1. 引言
孤独感是由于社会拒绝或心理隔离产生的消极体验，对所有健康状况都有中等至较大的影响，例如更差的身心健康状况、更高的自杀倾向(Park et al., 2020)，其已成为一个长期存在且急需解决的公共卫生问题(O’Rourke, 2024)。自尊作为个体形成的整体性评价在内化问题的发生和维持中起着至关重要的作用(Ngo et al., 2020)，被证明是孤独感的重要预测因子(Vanhalst et al., 2013)。因此，本研究从自尊的角度入手，探究自尊与孤独感的关系，以寻求缓解个体孤独感的新视角与新策略。
自尊是指个体对自己作为一个人的价值的主观评价。自尊通过自我评价的方式进行评估，双过程理论认为，人的信息加工过程不仅有受控制的、外显的过程，也有自动化的、内隐的过程(Jordan et al., 2007)。以此为标准，自尊可以分为外显自尊(Explicit Self-Esteem, ESE)和内隐自尊(Implicit Self-Esteem, ISE)。内隐自尊被定义为相对自动的、无意识的自我评价，引导对自我相关刺激的自发反应(Greenwald & Banaji, 1995)。已有研究表明，外显自尊与内隐自尊虽然存在一定程度的相关关系，但是探索性因素分析结果显示，二者是不同的构念(Greenwald & Farnham, 2000)。由于内隐自尊和外显自尊相对独立，且反映了不同的加工方式，因此可能会导致不对称的发展变化过程，从而产生自尊差异。基于此，现有文献中确定了两种形式的自尊差异：第一种是高外显自尊与低内隐自尊的差异，即脆弱型自尊；第二种是低外显自尊与高内隐自尊的差异，即受损型自尊(Schröder‐Abé et al., 2007)。自尊差异的存在是不适应的，与一致性自尊相比，差异自尊与痛苦的内部紧张和不愉快的经历相关(Cockerham et al., 2009)，对心理健康有害。
孤独感与自尊在理论上和实证研究中均紧密相关。孤独感是一种主观上的不愉快感觉，源于个体感知到的期望的社会关系与实际的社会关系之间的差异(Hawkley, 2022)，广泛的研究表明，孤独个体在信息处理阶段存在负性认知偏差，其中一个重要表现即为消极的自我评价(Spithoven et al., 2017)。因此，不论是内隐自尊还是外显自尊，二者作为自我评价过程都应与孤独密切相关。但是，由于内隐自尊与外显自尊的分离性，二者对孤独感的作用也应是分离的。在实证研究层面，已有研究通过量表测验的方法多次证明了外显自尊与孤独感的负相关关系(Ayhan & Beyazit, 2021; Bierman et al., 2024; Moksnes et al., 2022)。而内隐自尊与孤独感的关系在已有研究中还存在不一致的观点：有研究证明了二者具有负相关关系(Creemers et al., 2013)，但也有证据表明相关关系不显著(Hu et al., 2013)。自尊差异已被证明与抑郁、焦虑等心理问题有关(Cvencek et al., 2020)，但其与孤独感的关系尚无定论。
综上所述，自尊与孤独感的关系紧密，需要进行更全面的探讨。根据已有理论描述与实证研究，本研究假设：1) 外显自尊与内隐自尊均与孤独感呈负相关关系；2) 内隐自尊和外显自尊对孤独感水平的预测作用是相对独立的；3) 自尊差异与孤独感有关。
2. 实验方法
2.1. 被试
所有被试在知情同意后自愿参加研究。本研究共招募在校大学生191人参加实验，所有被试的视力或矫正视力均处于正常水平，没有色盲色弱，没有精神病史，右利手。其中10名被试由于数据不合格被剔除，最终保留被试181人(男性19人)。被试年龄在18到25岁之间，平均年龄20.44岁(SD = 1.55)。
2.2. 实验流程
被试进入实验室后被主试告知基本注意事项与实验流程，先填写问卷，后进行计算机化的内隐联想测验。
2.3. 测量方式
2.3.1. 孤独感
本研究采用中文版UCLA简版孤独问卷(R-ULS-8, Xu et al., 2018)测量被试的孤独感水平。该量表包括8个项目(例如“缺少别人陪伴”)，采用4点评分(从不、很少、有时、一直)。分数越高，则孤独感水平越高。本次实验中此量表的Cronbach’s α系数为0.789。
2.3.2. 外显自尊
本研究采用中文版Rosenberg自尊量表(RSES) (马宏，汪向东，王希林，1999)测量被试的自尊水平。该量表包括10个项目(例如“我觉得我有很多优点”)，采用4点评分(完全不同意、不同意、同意、完全同意)。分数越高，则外显自尊水平越高。本次实验中此量表的Cronbach’s α系数为0.912。
2.3.3. 内隐自尊
本研究采用内隐联想测验(Implicit Association Test, IAT) (Greenwald et al., 2003)评估被试的内隐自尊水平。IAT范式是一个词汇分类任务，被试通过按键将一系列刺激词分为“自我相关的”(如我的、本人)、“他人相关的”(如他们、别的)、“积极的”(如聪明、漂亮)和“消极的”(如烦恼、怯懦)四类，其中自我词与他人词为代词，积极词与消极词为形容词。实验包含两个条件，一是自我–积极条件，即“自我相关的”和“积极的”两类词使用相同的按键分类，另一个按键对“他人相关的”和“消极的”做出反应；二是自我–消极条件，即“自我相关的”和“消极的”使用相同的按键分类，另一个按键对“他人相关的”和“积极的”做出反应。每个条件包括三个练习阶段和一个数据收集阶段：第一阶段对代词进行分类(如自我按F键、他人按J键)，共20次练习；第二阶段对形容词进行分类(如积极按F键、消极按J键)，共20次练习；第三阶段对第一阶段和第二阶段已经练习过的所有词汇分类，包括20次练习。第四阶段是数据收集阶段，该阶段要求与第三阶段相同，共40个试次。该范式通过更改前两个阶段的按键匹配改变实验条件。本研究用D分数作为衡量内隐自尊水平的指标：D分数由自我–消极条件下正确反映的平均反应时减去自我–积极条件下正确反映的平均反应时的差值除以所有正确反应时间的标准差得到。D分数越高，则内隐自尊水平越高。被试在完成一种条件任务后短暂休息，避免疲劳效应。所有的词语都以完全随机的顺序出现。按键分配以及自我积极和自我消极组别的顺序经过平衡处理。流程示意图如图1所示。本次实验所用范式由E-Prime 2.0编程，并由计算机呈现。
Figure 1. Flowchart of the implicit association test task
图1. 内隐联想测验任务流程图
2.4. 数据分析
首先，对所有变量进行相关分析。由于被试性别比例失调，因此控制了性别变量进行偏相关分析。其次，为研究孤独感与自尊之间的关系，以孤独感为因变量，内隐自尊、外显自尊及二者的交互项为因变量进行了一系列分层多元回归分析。为了消除性别比例对实验结果的影响，模型一纳入性别变量，模型二纳入内隐自尊和外显自尊，模型三纳入内隐自尊与外显自尊的交互作用。最后，为研究孤独感与自尊差异之间的关系，以孤独感为因变量，自尊差异水平、自尊差异方向及二者的交互项为因变量进行了一系列分层多元回归分析。差异水平反映为内隐自尊和外显自尊标准化Z分数的差值绝对值。差异类型由虚拟变量定义，0代表脆弱型自尊(n = 83)，1代表受损型自尊(n = 98)。分层多元回归分析中，模型一纳入性别变量，模型二纳入差异水平与差异方向，模型三纳入差异水平与差异方向的交互作用。所有用于回归分析的连续数据均进行了中心化处理以避免共线性问题。
3. 实验结果
3.1. 各变量之间的相关关系
显示了所有变量之间的相互关系。孤独感与外显自尊(r = −0.361, p < 0.01)、内隐自尊(r = −0.212, p < 0.01)均有显著的负相关关系。孤独感与自尊差异水平(r = 0.191, p < 0.01)、自尊差异方向(r = 0.175, p < 0.05)均有显著的正相关关系。外显自尊与内隐自尊没有显著的相关关系。
Table 1. Descriptive statistics of each variable and the correlations among variables
表1. 各变量的描述统计与变量之间的相关关系
|
M ± SD |
孤独 |
外显自尊 |
内隐自尊 |
差异方向 |
差异水平 |
孤独 |
17.54 ± 3.50 |
1 |
|
|
|
|
外显自尊 |
30.68 ± 4.69 |
−0.361** |
1 |
|
|
|
内隐自尊 |
0.58 ± 0.43 |
−0.212** |
−0.019 |
1 |
|
|
差异方向 |
- |
0.175* |
−0.526** |
0.572** |
1 |
|
差异水平 |
- |
0.191** |
−0.081 |
−0.219** |
−0.093 |
1 |
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01。
3.2. 内隐自尊与外显自尊的回归与交互作用
外显自尊、内隐自尊及其交互项与孤独感的回归结果如表2所示。外显自尊对孤独感起负向预测作用(β = −0.365, p < 0.01)，内隐自尊对孤独感起负向预测作用(β = −0.22, p < 0.01)。二者的交互项无法显著预测孤独感(β = −0.083, p = 0.228)。
Table 2. Hierarchical multiple regression analysis: the interaction between explicit self-esteem, implicit self-esteem and loneliness
表2. 分层多元回归分析：外显自尊、内隐自尊与孤独感之间的相互作用
模型 |
变量 |
B |
SE |
β |
t |
R2 |
ΔR2 |
1 |
|
|
|
|
|
−0.006 |
0 |
|
性别 |
0.017 |
0.85 |
0.001 |
0.02 |
|
|
2 |
|
|
|
|
|
0.164 |
0.178 |
|
外显自尊 |
−0.272 |
0.051 |
−0.365 |
−5.354** |
|
|
|
内隐自尊 |
−1.809 |
0.562 |
−0.22 |
−3.218** |
|
|
3 |
|
|
|
|
|
0.166 |
0.007 |
|
外显自尊 * 内隐自尊 |
−0.127 |
0.105 |
−0.083 |
−1.209 |
|
|
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01。
3.3. 差异水平和差异方向的回归与交互作用
自尊差异水平、自尊差异方向及其交互项与孤独感的回归结果如表3所示。差异水平对孤独感起正向预测作用(β = 0.194, p < 0.01)，自尊差异对孤独感起负向预测作用(β = 0.211, p < 0.01)。二者的交互项无法显著预测孤独感(β = −0.055, p = 0.592)。
Table 3. Hierarchical multiple regression analysis: the interaction between difference level, direction of difference and loneliness
表3. 分层多元回归分析：差异水平、差异方向与孤独感之间的相互作用
模型 |
变量 |
B |
SE |
β |
t |
R2 |
ΔR2 |
1 |
|
|
|
|
|
−0.006 |
0 |
|
性别 |
0.017 |
0.85 |
0.001 |
0.02 |
|
|
2 |
|
|
|
|
|
0.058 |
0.074 |
|
差异水平 |
1.361 |
0.509 |
0.194 |
2.674** |
|
|
|
差异方向 |
0.803 |
0.279 |
0.211 |
2.876** |
|
|
3 |
|
|
|
|
|
0.054 |
0.002 |
|
差异水平 * 差异方向 |
−0.299 |
0.558 |
−0.055 |
−0.537 |
|
|
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01。
4. 讨论
本研究着重探讨了自尊与孤独感的关系，并且以自尊分离的角度进行了全面的分析。研究结果支持了本研究的假设：在控制性别变量后，外显自尊与内隐自尊负向预测个体的孤独感水平，而且外显自尊与内隐自尊独立产生预测作用；自尊差异的差异水平和差异方向也均与孤独感有关。
分析结果显示，内隐自尊与外显自尊是不相关的，二者对孤独感的负向预测作用均存在且不存在交互作用。首先，内隐自尊与外显自尊对孤独感的影响不存在交互作用这一结果支持了自尊的双结构模型(Greenwald & Banaji, 1995)，该模型认为，外显自尊和内隐自尊是相对独立的构念，故二者对孤独感的影响也是独立产生的。其次，二者对孤独感具有负向预测作用。根据自我验证理论，低自尊个体为了验证消极的自我认知，更倾向于接受来自合作伙伴的负面反馈(Talaifar & Swann, 2017)，这会导致社交关系的破裂进而产生孤独。社会计量理论的观点认为自尊是一个衡量个体在关系网络中感知到何种态度的内部监视器(Leary & Baumeister, 2000)，低自尊个体会对社会排斥更敏感，更不容易被他人接受，因此加剧孤独感。
自尊差异对孤独感的影响是显著的。本研究以差异水平和差异方向两个维度来界定自尊差异，这是检验自尊差异问题的适当标志(Briñol et al., 2006)。具体来讲，第一，差异方向与差异水平的交互作用不显著，即二者对孤独感的预测作用是独立的，无论个体处于何种自尊差异状态，只要自尊差异存在，就更容易引发孤独。自尊差异是一种源于个体内部对自我观念整合失效的消极心理结果，会导致个体对社会威胁的过度警惕，放大对拒绝暗示的警惕性(Korzeniowska et al., 2025)，进而加剧孤独(Cacioppo & Hawkley, 2009)。第二，差异水平可以显著正向预测孤独感，即个体外显自尊与内隐自尊之间的差异水平越大，其孤独感水平越高。第三，对差异方向的分析结果显示，受损型自尊的个体比脆弱型自尊的个体更容易感到孤独。已有研究表明，受损型自尊是内化问题发生和发展的重要脆弱性标志(Creemers et al., 2013)。受损自尊型的个体具有更高的内隐自尊水平和更低的外显自尊，外显自尊所反映的是个体在现实中感知到的实际社会关系，而内隐自尊所反映的则是个体期望获得的社会关系。因此，具有受损型自尊的个体实际获得的社会关系无法满足自己的期望，这之间的差异加剧了孤独体验(Creemers et al., 2012)。
本研究存在一些局限性。第一，本研究的研究对象是大学生，需纳入更多不同年龄阶段和不同经济社会地位的被试以验证研究结果的普遍性；第二，被试性别比例失衡，尽管在数据分析阶段对性别变量进行了控制，但仍需在后续实验中平衡被试性别比例；第三，本研究结论基于横向数据分析结果得出，存在方向性结论的局限，后续研究可通过收集纵向数据或进行实验室操纵，得出更稳健的因果性结论。同时，应从理论出发，测量并控制人格特质、依恋类型等易混淆变量，优化结论。
5. 结论
外显自尊与内隐自尊均与孤独感有显著负相关关系，且独立地影响孤独感水平。自尊差异与孤独感有关，差异水平越大，孤独越强烈，且相较于脆弱型自尊，受损型自尊更容易产生孤独感。