，為正確使用中庸思維方式量表和深入理解中庸思維方式提供新的證據(jù)。若雙因子模型得到支持，將進(jìn)一步考察中庸思維方式量表雙因子模型的測(cè)量等值性。此外，中庸思維方式與利他行為正相關(guān)（楊中芳， 2022a），本研究采用大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)利他行為量表為預(yù)測(cè)指標(biāo)考察中庸思維方式量表雙因子模型的增量效度。

2 方法

2.1 被試

采用分層整群取樣法，從福建省四所省屬高校中抽取3000名大學(xué)生參與調(diào)查。調(diào)查前征得被試同意，統(tǒng)一在教室內(nèi)集中施測(cè)。回收有效問卷共2867份，有效率95.6%。其中，男性1046人（36.5%），女性1821人（63.5%）；大一640人（22.3%），大二974人（34.0%），大三769人（26.8%），大四484人（16.9%）；文科842人（29.4%），理科724人（25.3%），工科632人（22.0%），醫(yī)學(xué)669人（23.3%）。被試平均年齡19.9周歲（SD=1.4，18～25周歲）。

2.2 研究工具

2.2.1 中庸思維方式量表

采用吳佳輝和林以正（2005）編制的中庸思維方式量表，用于測(cè)量受試者的中庸傾向程度，共13個(gè)項(xiàng)目，包括三個(gè)因子：多元思考（1、2、3、4）、整合性（5、6、7、8、9）與和諧性（10、11、12、13）。采用Likert 7點(diǎn)計(jì)分法，從1（“強(qiáng)烈反對(duì)”）到7（“強(qiáng)烈同意”），得分越高，表明中庸思維傾向越明顯。在本研究中，量表總的Cronbachs α系數(shù)為0.93，各維度的Cronbachs α系數(shù)為0.81～0.88。

2.2.2 大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)利他行為量表

采用鄭顯亮等（2011）編制的大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)利他行為量表，測(cè)量大學(xué)生在網(wǎng)絡(luò)中表現(xiàn)出的利他傾向性，共26個(gè)項(xiàng)目，包括網(wǎng)絡(luò)指導(dǎo)（19、11、6、26、9、10）、網(wǎng)絡(luò)支持（23、21、15、25、13、20、5、12、16）、網(wǎng)絡(luò)分享（3、2、1、7、4、8）和網(wǎng)絡(luò)提醒（22、14、24、17、18）。采用Likert4點(diǎn)計(jì)分法，從1“從不”到4“總是”。得分越高，表明個(gè)體在網(wǎng)絡(luò)上表現(xiàn)出利他行為的頻率越高。總量表的Cronbachs α系數(shù)為0.94，四個(gè)維度的Cronbachs α系數(shù)在0.80～0.88，總量表的重測(cè)信度（間隔四周）為0.86，各維度的重測(cè)信度在0.71～0.81，具有良好的信度（鄭顯亮等， 2011）。在本研究中，量表總的Cronbachs α系數(shù)為0.96，四個(gè)維度的Cronbachs α系數(shù)在0.84～0.88。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 25.0和Mplus8.2進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先，采用驗(yàn)證性因素分析（CFA）檢驗(yàn)和比較三個(gè)假設(shè)模型：（1）單因素模型M1，所有項(xiàng)目負(fù)荷于一個(gè)潛變量上；（2）三因素模型M2，項(xiàng)目依次歸屬到三個(gè)不同的潛變量，三個(gè)潛變量之間彼此相關(guān)；（3）雙因子模型M3，包括一個(gè)全局因子（13個(gè)項(xiàng)目）和三個(gè)局部因子，三個(gè)局部因子之間以及與全局因子之間彼此不相關(guān)。

在雙因子模型中，可采用ω或ωSj評(píng)估總量表或分量表的合成信度。一般認(rèn)為，ω＞0.7，多維測(cè)驗(yàn)合成總分的信度可接受，當(dāng)ωSj越高，表明分量表合成分?jǐn)?shù)的可靠性越高；采用ωH系數(shù)衡量同質(zhì)性，它反映了全局因子分?jǐn)?shù)方差占測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)方差的比例。當(dāng)ωH>0.5，合成測(cè)驗(yàn)總分有意義。若量表的同質(zhì)性高，進(jìn)一步擬合單維的平行模型，以證明計(jì)算總分的合理性（McNeish & Wolf， 2020）；ωHS指分量表殘差化信度，當(dāng)ωHS/ωSj>0.70，表明計(jì)算和報(bào)告分量表分?jǐn)?shù)合理；采用共同變異解釋比（ECV），項(xiàng)目變異解釋比（I-ECV）和未受影響的相關(guān)比例（PUC）衡量量表的單維性。當(dāng)ECV、I-ECV和PUC均大于0.85時(shí)，傾向于選擇單維模型，反之，雙因子模型更應(yīng)被考慮（顧紅磊， 溫忠麟， 2017）。

采用多組驗(yàn)證性分析檢驗(yàn)跨性別和年級(jí)的測(cè)量等值性，依次進(jìn)行模型形態(tài)等值、弱等值和強(qiáng)等值檢驗(yàn)。若強(qiáng)等值得到支持，表明測(cè)量在不同組別之間具有相同的參照點(diǎn)（Pokropek et al.， 2019）。在比較嵌套模型時(shí)，考慮χ2的變化。當(dāng)p<0.05時(shí)，表明相鄰模型間的差異達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。由于χ2易受樣本量的影響，也將CFI變化值考慮在內(nèi)。當(dāng)ΔCFI≤0.01，說明模型之間不存在明顯差異（Meade et al.， 2008）。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本次研究中共有2個(gè)因子（中庸思維方式和網(wǎng)絡(luò)利他行為）對(duì)應(yīng)39個(gè)測(cè)量項(xiàng)，將此39個(gè)測(cè)量項(xiàng)放在一個(gè)因子里進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析以檢驗(yàn)共同方法偏差。結(jié)果表明，模型擬合較差：χ2=21519.03（df=702），RMSEA=0.10，CFI=0.54，TLI=0.52，SRMR=0.16，不存在一個(gè)可以解釋大多數(shù)變異的公共因子。因此，本研究數(shù)據(jù)共同方法偏差在可接受范圍內(nèi)。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

如表1所示，大學(xué)生中庸思維方式及其各維度與網(wǎng)絡(luò)利他行為及其各維度之間兩兩呈顯著正相關(guān)（ps＜0.001）。

3.3 驗(yàn)證性因素分析

如表2所示，單因素模型未達(dá)到良好標(biāo)準(zhǔn)；相較于單因素模型和一階三因素模型，雙因子模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)均更優(yōu)，因此，接受雙因子模型。

3.4 雙因子模型評(píng)估

在雙因子模型中，各項(xiàng)目在全局因子上的因子載荷在0.57～0.86，且均高于局部因子上的因子載荷（表3），表明全局因子存在。

全局因子的ECV為0.82，表明全局因子解釋了82%的變異；平均I-ECV為0.82，表明項(xiàng)目平均82%的變異由全局因子所解釋；PUC為0.72，表明項(xiàng)目相關(guān)性主要受全局因子影響。但是，ECV，I-ECV和PUC均小于0.85，中庸思維方式量表的單維性并未完全支持。因此，采用雙因子模型，即同時(shí)考慮全局因子和局部因子，能更好地反映中庸思維方式量表的結(jié)構(gòu)。

全局因子的ω為0.95，三個(gè)局部因子的ωsj分別為0.82、0.90、0.87。總量表的ωH為0.89，表明全局因子解釋了總變異的89%。三個(gè)局部因子的ωHs分別為0.19、0.01、0.23。進(jìn)一步計(jì)算ωHs/ωsj，局部因子造成的變異分別為23%、1%、26%。進(jìn)一步擬合單因素平行模型的擬合指數(shù)：χ2=513.43（df=63），TLI=0.94，CFI=0.95，RMSE=0.12，SRMR=0.05，基本達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)要求。

由此可知，中庸思維方式量表的同質(zhì)性高，且單因素平行模型的擬合指數(shù)良好，合成量表總分有意義，但多方思考和和諧性兩個(gè)局部因子仍占一定比例的變異，也可報(bào)告多方思考及和諧性兩個(gè)特異性維度分。

3.5 潛回歸模型

基于雙因子模型建構(gòu)潛回歸模型，探討中庸思維方式對(duì)網(wǎng)絡(luò)利他行為的影響。模型擬合基本可以接受：χ2=4619.23（df=669），TLI=0.90，CFI=0.91，RMSEA=0.05，SRMR=0.05。全局因子對(duì)網(wǎng)絡(luò)利他行為及其各維度均具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（ps<0.01）。在控制全局因子后，多方思考仍正向預(yù)測(cè)網(wǎng)絡(luò)利他行為，整合性負(fù)向預(yù)測(cè)網(wǎng)絡(luò)支持、指導(dǎo)和提醒（ps<0.05）。路徑分析見表4。

3.6 測(cè)量等值性

進(jìn)一步檢驗(yàn)中庸思維方式雙因子模型的性別和年級(jí)測(cè)量等值性，為均值差異比較提供基礎(chǔ)。首先進(jìn)行性別測(cè)量等值性檢驗(yàn)。男、女生雙因子模型均達(dá)到良好擬合要求，形態(tài)等值性檢驗(yàn)結(jié)果也支持男、女生在中庸思維方式量表上具有相同的形態(tài)。依次約束因子負(fù)荷和截距相等，檢驗(yàn)性別弱等值性和強(qiáng)等值性，結(jié)果也均得到支持。同樣地，中庸思維方式雙因子模型的年級(jí)強(qiáng)等值性也得到支持（表5）。

4 討論

中庸思維方式量表是測(cè)量中庸思維方式最常用的工具之一。本研究從雙因子模型的視角，對(duì)量表的結(jié)構(gòu)和分?jǐn)?shù)解釋做進(jìn)一步檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，中庸思維方式量表是雙因子結(jié)構(gòu)，主要測(cè)量了中庸思維方式的一般性（全局因子），同時(shí)也反映了多方思考及和諧性等特異性因子（局部因子）；在解釋中庸思維方式量表分?jǐn)?shù)時(shí)，合成量表總分更有意義，解釋多方思考及和諧性的維度分也有一定的測(cè)量學(xué)依據(jù)。本研究還驗(yàn)證了中庸思維方式量表雙因子模型對(duì)網(wǎng)絡(luò)利他行為的預(yù)測(cè)效應(yīng)，支持了中庸思維方式量表雙因子模型的跨性別及年級(jí)測(cè)量等值性。本研究對(duì)科學(xué)使用中庸思維方式量表及理解中庸思維方式具有一定的啟示。

首先，研究結(jié)果表明，中庸思維方式量表雙因子模型具有更好的擬合，量表的變異主要由全局因子解釋（ωH=89%），表明盡管中庸思維方式量表包括三個(gè)維度，但它們共同反映了中庸思維方式的一般性，即一種辯證的、動(dòng)態(tài)的、全局的認(rèn)知方式，它促使個(gè)體采取靈活開放的態(tài)度應(yīng)對(duì)復(fù)雜的人際關(guān)系，避免極端情緒的產(chǎn)生，選用適度而非偏激的行為方式，避免人際沖突，充分考慮矛盾主體的不同需求，在人際互動(dòng)中達(dá)成共識(shí)（楊中芳， 2022a）。這種認(rèn)知方式能為個(gè)人創(chuàng)設(shè)良好的人際環(huán)境和心理狀態(tài)，是降低個(gè)體面臨風(fēng)險(xiǎn)的保護(hù)因素（丁倩等， 2019）。此外，中庸思維方式量表的ECV、I-ECV和PUC均小于0.85，多方思考及和諧性兩個(gè)局部因子仍解釋項(xiàng)目變異的23%和26%，表明量表仍不完全具備單維，多方思考與和諧性能夠測(cè)量中庸思維方式的不同成分。在中庸思維體系中，個(gè)體看重的是自我在不同環(huán)境中的權(quán)宜表現(xiàn)，即強(qiáng)調(diào)“權(quán)”與“和”。其中，多方思考體現(xiàn)了審時(shí)度勢(shì)的權(quán)變思想，它要求個(gè)體在矛盾時(shí)，應(yīng)避免極端，需因時(shí)而變，以謀求所處環(huán)境的動(dòng)態(tài)平衡并達(dá)到健康的狀態(tài)；而與整合性相比，和諧性更能反映不偏不倚，折中調(diào)和的處世態(tài)度。當(dāng)個(gè)體將和諧作為行動(dòng)準(zhǔn)則時(shí)，有利于獲得尊重、贊賞和社會(huì)支持，最終達(dá)到人際和諧、社會(huì)穩(wěn)固等（高志強(qiáng)， 2021; 楊中芳， 2022a）。本研究從人際關(guān)系視角，通過分析中庸思維方式的一般性與特殊性，有助于進(jìn)一步厘清中庸的本質(zhì)與特征，同時(shí)為正確報(bào)告和解釋中庸思維方式量表的總分及維度分，科學(xué)使用該量表提供了心理測(cè)量學(xué)證據(jù)（顧紅磊， 溫忠麟， 2017; Akaeze et al.， 2023）。

本研究進(jìn)一步檢驗(yàn)了中庸思維方式量表雙因子模型的增量效度和測(cè)量等值性。首先，中庸思維方式顯著正向預(yù)測(cè)網(wǎng)絡(luò)利他行為。中庸思維是實(shí)踐性的價(jià)值體系，有助于采取積極視角，主動(dòng)應(yīng)對(duì)困境并做出利他行為，以達(dá)到“致中和”的境界（楊中芳， 2022b）。不僅如此，研究結(jié)果也凸顯了中庸思維積極主動(dòng)的面向，是中國人經(jīng)過五千年的道德文化修養(yǎng)后所形成的一種思維方式。其次，在控制了全局因子后，多方思考仍正向預(yù)測(cè)網(wǎng)絡(luò)利他行為，而整合性負(fù)向預(yù)測(cè)網(wǎng)絡(luò)支持、指導(dǎo)和提醒。多方思考要求個(gè)體把握心中的尺，達(dá)到方圓兼濟(jì)，有助于個(gè)體采取積極行為以達(dá)到自我與環(huán)境的平衡（吳佳輝， 林以正， 2005）。整合性是個(gè)體思考權(quán)衡之后做出恰當(dāng)?shù)男袆?dòng)，若個(gè)體做出的支持、指導(dǎo)和提醒等網(wǎng)絡(luò)利他行為所涉及的成本較大，個(gè)體容易感受到強(qiáng)烈的道德要求和認(rèn)知沖突，進(jìn)而減少助人行為（楊中芳， 2022a）。此外，中庸思維方式量表雙因子模型的性別和年級(jí)等值性得到支持，表明了全局因子和局部因子的得分差異來自不同群體的真實(shí)水平（Pokropek et al.， 2019），中庸思維方式雙因子模型具有跨時(shí)間和群體的穩(wěn)定性（Vandenberg & Lance， 2000）。

本研究從雙因子模型的視角證實(shí)了中庸思維方式量表能夠有效測(cè)量中庸思維方式的一般性與特殊性，對(duì)科學(xué)理解中庸思維方式，正確使用中庸思維方式量表具有一定的參考價(jià)值。首先，在理論層面上，中庸思維方式量表以“意見表達(dá)”的情境敘述為依據(jù)，強(qiáng)調(diào)個(gè)人內(nèi)在思維與外在情境的調(diào)和，其本質(zhì)上要求個(gè)人在復(fù)雜動(dòng)態(tài)的社會(huì)情境中，持續(xù)地省察內(nèi)在的自我感受，關(guān)切外在的環(huán)境需求與他人感受，從而調(diào)整自己的行為表現(xiàn)，以達(dá)到平衡、和諧的狀態(tài)（吳佳輝， 林以正， 2005）。本研究通過檢驗(yàn)雙因子模型的擬合指數(shù)和測(cè)量等值性，發(fā)現(xiàn)中庸思維方式內(nèi)涵的一般性與特殊性，研究者應(yīng)從雙因子模型的視角對(duì)中庸思維加以考慮，并解析其一般性與特殊性的獨(dú)特與協(xié)同作用。

其次，在教育實(shí)踐層面，教育工作者在使用中庸思維方式量表評(píng)估中國人的中庸思維水平時(shí)，應(yīng)同時(shí)兼顧整體和各因子的得分情況，并直接比較不同性別和年級(jí)群體平均值的差異，以確定不同群組中庸思維方式的特點(diǎn)與發(fā)展水平。不僅如此，受到傳統(tǒng)文化的影響，國人骨子里就有中庸的“種子”。例如在疫情危急的情境下，國人能迅速地、自動(dòng)自發(fā)地配合政府的政策，合力控制疫情蔓延。因此，在實(shí)踐過程中，教育工作者應(yīng)不斷培養(yǎng)和提高大學(xué)生的中庸思維水平，促使其在現(xiàn)代社會(huì)中發(fā)揮出自身的價(jià)值。

本研究也存在不足：其一，僅采用網(wǎng)絡(luò)利他行為檢驗(yàn)中庸思維方式的增量效度，未來研究應(yīng)綜合考慮中庸思維方式的積極效應(yīng)，通過縱向追蹤研究和實(shí)驗(yàn)研究進(jìn)一步探討中庸思維方式對(duì)其他結(jié)果變量的影響；其二，基于橫斷設(shè)計(jì)，無法考察中庸思維方式量表雙因子模型的縱向測(cè)量等值性，未來研究可以采用中庸思維方式量表進(jìn)行多個(gè)時(shí)間點(diǎn)的縱向追蹤測(cè)量，以進(jìn)一步檢驗(yàn)其雙因子結(jié)構(gòu)的時(shí)間穩(wěn)定性；其三，雖然本研究的樣本量較大，但僅有大學(xué)生被試，這限制了研究結(jié)果的普遍性，未來研究可以考慮分層取樣，提高研究結(jié)果的推廣性。

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