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user: 3. 研究结果 3.1. 共同方法偏差的检验 由于本研究采用是问卷调查的方式收集数据，结果可能会受到共同方法偏差影响，所以采用Harman单因子检验法(周浩，龙立荣，2004)对问卷所有项目进行共同方法偏差检验。结果表明，未旋转和旋转后得到的12个因子特征根都大于1，未旋转情况下得到的第一个因子方差解释率为24.26%，旋转后得到的第一个因子方差解释率为15.68%，都小于40%的临界值，说明不存在明显的共同方法偏差。 3.2. 完美主义各维度与抑郁、自尊的相关分析 使用SPSS 20.0，采用Person相关分析检验完美主义各维度与抑郁、自尊之间的相关关系，相关矩阵如表2所示： Table 2 Descriptive statistics and correlation analysis of the perfectionism and depression and self-estee M SD 1 2 3 4 5 1. 高标准维度 29.14 6.714 1 2. 差异维度 49.81 10.510 −0.305 ** 1 3. 秩序维度 20.58 3.389 −0.406 ** 0.428 ** 1 4. 抑郁 14.47 9.033 −0.521 ** 0.401 ** 0.195 ** 1 5. 自尊 28.85 3.214 0.215 ** −0.416 ** −0.064 −0.555 ** 1 表2. 完美主义各维度与抑郁、自尊的描述统计和相关分析 注： * p < 0.05， ** p < 0.01， *** p < 0.001。 统计结果显示，高标准维度与自尊(r = 0.215， p < 0.01)呈显著正相关，与抑郁(r = −0.521， p < 0.01)显著负相关；差异维度与抑郁(r = 0.401， p < 0.01)呈显著正相关，与自尊(r = −0.416， p < 0.01)呈显著负相关；秩序维度与抑郁(r = 0.195， p < 0.01)呈显著正相关；抑郁和自尊(r = −0.555， p < 0.01)呈显著负相关。 在完美主义三个维度中，秩序维度的适用性一直存在争论，Flett & Hewitt (2002)认为秩序是独立于完美主义人格之外的人格特点。杨丽等(2007)的研究也表明在中国文化背景下，秩序并不是完美主义人格特质的核心特征。而且在本研究中秩序维度的与自尊不存在显著相关，所以在后续研究中，只选择高标准和差异作为完美主义的指标。 在完美主义的成分中，高标准指个体对自己的行为设定高标准，差异指个体对自己未能达到目标标准而产生的差异感，量表编制者(Slaney et al.， 2001)以及采用此量表作为研究工具的其他研究者(杨丽等，2007；张秀阁，2007)也没有将各维度得分加总，作为内涵相对一致的整体来处理。因此本研究中将沿用前人的处理方法，分别探讨完美主义的高标准维度和差异维度与抑郁的关系。 3.3. 自尊在高标准维度与抑郁之间的中介效应分析 本研究采用Hayes (2013)提出的PROCESS for SPSS的Model 4，使用层次回归分析方法，对自尊在完美主义高标准维度与抑郁之间的中介作用进行检验，具体结果见表3： 如表3所示，以抑郁为因变量，高标准为自变量，结果显示：高标准维度能负向预测抑郁(β = −0.521， p < 0.001)。以自尊为因变量，高标准为自变量，结果显示：高标准维度能正向预测自尊(β = −0.521， p < 0.001)。最后将抑郁作为因变量，高标准作为第一层自变量，自尊作为第二层自变量，结果显示，高标准能负向预测抑郁(β = −0.422， p < 0.001)，自尊能负向预测抑郁(β = −0.464， p < 0.001)。以自尊作为中介变量能够解释总方差的47.6% (ΔR 2 = 0.476， F = 274.051 *** )。 Table 3 Mediating effect test of self-esteem between high standard and depressio 自变量 因变量 标准化β值 SE t ΔR 2 F 高标准维度 抑郁 −0.521 0.047 −14.979 *** 0.271 224.380 *** 高标准维度 自尊 0.215 0.019 5.385 *** 0.044 28.998 *** 高标准维度 抑郁 −0.422 0.041 −13.959 *** 0.476 274.051 *** 自尊 −0.464 0.085 −15.362 *** 表3. 自尊在高标准维度与抑郁之间的中介效应检验 注： * p < 0.05， ** p < 0.01， *** p < 0.001。 使用偏差校正Bootstrap法来评估中介(间接)效果，即高标准通过自尊影响抑郁的间接效应是否显著异于零，并通过设定重复抽样为5000次，计算95%的置信区间运行中介效应检验。如果标准化效应的95%置信区间没有包括0，表明效应显著。结果见表4： Table 4 Effect of decomposition and deviation correction bootstrap 95% confidence interva 路径 标准化效应 标准误 95%置信区间 下限 上限 高标准→抑郁 −0.422 0.041 −0.647 −0.488 高标准→自尊→抑郁 −0.100 0.018 −0.135 −0.066 表4. 效应分解及偏差校正bootstrap的95%置信区间 由表4可见，所有效应的95%置信区间不包括0，说明自尊对作为中介的模型成立，最终模型如图1所示： 图1. 自尊在高标准与抑郁之间的中介效应模型 3.4. 自尊在差异维度与抑郁之间的中介效应分析 对自尊在完美主义差异维度与抑郁之间的中介作用进行检验，结果如表5所示，以抑郁为因变量，差异为自变量，结果显示：差异维度能正向预测抑郁(β = 0.401， p < 0.001)。以自尊为因变量，差异为自变量，结果显示：差异维度能负向预测自尊(β = −0.416， p < 0.001)。最后将抑郁作为因变量，差异作为第一层自变量，自尊作为第二层自变量，结果显示：差异能正向预测抑郁(β = 0.206， p < 0.001)，自尊能负向预测抑郁(β = −0.469， p < 0.001)。以自尊作为中介变量能够解释总方差的34.1% (ΔR 2 = 0.341， F = 156.503 *** )。 Table 5 Mediating effect test of self-esteem between discrepancy and depressio 自变量 因变量 标准化β值 SE t ΔR2 F 差异维度 抑郁 0.401 0.032 10.735 *** 0.159 115.238 *** 差异维度 自尊 −0.416 0.011 −11.204 *** 0.171 125.538 *** 差异维度 抑郁 0.206 0.031 5.666 *** 0.341 156.503 *** 自尊 −0.469 0.102 −12.888 *** 表5. 自尊在差异维度与抑郁之间的中介效应检验 注： * p < 0.05， ** p < 0.01， *** p < 0.001。 使用偏差校正Bootstrap法来评估中介(间接)效果，结果如表6所示，所有效应的95%置信区间不包括0，说明自尊对作为中介的模型成立，最终模型如图2所示： Table 6 Effect of decomposition and deviation correction bootstrap 95% confidence interva 路径 标准化效应 标准误 95%置信区间 下限 上限 差异→抑郁 0.206 0.031 0.148 0.264 差异→自尊→抑郁 0.195 0.021 0.156 0.238 表6. 效应分解及偏差校正bootstrap的95%置信区间 图2. 自尊在差异与抑郁之间的中介效应模型