1. 引言
爱情观作为人生观的重要组成部分，对个人有重要的影响，尤其是对成年人或者恋爱中的人，时刻影响着他们的恋爱行为，而大学时代作为爱情观形成的关键时期，不时会有媒体爆出大学生的爱情观存在这样那样的问题。这也可能与研究的角度有关，有一些是简单的调查显示，约36%学生接受很少或者没有接受过有关恋爱方面的教育；有35.7%的男生面临异地相处难以沟通的困难；有15%左右同学不知道如何拒绝他人；当爱上一个异性时，有9%的学生不知应该怎么办；有11%同学认为现实中不存在真实爱情(陈晓怡，2018)；也有部分是从心理学角度进行的量化研究，发现在爱情态度与爱情满意度的相关上，相同恋爱态度的情侣其满意度高于不同恋爱态度的情侣(王新园，2015)；还有人研究结果显示大学生同伴依恋与爱情观存在紧密关系，性别在同伴依恋总分对爱情观的影响中起调节作用(杨光金&陈朝阳，2015)，从这一结果我们也可以看依恋与爱情观之间存在着比较密切的关系，从逻辑上讲，主要受早期抚养关系影响的成人依恋，应该也会对爱情观具有重要影响，再者之前有部分学者的研究结果在一定程度上证明了这一点，发现大学生自我效能感及成人依恋对大学生爱情态度具有部分预测作用，大学生自我效能感在成人依恋的依恋焦虑维度与大学生爱情态度的浪漫维度之间起部分中介作用(刘晓明&曾天德，2015)。
从日常经验我们可以知道人际信任是形成良好人际关系的基础，而恋爱关系作为亲密关系的一种，自然离不开信任，研究结果表明人际信任与人际关系之间存在显著正相关(李敏&戈兆娇，2017)，人际信任与人际困扰之间存在显著负相关(许学华等，2016)。对于成人依恋与人际信任的研究则相对比较多，二者之间存在显著的相关(王磊等，2011；许学华等，2016)。综上可知成人依恋、人际信任、爱情观之间存在密切相关，根据变量的稳定性以及形成时间，并假设人际信任在成人依恋与爱情观之间具有中介作用。
2. 被试与研究方法
2.1. 被试
本研究采用方便取样的方法，从华南师范大学、华南理工大学两所学校随机抽取849人进行问卷发放。其中，男生407人，女生442人；大一年级544人，大二年级305人。
2.2. 研究工具
2.2.1. 爱情观问卷
采用陈紫君编制的《90后女大学生爱情观问卷》 (陈紫君，2016)和黄莹映编制的《90后男大学生爱情观问卷》 (黄莹映，2016)，两者全部为词汇问卷，全部采用的是李科特5点计分，“1”表示非常不符合，“5”表示非常符合。其中前者包括四个维度：相知、冲突、相守、浪漫。在本研究中，该问卷的克隆巴赫系数为0.887。后者包括三个维度：相知、相爱、相守，本研究中，该问卷的克隆巴赫系数为0.866。
2.2.2. 成人依恋量表
采用吴薇莉修订的成人依恋等级量表(Adult Attachment Scale，简称AAS) (吴薇莉等，2004)，该量表共18个条目，分为三个分量表，分别是亲近、依赖和焦虑，亲近和依赖组成亲近依赖符合唯独，计分方法为李科特5点计分，“1”表示“完全不符合”。“5”表示“完全符合”，在本研究中，该量表亲近依赖分量表的克隆巴赫系数为0.772，焦虑分量表的克隆巴赫系数为0.655.
2.2.3. 人际信任量表
采用汪向东、希林等人翻译的人际信任量表(Interpersonal Trust Scale, ITS) (汪向东，1999)，该量表共有25个项目，分方法为李科特5点计分，“1”表示“完全同意”，“5”表示“完全同意”，以总分高低代表信任水平，分数越高表示人际信任水平越高。在本研究中，该量表的克隆巴赫系数为0.622.
2.3. 数据处理
采用SPSS22.0软件以及precess软件包对数据进行统计分析。中介检验本研究则是根据温忠麟(2014)等人提出的最新的中介检验五步法进行(温忠麟&叶宝娟，2014)，但是无论第二步结果如何，都会进行第三步的偏差校正的百分位Bootstrap方法进行中介效应检验，让结果更加可信。
3. 研究结果
3.1. 共同方法偏差的检验
本研究采用Harman单因子检验法分别对男女生问卷的变量进行共同方法偏差的检验(周浩&龙立荣，2004)，结果显示：在旋转后，男女生分别得到7个、8个特征值大于1的因子，并且第一个主因子解释的变异量分别为：19.49%、13.22%，都远小于40%的临界标准，由此可知，本研究不存在共同方法偏差效应。
3.2. 描述性统计和相关分析
从表1中可以看出，对于男生而言，爱情观与人际信任不相关，与成人依恋以及亲近依赖维度显著正相关，与焦虑维度显著负相关；人际信任与成人依恋不相关，与亲近依赖维度显著负相关，与焦虑维度显著正相关；亲近依赖维度与焦虑维度显著正相关。
从表2中可以看出，对于女生而言，爱情观与成人依恋不相关，与亲近依赖显著正相关，与人际信任和焦虑维度显著负相关；人际信任与成人依恋不相关，与亲近依赖维度显著负相关，与焦虑维度显著负相关；亲近依赖纬度和焦虑维度显著正相关。
Table 1. Different variables correlation analysis of male students’
表1. 男生不同变量间的相关关系分析
注：*表示p < 0.05, **表示p < 0.01, ***表示p < 0. 001，下同。
Table 2. Different variables correlation analysis of female students’
表2. 女生不同变量间的相关关系分析
3.3. 中介效应与调节效应分析
Table 3. The relationship between closeness and love view of female: the mediating effect of interpersonal trust
表3. 亲近依赖和女生爱情观的关系：人际信任的中介效应
方程1结果显示亲近依赖维度对爱情观的正向预测作用显著(β = 0.243, t = 5.244, P < 0.001)；方程2结果显示亲近依赖维度对人际信任的负向预测作用显著(β = −0.251, t = −5.414, P < 0.001)；方程3结果显示人际信任对爱情观的负向预测作用显著(β = −0.122, t = −2.266, P < 0.01)。Boootstrap的检验结果也显示中介效应显著(LLCI = 0.1761 > 0, ULCI = 1.6251 > 0)，所以，对于女生而言，人际信任在亲密依赖维度与爱情观之间具有中介作用，且中介效应占总效应的比率为12.60% (见表3、图1)。
Figure 1. The model diagram of the relationship between closeness and love view of female
图1. 亲近依赖和女生爱情观的中介关系模式图
Table 4. The relation between anxiety and love view of female: the mediating effect of interpersonal trust
表4. 焦虑和女生爱情观的关系：人际信任的中介效
方程1结果显示焦虑维度对爱情观的负向预测作用显著(β = −0.314，t = −6.964, P < 0.001)；方程2结果显示焦虑维度对人际信任的正向预测作用显著(β = 0.274, t = 5.970, P < 0.001)；方程3结果显示人际信任对爱情观的负向预测作用显著(β = −0.096, t=−2.046, P < 0.05)。Boootstrap的检验结果也显示中介效应显著(LLCI = −0.9732 < 0, ULCI = −0.0216 < 0)，所以，对于女生而言，人际信任在焦虑维度与爱情观之间具有中介作用，且中介效应占总效应的比率为25.13% (见表4、图2)。
Figure 2. The model diagram of the relationship between anxiety and love view of female
图2. 焦虑和女生爱情观的中介关系模式图
Table 5. The relationship between closeness and love view of male: the mediating effect of interpersonal trust
表5. 亲近依赖和男生爱情观的关系：人际信任的中介效应
方程1结果显示亲近依赖维度对爱情观的正向预测作用显著(β = 0.241, t = 5.555, P < 0.001)；方程2结果显示亲近依赖维度对人际信任的负向预测作用显著(β = −0.266，t = −5.548, P < 0.001)，方程3结果显示人际信任对爱情观的预测作用不显著(β = −0.036, t = −0.795, P > 0.05)。Boootstrap的检验结果显示中介效应不显著(LLCI = −0.8600 < 0, ULCI = 2.1455 > 0)，所以，对于男生而言，人际信任在亲密依赖维度与爱情观之间不具有中介作用(见表5、图3)。
Figure 3. The model diagram of the relationship between closeness and love view of male
图3. 亲近依赖和男生爱情观的中介关系模式图
Table 6. The relation between anxiety and love view of male: the mediating effect of interpersonal trust
表6. 焦虑和男生爱情观的关系：人际信任的中介效应
方程1结果显示焦虑维度对爱情观预测作用不显著(β = −0.112, t = −2.502, P > 0.05)；方程2结果显示焦虑维度对人际信任的正向预测作用显著(β = −0.227, t = −4.668, P < 0.001)；方程3结果显示人际信任对爱情观的预测作用不显著(β = −0.070, t = −1.543, P > 0.05)。Boootstrap的检验结果也显示中介效应不显著(LLCI = −1.4250 < 0, ULCI = 0.1764 > 0)，所以，对于男生而言，人际信任在焦虑维度与爱情观之间不具有中介作用(见表6、图4)。
Figure 4. The model diagram of the relationship between anxiety and love view of male
图4. 焦虑和女生爱情观的中介关系模式图
以上的中介效应分析结果过可以看出，对于女生而言，人际信任在亲近依赖维度 、焦虑维度与爱情观之间起中介作用，而对于男生而言，人际信任则不存在中介作用，由此可以得出得到;性别在爱情观、亲近依赖维度和焦虑维度、人际信任的中介模型中，具有调节作用，并通过对比发现，调节的为路径的后半段，模式图见图5。
Figure 5. The model diagram of Moderated Mediation Model
图5. 有调节的中介模式图
4. 讨论
总体而言，亲近依赖与人际信任和爱情观之间是正向相关，焦虑与人际信任和爱情观之间是负向相关，这也与之前的部分研究相一致(杨玉如，2016)。
对于女生而言，人际信任在亲近依赖维度、焦虑维度与爱情观之间具有中介作用，也就是说，亲近依赖维度、焦虑维度不仅可以直接影响爱情观，还可以通过人际信任间接影响爱情观，但是对于男生而言，人际信任则不具有中介作用，亲近依赖维度、焦虑维度只是直接影响爱情观，这也一定程度上证实了有些学者直接将人际信任、成人依恋作为爱情观的一个维度的想法的可行性(Yela, 1996；鄢静，2004)。通过分析我们发现，造成人际信任在男大学生中介效应不显著的原因是：人际信任与爱情观之间不存在线性相关。可见，性别的调节作用，是作用于后半段。原因可能是许多男大学生的爱情观念中并未将人际信任看的过重，也有可能是大一、大二的男生相对女生不算成熟，对爱情的认识不那么深刻。
从现实角度来讲，提醒家长在儿时抚养孩子时，应该多亲近孩子，无论男女，也无论孩子是否厌烦，应该尽可能的满足孩子的合理需求，提供一个安全的成长环境；再者，应该有针对性的引导男大学生，应该负责人的对待恋爱关系，应该在相互信任的基础上建立恋爱关系，否则，终究是会走向分离。
5. 不足与展望
本研究存在一定的不足之处，主要有两方面，一是测验群体仅局限于大一、大二两个年级，结论的推广有较大的局限性；二是地域受限，仅限于广州地区的高校，要想进一步推广结论，还要扩大调查地范围。
6. 结论
1) 对女大学生而言，人际信任在成人依恋与爱情观之间具有中介作用，对男生而言，人际信任在成人依恋与爱情观之间不具有中介作用。
2) 性别对人际信任的中介作用具有调节作用。
基金项目
教育部人文社会科学重点研究基地重大项目资助，编号：17JJD190001。
NOTES
*通讯作者。