楊 穎，魯小周

(安順學院教育科學學院，貴州 安順561000)

信任是人類普遍存在的一種依戀關系［1－2］，是影響個體人際關系好壞的重要因素［3］。Rotter 認為，人際信任就是指個體在人際互動過程中對所交往對象的行為、承諾或言詞之可靠性的一種概括化期望［4］，也即個體在對他人行為或意向進行積極預期的基礎上而愿意相信并敢于托付他人的一種心理狀態(tài)［5］。大學階段是大學生人際信任形成與發(fā)展的重要階段，尚未真正成熟，其人際信任水平的高低直接影響著和諧校園與社會的構建。因此，大學生人際信任問題已成為了國內(nèi)心理學界研究的熱點問題［6］。有關研究發(fā)現(xiàn)，我國大學生的人際信任水平不容樂觀，總體偏低［7－9］，而且呈逐年下降的趨勢。辛自強等人對我國1998 年至2009 年的24 233 名大學生有關人際信任的53 篇研究報告進行了元分析，其結果表明我國大學生2009 年的人際信任水平相比1998 年降低了1.19 個標準差［10］。

自我和諧是羅杰斯(C． Rogers)在其人格理論中提出的概念，是指個體自我各種知覺之間及自我內(nèi)部協(xié)調(diào)一致的心理現(xiàn)象［11］。如果個體自我知覺間存在不一致，體驗到經(jīng)驗與自我之間的矛盾與沖突，就會處于不和諧的狀態(tài)，內(nèi)心感到緊張與焦慮［12］。目前，對大學生人際信任的影響因素研究，主要集中在人口學因素、人格特征、心理健康、自尊、應對方式和社會支持等變量方面［13］，對大學生人際信任與自我和諧有何關系方面的研究較少，僅見幾篇文獻，而且研究結果存在分歧，如王曉一等人［14］、萬杰［15］、虞小雪［16］和王希平［17］的研究結果表明，大學生人際信任與自我得諧得分呈顯著負相關，而薛敏［18］和李敏等人［19］的研究結果卻表明，大學生人際信任與自我和諧得分呈顯著正相關。除此之外，在研究方法上，已有研究更多運用相關分析，而較少運用回歸分析探討兩者間的關系，運用路徑分析的研究幾乎沒有。

綜上所述，研究以貴州省大學生為研究對象，探討其人際信任與自我和諧的關系，為提高大學生人際信任水平，改善其人際關系提供參考。

一 對象與方法

(一)對象

于2014 年4 －5 月，分層抽取貴州省4 所本科院校(分省屬院校與地方院校)，以班為單位隨機抽取580 名學生參與測查，有效樣本量為554 份，有效率為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%);年齡17 －26 歲，平均年齡(21.55 ±1.60)歲。

(二)工具

1．人際信任量表(Interpersonal Trust Scale)［20］:該量表由Rotter 編制，測查受試者對他人承諾或(書面與口頭)陳述與行為之可靠性的估計，其內(nèi)容多涉及各種不同處境下對不同社會角色的人際信任，由特殊信任(對親人與同伴等有直接關系者的信任)與普遍信任(對無直接關系者的信任)兩維度構成，共25 個項目。采用5 級評分(1 =完全不同意，5 =完全同意)，得分越高，表明人際信賴程度越高，反之越低。該量表具有較好的信效度［20］。研究中全量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.73。

2． 自我和諧量表 (the Self Consistency and Congruence Scale，SCCS)［20］:該量表由王登峰根據(jù)Rogers 的理論編制的，由自我與經(jīng)驗的不和諧、自我的靈活性與自我的刻板性三個分量表構成，共35 個項目。采用5 級評分(1 =完全不符合，5 =完全符合)。自我的靈活性量表為反向記分，再與另外兩量表的得分相加，得分越高，表明其自我和諧程度越低，反之越高。各分量表具有較高的同質(zhì)性信度［12］。研究中全量表Cronbach α 為0.81。

3． 統(tǒng)計方法 采用SPSS 22.0 和AMOS 22.0 對數(shù)據(jù)進行分析。統(tǒng)計方法為描述統(tǒng)計、多元方差分析、相關分析、回歸分析與路徑分析。以P ＜0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。

二 結果與分析

(一)不同自我和諧程度組大學生人際信任的比較

首先，根據(jù)自我和諧總分把大學生分為低分組(74 分以下)、中間組(75 － 102 分)與高分組(103 分以上)［20］，然后，以自我和諧的三個組別為組間變量，進行多元方差分析(MANOVA)。結果顯示(見表1)，三組大學生除在人際信任的普遍信任維度上的得分差異不具有統(tǒng)計學意義外(P ＞0.05)，在人際信任的特殊信任維度及總量表上的得分差異均具有統(tǒng)計學意義(P ＜0.01)。事后兩兩比較發(fā)現(xiàn)，低分組的得分分別高于中間組與高分組，中間組與高分組的得分差異不具有統(tǒng)計學意義。

表1 不同自我和諧程度大學生的人際信任得分的比較(x ± s)

(二)大學生人際信任與自我和諧的關系

1． 大學生人際信任與自我和諧的相關分析

Pearson 相關分析顯示(見表2)，除人際信任的特殊信任維度得分與自我和諧總分及自我與經(jīng)驗不和諧維度得分的相關不具有統(tǒng)計學意義外(P ＞0.05)，大學生人際信任總分及普遍信任維度得分與自我和諧總分及自我與經(jīng)驗不和諧、自我的靈活性與自我刻板性維度得分的相關均具有統(tǒng)計學意義(P ＜0.05)。

表2 大學生人際信任與自我和諧得分的相關性(r)

2． 大學生人際信任與自我和諧的回歸分析

以自我和諧各維度得分為自變量，以人際信任各維度得分為因變量，進行多元逐步回歸分析。結果顯示，自我和諧的自我靈活性和自我刻板性維度得分對特殊信任得分具有正向預測作用(β 值分別為0.23，0.11，P ＜0.05)，自我靈活性與自我與經(jīng)驗不和諧維度得分與普遍信任得分具有負向預測作用(β 值分別為0.35，－0.32，P ＜0.001)。

3． 大學生人際信任與自我和諧的路徑分析

在回歸分析的基礎上，對大學生人際信任與自我和諧的關系進行結構建模分析。結果顯示，模型的各項擬合指數(shù)良好(刪除不顯著的路徑)，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，自我和諧三維度到人際信任兩維度的路徑系數(shù)均有統(tǒng)計學意義(P ＜0.05)。見圖1。

圖1 人際信任與自我和諧的關系模型圖

三 討 論

研究方差分析發(fā)現(xiàn)，不同自我和諧程度大學生在人際信任總分及特殊信任維度上的得分差異具有統(tǒng)計學意義，自我和諧低分組的人際信任得分高于中間組與高分組，表明大學生的人際信任度隨著自我和諧程度的提高而有所增強。研究相關分析發(fā)現(xiàn)，大學生人際信任總分與自我和諧總分及各因子得分呈顯著負相關，這同王曉一等人［14－17］的研究結果具有一致性，表明大學生人際信任與自我和諧有著較為密切的關系。研究回歸分析與結構方程建模分析均發(fā)現(xiàn)，大學生自我和諧的自我與經(jīng)驗不和諧和自我靈活性維度對人際信任的普遍信任具有負向預測作用，自我靈活性與自我刻板性維度對人際信任的特殊信任維度具有正向預測作用，表明大學生的自我和諧能很好地預測其人際信任。此結果不僅為大學生人際關系與自我和諧具有一定關系的結論提供佐證，更進一步觸及了自我和諧各維度對人際信任各維度的作用機制與影響權重，讓我們對兩者的關系有了更深入的認識。

大學生自和與經(jīng)驗不和諧主要反映的是現(xiàn)實自我與理想自我的不協(xié)調(diào)，兩者不協(xié)調(diào)的程度越大，對自己的能力與情感的認識就會出現(xiàn)較大偏差，同時會引起焦慮與緊張等負面情緒的體驗，這樣的狀態(tài)極易在人際交往過程中采用自我防御的方式去解決人際矛盾與沖突［16］，從而使人際關系更為緊張，對他人產(chǎn)生不信任感，尤其是對自己了解與接觸甚少的無直接關系者會更為不信任，即自我和經(jīng)驗不和諧的程度越高，可能導致其普遍信任度就會更低。自我靈活性高的個體在自我與經(jīng)驗出現(xiàn)不一致時，一般會具體問題具體分析，較為靈活地區(qū)別對待。一方面，在同自己熟悉且有直接關系者交往時，通常會反思自己的行為，善于換位思考，這直接有助于人際交往的良性互動，增進對他人的信任，進而提升其特殊信任度;另一方面在同自己不太熟悉且和無直接關系者交往時，自我靈活性高的個體，一般不會對他人盲目信任，會審慎對待自己的交往行為，對他人的信任持保留態(tài)度。因此，自我靈活度高的個體有著較高特殊信任度的同時也可能有著較低的普遍信任度。自我刻板性的人一般較有主見，很難輕易改變，不管在何種情況下，可能更容易信賴同自己經(jīng)常打交道且有直接關系的人，因此，自我刻板性高的人其特殊信任度可能也較高。

綜上所述，大學生的自我和諧會影響其人際信任水平，促進大學生的自我和諧可能是提高其人際信任水平的有效途徑之一。相關部門可采取適宜的干預措施使大學生客觀地認識自我，接納自我，形成對經(jīng)驗的合理期望，促進其自我與經(jīng)驗相和諧，提高自我靈活性，適度降低刻板性，增強其人際信任水平，改善其人際關系。

［1］BAUMGARTNER T，HEINRICHS M，VONLANTHEN A，ET AL ． Oxytocin shapes the neural circuitry of trust and trust adaptation in humans ［J］． Neuron ，2008，58(4):639 –650．

［2］ZAK P J． Trust:a temporary human attachment facilitated by oxytocin ［J］． Behav Brain Sci ，2005，28 (3):368－369．

［3］楊曉莉，李一茗，鄒弘． 兒童、青少年人際信任的研究述評［J］． 寧波大學學報:教育科學版，2008，30(5):47 －51．

［4］ROTTER J B ． Generalized expectancies for interpersonal trust． American Psychologist，1971，26 (5)，443 －452．

［5］張寧，張雨青，吳坎坎． 信任的心理和神經(jīng)生理機制［J］． 心理科學，2011 (5):1137 －1143．

［6］王希平． 大學生自我和諧、人際信任與主觀幸福感的關系研究［J］． 學術探討，2011 (2):204 －205．

［7］井維華，張慶強． 青少年學生的人際信任度與家庭因素的相關研究［J］． 心理學探新，2006，25 (2):61－64．

［8］王青． 大學生人際信任現(xiàn)狀及教育對策［J］． 國家教育行政學院學報，2011 (8):83 －87．

［9］馮媛媛，池麗萍． 大學生自尊、人際信任與生活滿意度的關系［J］． 心理研究，2013 (6):81 －85．

［10］辛自強，周正． 大學生人際信任變遷的橫斷歷史研究［J］． 心理科學進展2012，20 (3)，344 –353．

［11］ROGERS C R． A theory of therapy，personality and interpersonal relationship as developed in the client－centered framework［M］． New York:McCraw Hill，1959:184 －256．

［12］王登峰． 自我和諧量表的編制［J］． 中國心理衛(wèi)生雜志，1994，2 (1):19 －22．

［13］杜月秀． 人際信任研究綜述［J］． 中小企業(yè)管理與科技(上旬刊)，2013 (6):169 －170．

［14］王曉一，李薇，楊美榮． 大學生人際信任與自我和諧的相關研究［J］． 中國健康心理學雜志，2008，16 (6):646 －647．

［15］萬杰． 大學生人際信任、自我和諧與自我表露的關系研究［D］． 南昌:江西師范大學，2009:1 －58．

［16］虞小雪． 大學生自我和諧、心理控制感、社會支持與人際信任的關系研究［D］． 武漢:湖北大學，2010:1 －43．

［17］王希平． 大學生自我和諧、人際信任與主觀幸福感的關系研究［D］． 石家莊:河北大學，2011:1 －63．

［18］薛敏． 碩士研究生的自我和諧與人際信任、應對方式的關系研究［D］． 成都:四川師范大學，2011:1－64．

［19］李明，何雪娟，尚文晶，等． 承德市高校大學生人際信任、自我和諧與交往焦慮的相關研究［J］． 承德石油高等?？茖W校學報，2011，13 (1):85 －87．

［20］ 汪向東，王希林，馬弘． 心理衛(wèi)生評定量表手冊［M］． 北京:中國心理衛(wèi)生雜志:增訂版，1999:314－317．