董軍 付淑英 王洋 李璺宇 楊紹峰 齊春輝

摘要采用自我控制問卷、價值取向滑塊測驗、人際反應(yīng)指針量表和人際信任量表，對江蘇地區(qū)的271名在校大學(xué)生進行了問卷調(diào)查，檢驗了大學(xué)生的自我控制能力、價值取向、認知共情與人際信任之間的關(guān)系。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，自我控制、價值取向、認知共情和人際信任之間均存在顯著的正相關(guān)；自我控制、價值取向和認知共情均可正向預(yù)測人際信任；價值取向和認知共情在自我控制和人際信任間起多重中介作用。研究結(jié)果初步揭示了大學(xué)生群體中自我控制能力、價值取向、認知共情和人際信任之間的動態(tài)關(guān)系。

關(guān)鍵詞 自我控制，價值取向，認知共情，人際信任。

1引言

人際信任（interpersonal trust）是指個體基于對匿名他人行為和意圖的善意預(yù)期，自愿將社會資源交由對方處置的一種心理意愿（Mayer，Davis，&Schoorman;，1995）。作為一種社會信號機制，人際信任往往能夠促進經(jīng)濟的高速增長（Zak&Knack;，2001），提升政府管理與治理的穩(wěn)定性（Knack，2000）、增強個體自身的生活滿意度（Helliwell，Huang，&Wang;，2014）。鑒于人際信任對個體幸福和社會發(fā)展的積極作用，不同領(lǐng)域的研究者都開始探究人際信任的產(chǎn)生機制及其影響因素（Bellucci，Chernyak，Goodyear，Eickhoff，&Krueger;，2017；Thielmann&Hilbig;，2015；張蔚，張振，高宇，段華平，吳興南，2016）。

依據(jù)人際信任的定義和大多數(shù)研究者的共同理解（Mayer et al，1995；Thielmann&Hilbig;，2015），信任存在著遭受欺騙和背叛的風(fēng)險與不確定性，因為決策者無法控制對方的行為。自我控制指人們自主性地調(diào)控自身不合理的想法、情感及行動，并使其與個人價值和社會期望相一致的能力（李瓊，黃希庭，2012）。高自我控制能力的個體往往具有更高的學(xué)業(yè)成績、較少的暴飲暴食與酒精濫用，更良好的人際關(guān)系與社交技巧（Tangney，Baumeister，&Boone;，2004）。一些研究發(fā)現(xiàn)，信任依賴于自我控制，個體所具備的自我控制能力可以削弱他人的疑慮與風(fēng)險，使其獲得更多的信任（Righetti&Finkenauer;，2011）。新近的研究進一步證實，自我控制能通過幫助人們克服回避信任所固有的社會風(fēng)險性，進而易化或調(diào)節(jié)人際信任水平（Ainsworth，Baumeister，Ariely，&Vohs;，2014）。Ainsworth等（2014）發(fā)現(xiàn)，自我損耗狀態(tài)導(dǎo)致了更低的投資金額（更少的信任），而且這種效應(yīng)在神經(jīng)質(zhì)個體身上更為明顯，進而證明了自我控制能夠易化人際信任的觀點。因此，自我控制能夠顯著正性預(yù)測人際信任水平。

雖然有些研究初步檢驗了自我控制在人際信任產(chǎn)生中的促進作用，但其具體作用機制尚不清晰，相關(guān)選題的理論探討與實證研究仍比較匱乏。信任的雙加工理論（Murray et al，2011）認為，人際信任包含沖動成分和沉思成分兩種彼此拮抗的認知過程，前者反映了自主加工，往往與情緒和情感有關(guān)；而后者則反映了深思熟慮的思索，往往與內(nèi)在動機、觀點采擇、風(fēng)險評價、他人能力與可靠性的信念有關(guān)。人際信任情境往往牽涉多人互動，是一種相互依賴情境，而價值取向（value orientation）指個體在相依情境中對自己和他人收益分配的特定偏好，反映了個體對他人利益的關(guān)注程度，直接影響著個體的社會認知與行為決策（張振，張帆，黃亮，袁博，王益文，2014）。他人關(guān)注程度可能是自我控制促進人際信任的原因之一。有研究表明，特質(zhì)自我控制水平越高，個體越關(guān)注他人的幸福（Balliet&Joireman;，2010），具有越高的親社會傾向（Balliet，Li&Joireman;，2011），而高水平的親社會性則會促進人際信任的提升（Derks，Lee，&Krabbendam;，2014；Derks，van Scheppingen，Lee，&Krabbendam;，2015）。因此，價值取向可能在自我控制與人際信任之間發(fā)揮中介作用。

作為相依情境中人際互動所必須的另一種良性的心理品質(zhì)，認知共情是指個體從他人視角想象或推測他人觀點與態(tài)度的心理過程，能夠幫助決策者更準確的預(yù)測互動同伴的意圖，并從對方的角度感知信任情境的利益相依性（崔芳，南云，羅躍嘉，2008）。認知共情可能是自我控制提升人際信任的另一重要原因。有研究表明，自我控制越高的個體具有更強的認知共情能力（Tangney et al，2004），而且個體的認知共情越高，越善于從他人角度看待問題，往往具有更高的信任水平（Fett etal，2014）。同時，已有研究表明，個體的價值取向能夠預(yù)測其共情能力（Declerck&Bogaert;，2008），且價值取向能夠調(diào)節(jié)心理推理與信任行為之間的關(guān)系（Derks et al，2015）。因此，本研究還擬引入認知共情，深入探查價值取向和認知共情在自我控制與大學(xué)生人際信任之間的中介作用及其相互關(guān)系。

綜上所述，本研究擬探討自我控制對大學(xué)生人際信任的影響及其內(nèi)部作用機制，綜合考慮自我控制、價值取向、認知共情和人際信任的動態(tài)關(guān)系。本研究預(yù)期價值取向和認知共情在自我控制對人際信任的影響中起多重中介作用?；谏鲜隼碚摲治雠c以往的研究結(jié)果，本研究提出如下假設(shè)：（1）自我控制通過價值取向影響人際信任；（2）自我控制通過認知共情影響人際信任；（3）自我控制通過價值取向一認知共情中介鏈影響人際信任。

2研究方法

2.1被試

采用便利取樣的方法，通過班級現(xiàn)場測試方式對江蘇某高校的在校大學(xué)生進行了調(diào)查。共發(fā)放問卷300份，回收有效問卷271份，回收率為90.33%。被試年齡范圍為17-21歲（平均年齡18.54歲），女性被試159名，占58.67%。

2.2研究工具

2.2.1自我控制量表

采用譚樹華和郭永玉（2008）修訂的中文版自我控制問卷。該問卷共有19個項目，包括沖動控制、健康習(xí)慣、抵御誘惑、專注工作和節(jié)制娛樂五個因子。問卷采用李克特五點計分方式，從“1”完全不符合依次過渡到“5”完全符合，本研究中總量表的內(nèi)部一致性信度為0.78。

2.2.2人際反應(yīng)指標量表

選用張鳳鳳等人（張鳳鳳，董毅，汪凱，詹志禹，謝倫芳，2010）修訂的中文版人際反應(yīng)指針量表（interpersonal reactivity cndex-C）。該量表包括22個項目，分為觀點采擇（perspective taking，PT）、想象力、共情關(guān)注與個人悲傷四個因子，前兩者可合并為認知共情，后兩者可合并為情感共情。問卷采用李克特五點計分方式，從“1”完全不符合依次過渡到“5”完全符合，反向題則相反計分。本研究中總量表的內(nèi)部一致性信度為0.70。

2.2.3價值取向滑塊測驗

選用張振等人（張振，張帆，原勝，郭豐波，王益文，2015）修訂的中文版價值取向滑塊測驗（theslider measure）。紙筆測驗包括6個項目，每個項目有9個選項。決策者依據(jù)自己的喜好選擇相應(yīng)的選項，據(jù)此可以計算個體的價值取向角度，角度越大表明其親社會性越強。滑塊測驗具有良好的心理統(tǒng)計學(xué)指標，間隔一周的重測信度為0.92（張振等，2015）。

2.2.4信任量表

采用由Evans和Revelle（2008）編制的信任傾向問卷（thepropensity to trustsurvey），共21個項目，如“相信人們都是道德的”。該問卷采用的是6點計分方法，從“1”完全不合適逐漸過渡到“6”完全合適。本研究中總量表的內(nèi)部一致性信度為0.75。

2.3數(shù)據(jù)處理

使用SPSS19.0進行數(shù)據(jù)管理和分析。鑒于偏差矯正的百分位Bootstrap方法比傳統(tǒng)的Sobel檢驗效力更好（方杰，張敏強，2012），因此本研究采用該方法通過抽取5000個Bootstrap樣本估計中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間，同時采用Hayes（2012）編制的SPSS宏程序PROCESS對價值取向和認知共情的中介效應(yīng)進行差異顯著性檢驗。

3數(shù)據(jù)分析結(jié)果

3.1共同方法偏差的控制與檢驗

鑒于本研究中所有變量數(shù)據(jù)均由同一個體自評報告的，共同方法偏差效應(yīng)易于產(chǎn)生。為了消除同源偏差對數(shù)據(jù)結(jié)果的影響，本研究在問卷施測過程中采用匿名填寫、平衡問卷順序等方式來進行程序控制。另外，依據(jù)周浩和龍立榮（2004）的建議，采用Harman單因素檢驗方法對所有問卷項目進行未旋轉(zhuǎn)的因子分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)第一個主成分解釋的變異為12.68%，未占總變異解釋量（65.09%）的一半，表明所測量變量之間不存在共同方法偏差效應(yīng)。

3.2描述性統(tǒng)計結(jié)果和變量間的相關(guān)

表1給出了主要變量的均值、標準差和相關(guān)系數(shù)。相關(guān)分析結(jié)果表明，自我控制與價值取向、認知共情和人際信任均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.1 3，p<0.05；r=0.20，p<0.01；r=0.32，p<0.001）；價值取向與認知共情和人際信任存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.20，p<0.01；r=0.21，p<0.001）；認知共情與人際信任有顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.38，p<0.001）。

3.3變量間的中介模型分析

將性別和年齡作為控制量，對全部變量進行中介模型分析。各變量間關(guān)系的回歸分析表明，自我控制能夠顯著正向預(yù)測被試的價值取向（β=0.13，p=0.021）；自我控制和價值取向均能顯著正向預(yù)測認知共情（β=0.18，p=0.002；β=0.15，p=0.011）。當自我控制、認知共情和價值取向同時預(yù)測人際信任時，自我控制、價值取向和認知共情均能顯著預(yù)測人際信任（β=0.24，p<0.00l；β=0.12，p=0.033；β=0.30，p<0.001）（見表2）?？紤]到自我控制對人際信任的直接影響仍然顯著，價值取向和認知共情在自我控制與人際信任之間起部分中介作用。

自我控制影響人際信任的三條間接途徑對應(yīng)的間接效應(yīng)及其差異的顯著性檢驗結(jié)果見表3。價值取向和認知共情的總間接效應(yīng)（0.078，占總效應(yīng)的24.49%）的Bootstrap 95%置信區(qū)間不含0值，表明兩個中介變量在自我控制和人際信任之間存在顯著的中介效應(yīng)。該中介效應(yīng)包含三條途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)：第一條途徑為自我控制一價值取向一人際信任，其間接效應(yīng)值為0.017，置信區(qū)間不包含0值，表明價值取向在自我控制和人際信任之間存在顯著的間接作用；第二條途徑為自我控制一價值取向一認知共情一人際信任，其間接效應(yīng)值為0.006，置信區(qū)間不包含0值，這表明該途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)顯著；第三條途徑為自我控制一認知共情一人際信任，其效應(yīng)值為0.055，置信區(qū)間不包含0值，這表明該途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)顯著（見圖1）。

對不同途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)進行兩兩比較的差異顯著性檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，比較3（間接效應(yīng)2和間接效應(yīng)3之間的差異）的Bootstrap 95%置信區(qū)間不含0值，這表明間接效應(yīng)3顯著高于間接效應(yīng)2。比較1（間接效應(yīng)1和間接效應(yīng)2之間的差異）和比較2（間接效應(yīng)1和間接效應(yīng)3之間的差異）的Bootstrap 95%置信區(qū)間含0值，表明間接效應(yīng)1與間接效應(yīng)2或間接效應(yīng)3之間不存在顯著差異。

4討論

本研究探究了價值取向和認知共情在自我控制和人際信任間的中介作用及其相互關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，自我控制能力可以顯著預(yù)測個體的人際信任水平，這與現(xiàn)有研究結(jié)果相一致（Osgood&Muraven;，2015）。換言之，自我控制能力是孕育人際信任的重要因素，良好的自我控制能力能夠有效促進人際信任傾向性的產(chǎn)生。同時，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制性別和年齡的影響后，價值取向和認知共情在自我控制與人際信任的關(guān)系中起多重中介作用。這種中介作用是通過三條間接途徑實現(xiàn)的：首先，通過價值取向的獨立作用實現(xiàn)；其次，通過認知共情的獨立作用實現(xiàn)；最后，通過價值取向和認知共情的共同作用實現(xiàn)。

4.1自我控制與人際信任的關(guān)系：價值取向的中介作用

當前研究的多重中介效應(yīng)檢驗表明，自我控制能夠單獨通過價值取向?qū)θ穗H信任產(chǎn)生間接影響，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為5.29%。即，較高的特質(zhì)自我控制能夠促進大學(xué)生的價值取向，增強其關(guān)注他人的傾向性，進而提升其對他人的信任水平。價值取向是個體對相依情境中互動雙方利益分配的偏好，在一定程度上反映了個體對他人利益的關(guān)注程度，往往被視為相依情境中影響個體行為決策的重要因素（張振等，2014）。自我控制能力較高的個體往往也更傾向于關(guān)注他人的利益與幸福（Balliet&Joireman;，2010），更在意雙方合作所產(chǎn)生的長遠利益或社會意義，進而表現(xiàn)出更高的親社會傾向和信任水平。有研究發(fā)現(xiàn)，自我控制能夠顯著預(yù)測個體的寬恕行為、公平等親社會行為，且價值取向可以調(diào)節(jié)兩者的關(guān)系（Balliet&Joireman;，2010；Evans，Dillon，Goldin，&Krueger;，2011）。當前研究結(jié)果與此相一致，表明價值取向在自我控制與人際信任間起著不完全中介作用。

4.2自我控制與人際信任的關(guān)系：認知共情的中介作用

當前研究的多重中介效應(yīng)檢驗表明，自我控制能夠單獨通過認知共情對人際信任產(chǎn)生間接影響，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為17.17%。即，較高的特質(zhì)自我控制能夠促進大學(xué)生的認知共情能力，進而對其人際信任產(chǎn)生促進作用。從他人觀點看待事物的能力（即認知共情）已經(jīng)被認為是社會認知系統(tǒng)的一種核心加工過程，是個體具有良好日常社會功能的重要決定因素（Fett et al，2014）。自我控制能力較高的個體往往也更傾向于采用理性的觀點看待問題，更善于從他人角度理解問題，進而表現(xiàn)出更高的信任水平。雙加工理論認為認知共情能夠通過建立自我控制與認知控制系統(tǒng)的關(guān)系而促進個體信任行為，其中認知共情主要源自于個體對自身和他人的長遠利益的追求（Evans，2008）。在日常生活中，人們都希望正確理解并獲知他人的意圖與想法，因此高特質(zhì)自我控制的大學(xué)生往往具有更高的認知共情，更善于從他人角度看待問題，以期獲得更有利于雙方的共贏結(jié)果，最終也會提升自身的人際信任水平。有研究發(fā)現(xiàn)，自我控制能夠顯著預(yù)測攻擊行為等反社會傾向性，且共情能夠調(diào)節(jié)兩者的關(guān)系（Sheehan&Lau-Barraco;，2016）。當前研究結(jié)果與此相一致，表明認知共情在自我控制與人際信任之間起著不完全中介作用。

4.3自我控制與人際信任的關(guān)系：價值取向一認知共情的鏈式中介作用

當前研究的多重中介效應(yīng)檢驗表明，自我控制可以通過增強個體對他人利益的關(guān)注程度，進而提升其對他人想法的理解與把握，最終提高其整體的人際信任水平，鏈式中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為2.02%。即，大學(xué)生個體的特質(zhì)自我控制能力越強，價值取向越高，往往更善于理解與把握互動同伴的想法與感受，進而對其人際信任水平產(chǎn)生促進作用。如前所述，高特質(zhì)自我控制的個體往往更在意互動同伴的利益，更愿意實現(xiàn)雙方協(xié)作共贏的目標，而這些對人際協(xié)作共贏的追求也會增強其對互動同伴意圖與想法的理解，促使其更準確地理解他人的意圖與想法，諸如對方是否會選擇互惠，如何看待自身的信任水平等，最終提升個體的人際信任水平。有研究者強調(diào)自我控制往往要與利他關(guān)注等親社會傾向發(fā)生關(guān)系才能促進人際信任行為（Balliet et al，2011；Evans etal，2011）。且有研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)價值取向能夠通過認知共情來影響個體的人際信任（Derks et al，2015）。當前研究結(jié)果與此相一致，表明價值取向和認知共情在自我控制對人際信任水平的影響中具有鏈式中介作用。

5結(jié)論

本研究得出以下結(jié)論：（1）自我控制、價值取向、認知共情和人際信任彼此之間存在顯著的正相關(guān)；（2）自我控制、價值取向、認知共情均對人際信任有顯著的正向預(yù)測作用；（3）價值取向和認知共情在自我控制和人際信任間起多重中介作用。