自立人格与心身症状：特质-应激-症状相符中介模型的检验，本文主要内容关键词为：症状论文,心身论文,自立论文,特质论文,人格论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
分类号 B848
1 前言
1.1 自立人格与心身症状
自立人格(self-supporting personality)是指个体在自己解决所遇到的基本生存与发展问题中形成的包括个人与人际两个方面的独立性、主动性、责任性、灵活性和开放性等特质的一种综合性的人格因素(夏凌翔，黄希庭，2006a，2008)。其包括10种特质，这10种特质相对独立，可以从理论上划分为人际自立和个人自立两个方面。其中人际自立包含人际独立、人际主动、人际责任、人际灵活和人际开放5种特质；个人自立包括个人独立、个人主动、个人责任、个人灵活和个人开放5种特质。
自立人格是我国传统文化所重视的积极人格品质(夏凌翔，黄希庭，2006b)，并被视为健全人格的重要内容(黄希庭，郑涌，李宏翰，2006；黄希庭，夏凌翔，2004)、心理健康的保护性人格因素(夏凌翔，2010)。据此可以假设：自立人格是心身症状的保护性人格因素，可以在一定程度上影响个体是否表现出心身症状。前期调查(夏凌翔，2010)初步支持了该假设，因为这些调查发现：大学生(n=908)自立人格的绝大多数维度都与症状自评量表(Symptom Check List 90，SCL-90)所测量的9种心身症状存在显著的负相关，一些自立人格特质可以显著地负向预测这9种心身症状；大学生(n=200)在人际独立、人际主动、人际责任、人际灵活、人际开放上的得分与在Beck抑郁自评量表上的得分的相关分别是-0.23(p＜0.01)、-0.29(p＜0.01)、-0.15(p＜0.01)、-0.06、-0.23(p＜0.01)。
1.2 自立人格抵御心身症状的机制：特质-应激-症状相符中介模型的提出
如果接受自立人格是心身症状的保护性人格因素的观点，那么急需解决的问题就是：自立人格抵御心身症状的机制是什么？对这个问题的探索也可以为“自立人格是心身症状的保护性人格因素的假设”提供更多的实证支持。
为了研究这个问题，查阅了已有的涉及症状的易感性与保护性人格因素的作用机制方面的理论和研究，其中以下两个方面的观点和研究与我们的研究课题关系最为密切。
第一，Beck提出的抑郁的易感性-应激模型(vulnerability-stress model of depression)(Beck，1983)。Beck认为存在两种抑郁的易感性人格因素，即社会依赖(sociotropy)和自主(autonomy)。这两种抑郁的易感性人格因素具有不同的性质，会与不同的抑郁引发事件以及不同方面的抑郁症状交互作用，并会对不同的治疗方法有不同的反应。这一观点后来引发了两个重要的假设，即人格-事件相符假设(personality-event congruence hypothesis)(Iacoviello，Grant，Alloy，& Abramson，2009；Robins，1990)或称特定交互作用模型(specific interactional model)(Robins & Block，1988)以及症状特定性假设(symptom specificity hypotheses)(Robins，Block，&Peslow，1989；Persons，Burns，Perloff，& Miranda，1993；Robins，Bagby，Rector，Lynch，& Kennedy，1997)。人格-事件相符假设所持的是对特定应激刺激的人格相关易感性(personality-related vulnerabilities to specific stressors)的观点，即认为不同人格的人对不相同的应激刺激敏感，社会依赖与自主仅各自对特定的应激刺激易感，即社会依赖对人际生活事件(interpersonal life events)易感，自主对成就相关生活事件(achievement-related life events)易感。当个体遭受的生活事件正好与特定的易感性人格匹配时，抑郁症状就会产生或者说特定的生活事件与易感性人格的交互作用就能预测抑郁。症状特定性假设认为不同的人格特质与不同的抑郁临床症状相关，例如社会依赖与传统的焦虑型抑郁(anxious depression)或者神经反应型的抑郁(neurotic-reactive depression)相关；而自主则与内因性的或内源性的抑郁症状相关。
第二，坚韧性维护健康的机制。Kobasa提出了坚韧性维护健康的两种观点(邹智敏，王登峰，2007)：一种观点认为坚韧性在应激事件与紧张感之间起着调节作用，可以称为应激调节器模型(stress-moderator model)；另一种观点则认为坚韧性的承诺性维度可以直接影响紧张感，可以称为应激抵御模型(stress-resistance model)。应激调节器模型在一些研究(Blaneya et al.，1991；Robins，Block，& Peslow，1989；Schmied & Lawler，1986)中并不能获得支持；但有研究(Roth，Wiebea，Fillingima，& Shaya，1989)显示坚韧性可以通过作用于应激生活事件的发生或对其的主观解释来间接影响健康。
其实，人格与应激都是一百多年来受到广泛关注和认可的心理问题的引发因素(Monroe & Simons，1991)，素质应激理论(diathesis stress theories)则是近几十年来受到广泛研究的解释心身问题产生的理论。因此，首先考虑引入应激来揭示自立人格抵御心身症状的机制。不过传统的素质应激理论或调节模型可能都不适用于自立人格，因为这两类观点都忽视了人格因素对应激的影响。自立人格应该是可以抵御应激的，其对心身症状的抵御机制应该在于通过抵御应激来减少心身症状的出现，这可以称之为“自立人格抵御心身症状的应激中介模型”(假设1)，如图1所示。假设应激起中介作用而不是调节作用，是因为：①人格因素可以影响应激，应激中介模型也能获得支持。近年来，有不少研究都显示人格因素也是应激产生(stress generation)的引发因素之一(Hammen，2005，2006)，并且人格与健康的应激中介模型已经获得了一些研究(Eberhart & Hamen，2010；Roth，Wiebea，Fillingima，& Shaya，1989；Zuroff，Mongrain，& Santor，2004)的支持。②自立人格具备抵御应激的可能性。前期研究(夏凌翔，黄希庭，万黎，杨红升，2011)发现自立人格利于个体现实生活问题的解决，涉及现实问题解决的能力因素。据此，可以从理论上推测，自立人格可以帮助个体处理好生活事件，以减少应激源、降低应激感。
图1 自立人格抵御心身症状的应激中介模型图
自立人格被划分为人际自立和个人自立两个方面，这与Beck提出的社会依赖和自主比较类似。人格-事件相符假设和症状特定性假设提示：可以探讨自立人格与应激、症状的领域对应关系。据此，提出“特质-应激相符假设”和“特质-症状相符假设”。这两个假设的基本观点类似，即不同的人格特质与不同的应激、症状的相符性不同，人格特质与应激、症状的相符性越大时，该人格特质对其的独立作用就越大，否则就越小。这两个假设与人格-事件相符假设、症状特定性假设的最大区别是：不再把人格特质与应激、症状的领域对应关系绝对化，而是强调人格特质的独立作用。具体到本研究，自立人格的特质-应激相符性假设和特质-症状相符性假设是指：人际自立主要对人际应激和人际性症状具有独立作用，个人自立则主要对个人应激和个人性症状具有独立作用。更具可操作性的假设是：控制个人自立的情况下人际自立对人际应激有显著的预测作用，控制个人自立的情况下人际自立对个人应激则没有显著预测作用；控制人际自立的情况下个人自立对个人应激有显著预测作用，控制人际自立的情况下个人自立对人际应激则没有显著预测作用(假设2)。控制个人自立的情况下人际自立对人际性症状有显著的预测作用，控制个人自立的情况下人际自立对个人性症状则没有显著预测作用；控制人际自立的情况下个人自立对个人性症状有显著预测作用，控制人际自立的情况下个人自立对人际性症状则没有显著预测作用(假设3)。
在整合上述3个假设的基础上，进一步提出了更为完整的假设，即“自立人格的特质-应激-症状相符中介模型”，该假设包括两个方面的内容：①自立人格通过应激的中介作用来抵御心身症状；②自立人格的特质主要是通过有相符性的应激方面来抵御有相符性的心身症状。在本研究中的具体表达则是：人际自立主要通过人际应激的中介作用来负向预测人际性症状；个人自立主要是通过个人应激的中介作用来负向预测个人性症状(假设4)。
为了检验上述4个假设(即假设l至假设4)，设计并实施了本研究。
2 方法
2.1 被试
采用整班抽样的方法对3所大学的700名大学生进行了调查。根据被试在效度题(即，我确信我认真填答了以上的所有问题)上的回答以及在青少年学生自立人格量表的两个效度量表上的得分，删除了无效被试，最后获得有效被试674名。其中，女生392人，男生271人(未填11人)；一年级229人，二年级271人，三年级161人(未填13人)。
2.2 研究工具
2.2.1 青少年学生自立人格量表(Self-Supporting Personality Scale of Adolescent Students，SSPS-AS)
该量表(夏凌翔，黄希庭，2008)包括《个人自立量表》、《人际自立量表》两个分量表以及《印象管理量表》和《一致性量表》两个效度量表。个人自立量表与人际自立量表各有20个项目，5点评分。前期研究(夏凌翔，黄希庭，2009)显示该量表的信度与效度良好。本次调查中人际自立量表的人际独立、人际主动、人际责任、人际灵活、人际开放5种特质的Cronbach's α系数值分别是0.70、0.64、0.54、0.60和0.61；个人自立量表的个人独立、个人主动、个人责任、个人灵活、个人开放5种特质的Cronbach's α系数值分别是0.67、0.69、0.67、0.70和0.68。由于在本次调查中人际责任维度的Cronbach's α系数值低于0.60，在后面的统计和分析中就不再涉及该维度。
2.2.2 青少年生活事件量表(Adolescent Self-Rating Life Event Checklist，ASLEC)
该量表(刘贤臣，1999)是目前国内测量大、中学生生活事件发生频率和应激强度的常用工具，包括27个项目，5级评分。在本研究中根据研究目的，借鉴有关研究(Brown，Juster,Heimberg，& Winning，1998；Iacoviello，et al.，2009)将生活事件量表中的项目划分为人际性生活事件和成就相关生活事件的方法，请两位研究生独立将青少年生活事件量表中的项目划分为人际性事件和个人性事件两类。人际性事件是指与人际关系或社会生活有关的生活事件(例如被人误会)；个人性事件是指仅与自己个人生活有关的事件(例如考试不理想)。两位研究生的分类一致性为0.94。最后，研究者与两位研究生一起讨论，确定了人际性事件的项目为14个，个人性事件的项目为12个。将人际性事件测量的应激强度作为人际应激的分数，个人性事件测量的应激强度作为个人应激的分数。在本次调查中人际应激、个人应激以及整个量表的Cronbach's α系数值分别是0.80、0.72和0.87。
2.2.3 症状自评量表(Symptom Check List 90，SCL-90)中文版
SCL-90的中文版(王征宇，1984)是目前国内测量心身症状的主要工具，由90个项目组成，5级评分。借鉴有关研究(Persons，et al.，1993；Robins et al.，1989)将抑郁症状划分为自主/成就症状与社会依赖症状的方法，并参照划分生活事件的思路，请两位研究生独立将症状自评量表的项目划分为人际性症状和个人性症状。人际性症状是指与他人或社会生活有关的症状(例如，对旁人求全责备)；个人性症状是指仅与自己个人有关的症状(例如，头疼)。两位研究生分类的一致性为0.92。最后，研究者与两位研究生一起讨论，确定了人际性症状的项目为26个，个人性症状的项目为64个。在本次调查中人际性症状、个人性症状以及整个量表的Cronbach's α系数值分别是0.91、0.97和0.96。
2.3 共同方法偏差的控制
由于在研究中对同一组被试使用了三个问卷来进行调查，这就容易产生由共同方法变异(common method variance)导致的共同方法偏差(common method biases)。有研究(Podsakoff，MacKenzie，Lee，& Podsakoff，2003)指出一般有两种途径来控制这种偏差，即程序修正(procedural remedies)和统计修正(statistical remedies)。其中程序修正属于事前补救，是控制共同方法偏差的基本方法。因此，本研究主要采用程序修正的方法。根据相关研究(Podsakoff et al.，2003；Lindell & Whitney，2001)的建议，在本研究中使用了以下五种程序修正的方法：(1)三种问卷的答题方式不同；(2)进行匿名调查；(3)使用印象管理量表控制社会期望效应；(4)使用反向题；(5)使用A、B两种不同版本的调查问卷来平衡不同变量的测量顺序。
未进一步采用统计修正的方法。这是因为：第一，本研究涉及的项目和变量都非常多，难以有效使用有关研究(Podsakoff et al.，2003)建议的基于验证性因素分析的共同方法因素的检验模型。第二，目前建议的统计修正方法的主要功能是检验共同方法变异的大小，尚不能真正提供统计修正功能。第三，目前对共同方法变异进行了统计检验的同类研究基本都未发现有明显的共同方法偏差的存在。此外，也有一些学者认为共同方法变异并不对研究产生重大影响(Meade，Watson，& Kroustalis，2007)。
2.4 研究程序及数据处理
由心理学专业人士采用统一的指导语以班级为单位对被试进行团体施测，所有被试均独立完成问卷填答。
数据处理采用SPSS 15.0统计分析软件包进行，路径分析采用Amos 5.0结构方程软件包进行。
3 结果与分析
3.1 应激中介模型的检验
自立人格、应激与心身症状的相关情况见表1。
由于本次调查的样本量较大，为了尽可能避免I类错误的出现，采用p值小于0.01作为统计显著性的指标。从表1可以看出，人际独立、个人责任与人际应激、个人应激、应激总分、人际性症状、个人性症状、症状总分的相关均显著；人际主动、个人独立与人际性症状、个人性症状以及症状总分的相关显著；人际开放与人际应激、应激总分、人际性症状、个人性症状、症状总分的相关均显著；个人主动与人际应激、个人性症状、症状总分的相关均显著；人际灵活、个人灵活、个人开放与人际应激、个人应激、应激总分、人际性症状、个人性症状、症状总分不相关。此外，人际应激、个人应激以及应激总分与人际性症状、个人性症状以及症状总分均有显著的相关。
为了考察自立人格作为整体与应激、心身症状的关系，计算了9种自立人格特质与应激、心身症状的多元相关，结果发现：(1)9种自立人格特质与人际应激、个人应激和应激总分的多元相关分别是0.27、0.21、0.26；(2)9种自立人格特质与人际性症状、个人性症状、症状总分的多元相关分别是0.40、0.31、0.33。
由于素质-应激理论以及在涉及人格、应激与心理健康关系的研究中，交互作用或调节模型更为常见，因此首先检验交互作用或调节模型。首先将心身症状总分、应激总分以及9种自立人格特质分别做中心化处理，然后构造了9种自立人格特质×应激总分的变量。之后以心身症状总分为因变量，采用Enter法进行分层回归分析，第一步纳入人口统计学变量，第二步纳入应激总分，第三步纳入9种自立人格特质，第四步纳入9个交互作用的变量。主要统计检验指标如表2所示。从表2可以看出应激和自立人格的主效应都非常显著，但交互作用不显著。据此可以认为，交互作用或调节模型不被支持。
为了检验应激中介模型，根据表1的结果，参照图1的模型，设置了包括6种自立人格特质的饱和模型，然后采用结构方程模型进行统计分析，根据统计结果删除了路径系数值不显著的路径，最后获得了如图2所示的模型(M1)。M1的拟合良好：df=3，
=5.72(p=0.13)，NFI=0.99，CFI=0.99，RFI=0.94，IFI=1.00，RMSEA=0.037。除了人际开放到应激总分的路径系数值为边缘显著(p=0.098)外，其他路径系数值均显著。个人责任、人际独立、人际开放对心身症状总分的间接效应分别为-0.08、-0.04、-0.03。采用Sobel检验(Sobel test)的方法分别对应激总分在个人责任、人际独立、人际开放与心身症状关系中的中介效应的大小进行了检验，获得的Z值分别为-5.02(p＜0.001)、-3.38(p＜0.001)、-3.16(p＜0.01)，这说明中介效应是显著的。上述结果显示，自立人格特质抵御心身症状的应激中介模型能够获得支持。
图2
M1的路径分析图
3.2 特质-应激相符假设的检验
为了检验特质-应激相符假设，分别以人际应激、个人应激为因变量，人际自立特质和个人自立特质为预测变量进行了分层回归分析。共设置了4个模型，M2是考察控制个人自立后人际自立对人际应激的预测能力；M3是考察控制人际自立后个人自立对人际应激的预测能力；M4是考察控制人际自立后个人自立对个人应激的预测能力；M5是考察控制个人自立后人际自立对个人应激的预测能力。具体的检验指标见表3。
从表3中M2和M5的数据可知，人际自立对人际应激有独立预测能力，但对个人应激则没有；M3和M4的数据显示，个人自立对个人应激和人际应激都有独立的预测能力。这提示：假设2仅在人际自立部分能够获得支持，在个人自立部分似乎不能获得支持。此外，M2和M3的数据还显示，个人自立和人际自立对人际应激的独立预测能力基本相当，这提示个人自立对应激具有广泛的独立预测能力。
3.3 特质-症状相符假设的检验
为了检验特质-症状相符假设，分别以人际性症状、个人性症状为因变量，人际自立特质和个人自立特质为预测变量进行分层回归分析。共设置了4个模型，M6是考察控制个人自立后人际自立对人际性症状的预测能力；M7是考察控制人际自立后个人自立对人际性症状的预测能力；M8是考察控制人际自立后个人自立对个人性症状的预测能力；M9是考察控制个人自立后人际自立对个人性症状的预测能力。具体的检验指标见表4。
从表4中M6和M9的数据可知，人际自立对人际性症状和个人性症状都有独立的预测能力。从M7和M8的数据则可知，个人自立对人际性症状没有独立预测能力，但对个人性症状有独立预测能力。这提示：假设3仅在个人自立部分能够获得支持，在人际自立部分似乎不能获得支持。此外，从M9和M8的数据还可以看出，即使是对个人性症状，人际自立的独立预测能力也明显大于个人自立。这提示：人际自立对心身症状具有广泛的独立预测能力，而且这种能力在各个领域都大于个人自立。前期研究(夏凌翔，2010)的结果也显示：对SCL-90所测量的9种心身症状的预测能力最大的因素均为人际自立特质。
3.4 自立人格的特质-应激-症状相符中介模型的检验
由于假设2仅在人际自立部分获得支持，假设3仅在个人自立部分获得支持。因此，最初建构的自立人格的特质-应激-症状相符中介模型(即假设4)就只可能部分成立。因此将假设4修正为：对于人际自立和个人自立来说，特质-应激-症状相符中介模型的具体表现形态不同，具体如图3和图4所示。
图3 人际自立的特质-应激-症状相符中介模型图
图4 个人自立的特质-应激-症状相符中介模型图
根据图3和图4设置了两个模型(M10和M11)。每个模型都首先按照饱和模型进行设置，采用结构方程模型进行统计分析，删除每个模型中路径系数值不显著的路径后获得了路径分析模型，如图5和图6所示。
M10的拟合良好：df=2，=2.66(p=0.27)，NFI=0.99，CFI=1.00，RFI=0.97，IFI=1.00，RMSEA=0.02。人际独立与人际开放对心身症状总分的间接效应均为-0.04。采用Sobel检验的方法分别对人际应激在人际独立、人际开放与心身症状关系中的中介效应的大小进行了检验，获得的Z值分别为-3.17(p＜0.01)、-3∶42(p＜0.001)，这说明中介效应显著。上述数据显示，人际自立的特质-应激-症状相符中介模型能够获得支持。
图5 M10的路径分析结果图
图6 M11的路径分析结果图
M11为饱和模型，个人责任对个人性症状的间接效应为-0.09，Sobel检验的Z值为-5.01(p＜0.001)，说明中介效应显著。这些结果提示，个人自立的特质-应激-症状相符中介模型能够获得支持。
4 讨论
4.1 应激中介模型
人格、应激与心身症状的关系是几十年来备受关注的研究课题，不过绝大多数研究都采用的是交互作用模型或调节模型。应激中介模型是近年来开始逐渐受到学者们关注的新模型。这一模型的提出是基于人格因素可以影响应激(Birgenheir，Pepper，& Johns，2010；Middeldorp，Cath，Beem，Willemsen，& Boomsma，2008)或应激反应(response to stressors)(Lecic-Tosevski，Gavrilovic，Knezevic，& Priebe，2003；Segerstrom，Taylor，Kemeny，& Fahey，1998)的观点。目前，不仅这一观点已经受到一些研究的支持(Hammen，2005，2006)，而且人格与健康的应激中介模型也开始受到实证研究的支持(Eberhart & Hamen，2010；Roth et al.，1989；Zuroff et al.，2004)。
在上述研究的基础上，从自立人格是心身症状的保护性人格因素以及利于个体解决现实生活问题这两个基本理论观点出发，提出了自立人格抵御心身症状的应激中介模型而不是目前同类研究中常见的交互作用模型或调节模型。表2、图2、图4和图5的数据均支持了这一假设，这提示自立人格特质可能确实存在抵御应激的功能。自立人格的这一功能可以从三个方面来解释。第一，自立人格可以帮助个体减少不良的应激刺激。例如，图2和图6显示个人责任可以通过减少应激来抵御心身症状。这与基于194项研究的元分析(Bogg & Roberts，2004)所发现的大五人格中的严谨性相关特质(conscientiousness-related traits)与威胁健康相关的行为(risky health-related behaviors)负相关，而与利于健康相关的行为(beneficial health-related behaviors)正相关的结果一致。这提示个人责任可以帮助个体减少不利的应激刺激。第二，自立人格可以帮助个体减少应激体验。一般来说，高自立人格的人具备较强的挫折耐受力，因此在遇到应激事件时出现的应激感就应该比一般人低，这就可以帮助个体减少应激体验。第三，自立人格可以帮助个体积极应对不良生活事件。对生活事件的应对方式不仅会影响问题的解决质量还会影响个体的心理健康，有效应对不良生活事件就可以减少应激。由于自立人格是利于个体解决生活问题的，因此从理论上讲，自立人格可以帮助个体积极应对不良生活事件，减少应激。
当然，上述推测是否成立还需要在更多的样本中，使用更多种的应激测量工具来予以检验，特别是应该使用纵向研究和实验研究来进一步检验。
4.2 自立人格的特质-应激-症状相符中介模型
受人格-事件相符假设和症状特定性假设的启发，提出了特质-应激相符假设与特质-症状相符假设。表3和表4的数据显示，假设2和假设3仅获得了部分支持。不过，尚不能由此就说特质-应激相符假设与特质-症状相符假设仅获得了部分支持。因为假设2和假设3仅是特质-应激相符假设与特质-症状相符假设的一个推论。假设2与特质-应激相符假设之间还存在一个先验假设，即人际自立与人际应激相符且不与个人应激相符、个人自立与个人应激相符且不与人际应激相符。假设3与特质-症状相符假设之间也存在一个先验假设，即人际自立与人际性症状相符且不与个人性症状相符、个人自立与个人性症状相符且不与人际性症状相符。表3和表4的数据可能只是说明：个人自立与个人应激相符且不与人际应激相符以及人际自立与人际性症状相符且不与个人性症状相符的两个假设是错误的。如果认可这个观点，那么为什么个人自立可以既与个人应激又与人际应激相符，而人际自立则不行呢？可能的解释是：个人自立可能会影响个体人际活动的频率和重视度。例如，个人自立越高的个人可能参与人际活动的频率越低，由此引发人际问题的可能性也越少；同时，个人自立越高的人可能对人际应激的体验程度越低，越不容易被人际问题所困扰。
此外，为什么人际自立可以既与人际性症状相符又与个人性症状相符，而个人自立则不行呢？一个可能的解释是：人际自立可以通过社会支持等社会性因素来抵御各种心身症状，而个人自立则缺乏这样的路径。
根据表3和表4的数据将自立人格的特质-应激-症状相符中介模型修正为如图3和图4所示的模型。图5和图6所示的路径分析结果支持了修正后的假设。这说明修正后的自立人格的特质-应激-症状相符中介模型获得了支持。
对比图2和图5的结果就可以发现特质-应激-症状相符中介模型的独特价值。因为，根据图2的结果，虽然人际独立、人际开放都能通过应激抵御心身症状，但是人际开放到应激总分的路径系数值仅为边缘显著(p=0.098)。图5中人际开放的路径系数的显著性则达到了0.01的水平。这提示，采用特质-应激-症状相符中介模型可以帮助我们更全面的评价和了解人格特质对心身症状以及应激的作用，可以更准确了解人格特质抵御心身症状的机制。
本研究的结果也提示，特质-应激-症状相符中介模型主要提供的是一个理论框架，不能将之教条化，应该根据具体情况建构不同的模型形态。同时，该模型还需要进一步完善和修正，其中包括：如何科学确定特质与应激、特质与症状的相符程度；如何在实际研究中根据具体的人格特质建构具体的特质-应激-症状相符中介模型的形态；等等。
当然，上述种种理论解释是否合理，还需要进一步的研究来予以检验！
此外，自立人格的特质-应激相符假设与特质-症状相符假设还提示，今后与其笼统的研究自立人格对心身症状的抵御作用，不如专门分别研究人际自立和个人自立对心身症状的影响。特别是表1、表4和图2的结果都提示，在影响心身症状方面，人际自立不仅在功能上比个人自立更强，而且具备影响能力的特质数量也比个人自立多。之前的研究(夏凌翔，2010)和自立人格课题组尚未发表的调查也都显示，人际自立影响心身症状的能力要强于个人自立。这就提示今后有必要对人际自立抵御心身症状的功能与机制进行专门的研究，以便获得更为精细和可靠的结果。
4.3 自立人格抵御心身症状的机制
本研究的结果显示：既有一些自立人格特质通过应激的中介作用来负向预测心身症状，也有一些自立人格特质直接作用于心身症状；人际自立对人际性症状与个人性症状都有很好的预测能力。这些现象提示：在自立人格抵御心身症状方面，应激应该不是唯一机制，还有其他机制的存在。
从心理问题产生的时间阶段来看，自立人格抵御心身症状至少应该存在三类机制：事前机制、事中机制和事后机制。通过减少应激刺激(stressor)来减少心身症状的出现，属于事前机制，是通过控制心理问题的引发因素来抵御心身症状。通过减少应激感来减少心身症状的出现，属于事中机制，是通过控制对外界刺激的消极心理反应来抵御心身症状。
那么，自立人格是否还存在抵御心身症状的事后机制以及其他的事前与事中机制呢？至少还有两种途径的可能性很大。第一，应对方式。自立人格课题组尚未发表的一项研究发现，人际自立可以通过应对方式的中介作用来负向影响汶川地震灾区中学生的创伤后应激障碍症状的程度。最近国内学者的一项研究(童永胜，王登峰，李建平，程爱丽，2010)也显示应对方式可以在人格因素与心身症状之间起到中介作用。因此，应对方式很可能是自立人格抵御心身症状的一种事中或事后机制。第二，社会支持。已有研究(Burgess et al.，2000)显示，人格特质可以通过社会支持的中介作用来影响心理健康。自立人格课题组尚未发表的两项研究则发现，中学生的自立人格与社会支持的相关显著。据此可以推测，社会支持很可能是自立人格抵御心身症状的另一种事中或事后机制。
总之，自立人格抵御心身症状的途径应该不止应激这一条，至于自立人格还可以通过哪些途径来抵御心身症状以及这些途径之间的关系，则是今后值得不断深入研究的课题。
4.4 本研究的缺陷与改进方向
虽然本研究获得了一些有价值的结果，但是仍有不少缺陷值得注意，以便在进一步的研究中予以改进。第一，本研究是横断面的调查，尚不能考察变量间的因果关系。因此关于自立人格能否抵御心身症状与应激尚需要进一步的纵向研究特别是实验研究来检验，应激中介模型也需要在下一步的纵向研究中进一步检验。第二，在本次调查中人际责任的Cronbach's α系数值低于0.60，导致不能使用该维度的数据进行统计分析，这既损失了数据信息也使研究结果不完整。这提示，今后有必要通过增加问卷项目等手段来修订自立人格量表，提高每个维度的测量效力，避免在调查中出现因个别维度的Cronbach's α系数过低而导致不能将其纳入统计分析的问题。