青少年在不同社会环境中，适应不良的性格特征和孤独感的日常表现

《Development and Psychopathology》：Daily manifestations of maladaptive personality traits and loneliness across social contexts in youth

　　**摘要**
青春期以对社会归属感的高度敏感为特征，这使得孤独感在青少年中普遍存在并产生重要影响。适应不良的个性特征可能会进一步加剧孤独感。在这项预注册的、为期14天的生态瞬时评估研究中，我们考察了294名12至21岁青少年（平均年龄17.5岁，标准差2.64；58.5%为女性；86.73%出生于德国）在不同社交情境和时间尺度上的孤独感与其适应不良个性特征之间的关系。参与者回答了32,340个瞬时问题中的27,503个，显示出较高的配合度（85.1%）。当青少年独处时，孤独感更强（瞬时β = 0.51；日β = 0.67），但唯有与亲密他人的存在（如朋友）能够减少孤独感（β = –0.39至–0.62），而与疏远的人（如同学）的关系则无显著效果。频繁独处的青少年并未表现出更高的整体孤独感。适应不良的个性特征与较高的孤独感（瞬时β = 0.32；日β = 0.40）及更大的孤独感波动性（瞬时β = 0.31；日β = 0.34）相关，但这些特征仅在个体层面放大了独处对孤独感的影响（β = –1.13）。探索性分析表明，社交满意度部分调节了这种关联（β = 0.50）。这些发现强调了理解青少年孤独感动态时，社交环境的结构性和功能性方面以及个人性格脆弱性的重要性。

**引言**
青春期是个体及其社交环境发生深刻变化的发育阶段，此时对社会归属的需求尤为突出。同伴和恋爱关系变得重要，亲子关系也在重新调整中，而社交网络往往仍不稳固，使得青少年容易感到孤独（Dahl等，2018；Tomova等，2021）。孤独是一种常见的青少年体验，有20.9%的13至17岁青少年表示感到孤独（世界卫生组织，2025）。孤独与负面结果相关，如心理健康问题、危险行为、残疾以及日后在教育和就业方面的困难（Goosby等，2013；Jefferson等，2023；Matthews等，2023）。倾向性和情境因素共同影响青少年对孤独的敏感性（Buecker等，2020b；Shrestha等，2025；Van Roekel等，2014）。适应不良的个性特征（如疏离和消极情绪）可能扭曲社交认知和行为，降低关系质量并加剧孤独感。同时，情境因素，尤其是社交互动的性质和质量，决定了孤独感何时出现以及其在日常生活中的波动。

**青春期作为社交脆弱性的发展阶段**
青春期伴随着快速的生物、生理和社会情感变化（Dahl等，2018；Kaurin等，2023；Maciejewski等，2015）。随着青少年面临重大的环境变化，适应新的社交环境、角色和责任成为青春期的核心挑战（Dahl等，2018；Tomova等，2021）。这些变化伴随着对社会归属和认可的强烈需求，通常导致关注点从家庭转向同伴（Blakmore & Mills，2014；Dahl等，2018）。尽管亲子关系在青春期依然重要（Kerr等，2003），但由于自主需求与父母权威之间的重新协商，冲突会增加（Branje，2018），青少年可能会疏远父母关系，同时尚未完全融入稳定的同伴群体，导致社交需求得不到满足，增加了社交孤立的风险（Cacioppo等，2015；Laursen & Hartl，2013）。在这个阶段，同伴关系变得更为重要，青少年对同伴的排斥和拒绝更为敏感（Tomova等，2021）。此外，青少年在独处时比与人在一起时更可能感到孤独（Van Roekel等，2014；Van Roekel等，2016）。然而，即使他人在场，孤独感也可能出现，其强度取决于社交关系的紧密程度（Van Roekel等，2014）。例如，与朋友或家人等较强社交关系相比，青少年在与同学等较弱社交关系中感到更孤独（Van Roekel等，2014）。学校等场所代表了青少年不得不与可能质量较低的社交对象共度大量时间的环境，包括他们不喜欢或害怕被拒绝的同伴（Van Roekel等，2014）。这些发现表明，对社交互动的主观评价在孤独感的产生中起着关键作用（Lodder等，2017）。这些动态可能解释了为什么孤独感在这一年龄段如此普遍（世界卫生组织，2025），并且从13岁持续到20多岁（Von Soest等，2020）。

**与孤独相关的个性脆弱性**
个体对孤独的敏感阈值存在差异。“差异反应性假说”认为，不同个体在面对社交情境时的反应存在系统差异。孤独的人并不会遇到更多的或不同的社交压力源，但他们对这些压力源的反应更为强烈（Cacioppo等，2003）。对这一假说的更广泛解释（Van Roekel等，2016）认为，人们对社交情境的反应差异部分源于个性因素（Shrestha等，2025）。这些差异可能反映了对某些类型社交互动的偏好（Cacioppo等，2011；Mellor等，2008）或对独处的态度（Danneel等，2018；Rodriguez等，2025；Teppers等，2013）。将这一框架应用于青春期——这个社交敏感度增强的发展阶段——表明个性特征不仅影响整体孤独感水平，还影响其波动性。因此，本研究考察了日常生活中孤独感的平均水平及个体内部波动性，并探讨了个性特征是否与对社交情境的不同反应有关。根据这一理论框架，五大人格特质（Big Five）与孤独感密切相关。例如，神经质既预测了孤独感的特质和状态水平，也预测了其波动性（Buecker等，2020b；Shrestha等，2025；Terracciano等，2025），并且与人格障碍（PDs）密切相关（Saulsman & Page，2004）。尽管大多数研究集中在规范性人格特质上，但孤独感也可以沿着更广泛的人格连续体看待，延伸到适应不良特质和人格病理（Reinhard等，2022；Saulsman & Page，2004）。例如，人格障碍症状的严重程度与孤独感相关（Reinhard等，2022），可能是因为较低的社交满意度（Stepp等，2009；Wilson等，2018）。因此，即使有他人在场，人格障碍患者也可能经历明显的孤独感，尽管其相互作用机制需要进一步研究（Reinhard等，2022），尤其是在青少年中。人格障碍症状的波动性（可能每天都有所不同，Wright & Simms，2016）会影响人际功能（Kaurin等，2023），这可能会加剧孤独感的脆弱性。

**适应不良个性特征与孤独感**
人格障碍往往在青春期开始出现（De Clercq & De Fruyt，2007；Oldham，2019）。《DSM-5人格障碍替代模型》（AMPD；美国精神病学协会，2013；Suzuki等，2015；van Dijk等，2021）提出了一种维度评估方法，旨在克服分类诊断的局限性，如与其他人格障碍的重叠。在AMPD中，人格障碍主要通过与病理人格特征的损伤相关来定义，分为五个领域：消极情绪、疏离、敌对、抑制解除和精神病性。同样，《ICD-11》也采用维度评估方法，评估人格障碍的严重程度（Swales，2022），而不再使用传统的分类诊断。与AMPD不同，《ICD-11》使用“无安全感”领域而非“精神病性”领域。对人格障碍的维度评估（如适应不良的个性特征）能更准确地判断个体是否患有障碍（Pires等，2021），尤其适合尚未表现出全部典型症状的青少年（Kaurin等，2023）。早期的人格障碍症状可预测不良的成年结果（功能、学业、职业和人际关系方面，J?rgensen等，2024），强调了早期识别的必要性。关于适应不良个性特征与日常生活中孤独感的研究较少且结果不一。具有高度适应不良个性特征的青少年不仅要应对青春期的快速发展变化，还要克服这些特征带来的社交困难，这些困难可能阻碍稳定社交关系的建立。理解适应不良个性特征如何影响不同社交情境下的孤独感，对于制定针对青少年孤独感的早期干预措施至关重要，以缓解常见的心理健康问题及其长期后果。为了全面了解人格障碍症状，我们评估了《AMPD》和《ICD-11》中定义的病理人格特征（六个领域）。鉴于这一阶段的心理社会波动性，精细的纵向研究方法（如生态瞬时评估EMA）显得尤为重要，它可以重复、实时地测量情绪状态、归属感、人际行为和情境影响（Kaurin等，2023；Maciejewski等，2015）。

**本研究**
青春期是个体对孤独感高度敏感且孤独感波动较大的阶段，尤其是在具有适应不良个性特征的情况下。基于这些证据，本研究探讨了个性特征如何影响青少年对变化社交情境的反应，既包括平均孤独感水平，也包括个体内部的孤独感波动性。这项研究扩展了先前关于个体差异的研究，考虑了孤独感在社交情境中的复杂个体内动态（Mund等，2025）。先前的研究表明，青少年孤独感的体验受到气质因素和情境因素的共同影响。例如，Shrestha等人（参考文献Shrestha, Sigdel, Pokharel和Columbus 2025）发现，诸如神经质这样的 personality traits 会影响日常生活中孤独感的强度和变化性；而Van Roekel等人（参考文献Van Roekel, Scholte, Engels, Goossens和Verhagen 2014）则表明，社会情境在塑造日常孤独感方面起着关键作用。基于这些发现，当前的生态瞬时评估（EMA）研究整合了这两种观点，探讨了适应不良的 personality traits 与孤独感之间的关系，以及它们是否调节了不同社会情境（如独自一人 vs. 与他人在一起、伴侣类型）与青少年日常生活中孤独感之间的联系。这项预先注册的研究通过考察孤独感在不同社会情境和时间尺度上的变化，以及适应不良的 personality traits 如何调节这些关联，从而整合了这些观点。我们采用了一个为期14天的生态瞬时评估（EMA）研究，包含七个问题和一个每日调查，研究对象为12至21岁的青少年（平均年龄=17.5岁，标准差=2.64岁），以捕捉他们的即时和日常孤独感及其变化性，并探讨其与适应不良 personality traits 之间的联系。通过结合个体内部过程和个体间差异，这项研究加深了我们对处于社会情感发展关键时期的适应不良 personality traits 与孤独感之间动态互动的理解。

在一系列预先注册的假设中，我们预期在个体层面，参与者在独处时报告的即时孤独感会比在社交场合中更高（H1a）；这一模式在每日层面上也会有所体现，即独处时间越长，日终时的孤独感越强（H1b）。我们还预期，在不同的社交情境中，孤独感会因伴侣类型的不同而有所差异（家人、朋友、伴侣、同学/同事；H1d）。在个体间层面，我们假设那些更频繁报告独处状态的青少年总体上会表现出更高的孤独感水平（H1c）。在第二组假设中，我们研究了适应不良 personality traits 的个体间效应，预测适应不良 personality traits 的水平越高，即时孤独感和日终孤独感的程度及变化性也越强（H2a–H2b）。在第三组假设中，我们通过跨层次调节作用扩展了H1a–H1c，假设适应不良 personality traits 会放大独处与孤独感之间的个体内关联（H3a）和日终孤独感之间的个体间关联（H3b），并且更高的适应不良 personality traits 水平会增强更频繁独处与总体孤独感之间的个体间关联（H3c）。

为了检验研究的稳健性并探索特质和时间尺度特定的效应，我们进行了多项敏感性分析。最后，通过分析社会满意度（作为社交关系质量的操作化指标）在独处与孤独感之间的关联，探讨了其可能的中介作用。

所有研究程序均获得了伍珀塔尔大学机构审查委员会（SK/AE 230616）的批准。

数据来源于READY研究（完整的研究方案和预先注册信息：https://osf.io/7a8yf/）。在与亲近的人（根据参与者年龄可能是同伴或法定监护人）进行初步交流并完成基线自我报告和信息提供者报告后，参与者开始参与为期14天的信号条件EMA协议。EMA协议包括七次（其中六次在周日）的即时评估和一次关于当天的晚间评估。参与者通过学校、住院和门诊诊所、体育俱乐部以及德国伍珀塔尔及其周边地区的精神卫生中心招募。为了提高参与度，我们在他们在研究期间的两个时间点通过电话或电子邮件与他们联系，并根据他们的回应率提供最高125欧元的补偿。

我们的研究共有294名参与者（即第2层级单位）。因此，根据包含六次（周日）或七次（其他日子）即时评估和一次日终评估的14天EMA协议，样本中的每日评估次数最多为32,340次（即第1层级单位）。参与者回答了32,340个预设问题中的27,503个，用以判断他们是否独处或与他人在一起，平均回应率为85.1%。在这些回答中，14,313人表示他们独处，13,190人表示他们与他人在一起。多层次分析基于更大量的问题观测数据（N = 29,984），模型使用了全信息最大似然（FIML）方法进行估计，该方法考虑了所有可用数据并处理了变量层面的缺失值，使得在同一变量上有缺失回答的问题也能对分析产生贡献。有关描述的概览，请参见表1。参与者的年龄为12至21岁（平均年龄=17.51岁，标准差=2.64岁），其中58.5%的参与者为女性。只有一名参与者未提供性别信息。大多数参与者认为自己的财务状况良好（46.26%），出生于德国（86.73%），并且与父母同住（76.53%）。关于不同年龄段平均孤独感水平的详细信息，请参见补充材料中的图S1。更多描述性细节（如PID-5和单一维度均值），请参见Kaurin等人（参考文献Kaurin, Krakau, Wicher, Philippi和Shiner 2025）。

**表1. 关键研究变量的描述性信息**

**注：**N = 294（组间），N = 29,984（组内）；PID = 通过PID-5BF+评估的适应不良 personality traits 的总分。

**基线测量：**
- **适应不良 Personality Traits**：使用德国版的DSM-5人格清单简版（PID5BF+；Bach等人，参考文献Bach, Kerber, Aluja, Bastiaens, Keeley, Claes, Fossati, Gutierrez, Oliveira, Pires, Riegel, Rolland, Roskam, Sellbom, Somma, Spanemberg, Strus, Thimm, Wright和Zimmermann 2020）来评估适应不良性格特质。该清单包含34个方面，每个方面通过两个问题进行评估，合并为六个PID-5领域：负面情感、冷漠、敌意、抑制解除、精神病性和焦虑危惧。答案范围为4点李克特量表，从“完全不适用”（0）到“完全适用”（3）。
- **孤独感**：基线时期的孤独感使用德国版的UCLA孤独感量表（D?ring & Bortz，参考文献D?ring and Bortz 1993）进行评估。这个包含20个项目的量表涵盖了三个维度：孤独感体验、感知到的情绪孤立和感知到的社交孤立，其中10个项目是经过修订的。参与者从“完全不真实”（5）到“完全真实”（1）对每个项目进行评分，最高得分为100分，平均得分为5分。信度非常好（α = 0.90）。

**即时测量：**
- **孤独感**：直接通过一个问题（“你此刻感到多么孤独？”）来评估孤独感体验。参与者可以在一个从“完全不”（0）到“非常”（10）的量表上作答。
- **社交伴侣类型**：通过问题“谁和你在一起？”来评估是否有社交伴侣。选项包括“家庭成员”、“室友”、“伴侣”、“朋友”、“同学/同事”、“网上的朋友”、“其他人/陌生人”和“没有人”。
- **位置**：通过问题“你在哪里？”来评估当前位置。选项包括“在学校/大学/工作地点”、“在家”、“在朋友家”、“在路上（公交车/火车/汽车上”、“在户外”、“进行体育运动”、“在度假中”和“在其他地方”。
- **日常测量：**
- **日终孤独感**：通过三个问题来捕捉日终孤独感，其中一个问题是直接针对孤独感体验的：“在过去24小时内，你感到孤独的频率有多高？”另外两个问题来自修订后的UCLA孤独感量表（Russell等人，参考文献Russell, Peplau和Cutrona 1980）：“在过去24小时内，你感到被孤立的频率有多高？”（UCLA项目14）和“在过去24小时内，你感到被排除在外的频率有多高？”（UCLA项目11）。参与者可以在一个5点李克特量表上作答，范围从“从来没有”（0）到“非常频繁”（5）。
- **社交满意度**：使用问题“你对今天的社交互动感到满意吗？”来评估日终的社交满意度。参与者可以在一个从“完全不满意”（0）到“非常满意”（10）的量表上作答。

**数据分析：**
数据整理和个体间层面（即H3c）的调节效应测试使用了R（版本4.3.3；R Core Team，2024）进行。为了实证检验预先注册的假设（https://osf.io/xptuv/），模型在MPlus（Muthén & Muthén，参考文献Muthén and Muthén 2019）中使用多层结构方程建模（MSEM；Sadikaj等人，参考文献Sadikaj, Wright, Dunkley, Zuroff, Moskowitz and Rauthmann 2021）进行估计。MSEM同时建模了个体内（第1层级）和个体间（第2层级）的变异性，捕捉了即时波动和稳定的个体差异。这种方法模型化了社交情境、孤独感和适应不良 personality traits 之间的复杂关系，既考虑了平均水平，也考虑了每个参与者个人均值的即时偏差。在我们的分析中，个体间模型估计了个体差异之间的关联，类似于来自横断面设计的系数（例如，将独处时间与平均孤独感联系起来）。个体内关联捕捉了变量之间的动态日常耦合，表明孤独感的波动可能成为风险监测和治疗的目标。

**表2. 研究变量在个体内和个体间层面的相关性**
**注：**N = 294（组间），N = 29,984（组内）；PID = 通过PID-5BF+评估的适应不良 personality traits（自我报告）；PIDo = 通过PID-5BF+评估的适应不良 personality traits（信息提供者报告）；lon_b = 基线孤独感；lon_m = 即时孤独感；alo_m = 即时独处状态；lon_d = 日常孤独感；lone_d = 通过lonely项目评估的日常孤独感；isol_d = 通过isolated项目评估的日常孤独感；satisf_d = 日常社交满意度。**对角线以下的数值代表个体内系数，对角线以上的数值代表个体间系数。**粗体数值表示可信区间不包含零的系数。MSEM还允许估计随机斜率（即个体间变量之间的关联，这些变量在个体间存在差异）。这些随机斜率的变异性被视为可能与EMA协议之外评估的其他个体间变量（此处为通过PID-5评估的适应不良 personality）相关。这个框架使我们能够检验个体从平均瞬时/日常孤独感水平的即时/日常偏离是否倾向于与他们的即时/日常社交伴侣的偏离同时发生，以及他们的各自个体内关联是否受到适应不良 personality 的个体差异影响。为了评估适应不良 personality traits 与孤独感体验变化性（跨时间尺度）之间的联系，我们在个体间层面对PID-5量表上评估的变量均值和方差进行了回归（例如，Kaurin等人，参考文献Kaurin, Do, Ladouceur, Silk和Wright 2023）。这种方法在标准的多层建模文献中通常被称为位置（均值）- 曲线（方差）模型，允许个体内残差（即每个青少年的变异性）在个体间自由变化，并成为个体间层面的结果。个体残差变异性的差异被解释为每个青少年自身均值随时间的变异，而随机截距的个体差异反映了瞬时评估变量中的个体特定平均值。最后，这些个体均值和变异性的差异在考虑了照顾者和自我报告的特质脆弱性后进行了回归，控制了青少年的年龄。模型在Mplus中使用贝叶斯参数估计（Muthén & Muthén，参考文献Muthén and Muthén 2019）进行估计。假设缺失数据是随机缺失的，并使用了一种贝叶斯方法进行处理，该方法利用了所有可用数据。这种方法提供了关于大样本缺失数据的稳健结果（Asparouhov & Muthén，参考文献Asparouhov and Muthén 2010）。

**协变量：**在个体间层面，性别（0 = 女性；1 = 男性；2 = 其他；在本研究中仅包括0、1和3）和年龄（以平均年龄为中心）被作为协变量纳入。指示工作日或周末的变量被作为个体内协变量。除了表格中未报告的其他参数（如残差方差）外，所有模型的完整规格和详细输出将在OSF上提供（https://osf.io/63vbm/）。

**预先注册假设的检验：**适应不良 personality traits（负面情感、冷漠、敌意、抑制解除、精神病性和焦虑危惧）在第二和第三组假设中作为总分进行了测试。我们预期孤独感与适应不良的人格特征之间存在普遍的正相关关系。**假设集1**：将“暂时缺乏社交伴侣”这一虚拟编码变量分别与“即时孤独感”（H1a）和“每日结束时孤独感”（H1b）进行回归分析，其中“每日结束时孤独感”是通过三个评估孤独感的单项指标计算得出的。对于H1c，分析了“每日平均社交伴侣数量”与“平均即时孤独感”之间的相关性（第二层次）。H1d研究了不同类型的社交伴侣对即时孤独感的影响（第一层次），共构建了四个独立模型（家庭成员、朋友、伴侣、同学/同事）。**假设集2**：将“平均即时孤独感”（H2a）和“每日结束时孤独感”（H2c）分别与“适应不良人格特征的总体水平”进行回归分析（第二层次）。同时，还将“平均即时孤独感的变动性”（H2b）和“每日孤独感的变动性”（即偏离孤独感平均值的程度）与适应不良人格特征进行回归分析（第二层次）。**假设集3**：在模型中加入适应不良人格特征作为调节变量，以探讨这些特征如何影响H1a和H1b所描述的个体内部路径，以及H1c所描述的个人间路径。

**敏感性分析**：我们考察了研究的稳健性和边界条件，包括自我报告与他人报告的适应不良人格特征，以及六个PID-5维度在单独模型中的影响（假设集2、3和探索集B）。根据预先设定的计划，我们将敏感性分析定义为对比不同孤独感衡量方式（即时孤独感与每日结束时孤独感、状态孤独感与特质孤独感）的额外分析，以验证研究结论是否会有所变化。由于即时孤独感与每日结束时孤独感之间存在很强的个体内部相关性（r_within = 0.80，见表2），我们认为这样的对比很难提供超出已有平行分析的新见解。同样，平均即时孤独感与基底UCLA孤独感也显示出显著的中等程度相关性（r_between = 0.38，见表2），表明在个体间层面上，状态孤独感与特质孤独感有相当大的重叠。因此，我们没有进行预先设定的比较平均状态孤独感与特质孤独感的敏感性分析。此外，我们还测试了结果是否受晚上所评估的具体项目的不同影响（例如“孤独”、“被忽视”、“被孤立”，假设集2、3和探索集B）。

**探索性分析**：我们研究了与极高孤独感相关的情境（位置、社交伴侣类型），并测试了社交满足感是否中介了社交伴侣与每日结束时孤独感之间的关系。对于探索集A，我们分析了三条路径（第一层次）：独处状态与每日结束时孤独感（sc）、独处状态与每日结束时社交满足感（sa）、以及每日结束时社交满足感与每日结束时孤独感（sb）。对于探索集B，我们将适应不良人格特征（第二层次）与这些路径进行回归分析，并测试了这些特征是否调节了探索集A中的中介作用。图1提供了探索集A和B中中介分析的示意图。

**结果**：

**假设集1：多重时间尺度下的社交情境与孤独感**：我们发现独处状态与孤独感之间存在显著关联，无论是在即时层面（H1a）还是每日层面（H1b）（详见表3）。当参与者独处时，他们报告的即时孤独感（β = 0.51）和每日孤独感（β = 0.67）都更高。工作日这一协变量与独处状态呈正相关（β = 0.04和β = 0.07），其中年轻人的工作日独处频率更高。年龄在H1a中调节了这种即时关联（β = 0.16），表明年龄较大的参与者在独处时感到更孤独。在每日层面上，年龄与独处状态呈正相关（β = 0.13），性别也调节了H1a（β = ?0.32），即男性在独处时感到较少孤独。我们没有在个体间层面复制H1a和H1b的效果（H1c）：总体上独处频率较高的个体并未表现出更高的整体孤独感（见表3）。正如H1d所预期的那样，孤独感因社交伴侣类型而异（见表4）。其中，与朋友一起时孤独感的减少最为显著（β = ?0.62），其次是与浪漫伴侣（β = ?0.51）和家庭成员（β = ?0.39）一起时。值得注意的是，社交伴侣主要在是朋友、伴侣或家庭成员时能够减轻孤独感。工作日与与家人（β = ?0.10）或伴侣（β = ?0.07）在一起时呈负相关，而与同学/同事（β = 0.13）在一起时则呈正相关，这意味着年轻人更可能在工作日与同学在一起。工作日还与与家人（β = 0.02）、伴侣（β = 0.01）或同学/同事（β = 0.02）在一起时的孤独感存在弱但显著的关联，表明参与者在工作日时感到更加孤独。年龄与与家人在一起时的孤独感呈负相关（β = ?0.45），与伴侣在一起时呈正相关（β = 0.29），即年龄较大的参与者与家人相处的时间较少，而与伴侣相处的时间较多。年龄还调节了与朋友在一起时的H1a（β = ?0.30），表明年龄较大的参与者在朋友面前感到较少孤独。

**假设集2：适应不良人格特征与孤独感**：我们发现较高的适应不良人格特征水平与即时孤独感（H2a）和每日孤独感（H2c）之间存在显著关联。报告具有较高基线适应不良人格特征的年轻人同时也表现出更高的即时孤独感（β = 0.32）和每日孤独感（β = 0.40），尽管他们在这些情境下独处的频率并无显著差异。同样，较高的适应不良人格特征水平也与更大的孤独感变动性相关（H2b；β = 0.31和H2d；β = 0.34）。孤独感的变动性与孤独感本身显著相关（β = 0.53和β = 0.66），但与独处频率无关（详见图2和图3以及表5）。年龄与独处状态呈正相关（β = 0.14和β = 0.14）。

**假设集3：适应不良人格特征对社交情境与孤独感的调节作用**：在即时层面，更频繁的独处状态与更高的孤独感相关（H1a；β = 0.50），较高的适应不良人格特征水平也与更高的孤独感相关（H2a；β = 0.30），但这种关联并未受到独处频率的调节。在每日层面，更频繁的独处状态同样与更高的孤独感相关（H1b；β = 1.34），较高的适应不良人格特征水平也与更高的孤独感相关（H2c；β = 0.40），但这种关联并未受到独处频率的调节。工作日与孤独感（无论是即时孤独感（β = 0.01还是每日孤独感（β = 0.05））以及独处状态（无论是即时孤独感（β = 0.04还是每日孤独感（β = 0.07））均呈正相关，这意味着参与者在工作日时更加孤独且更常处于独处状态。年龄在H1a中起到调节作用（β = 0.17），即年龄较大的个体在更频繁独处时感到更孤独。在每日层面，性别也调节了H1b（β = ?0.49），其中男性的这种关联较弱。年龄还与独处状态呈正相关（β = 0.14）。然而在个体间层面（H3c），模型的交互效应显著（F(3, 31966) = 1340.00，p < .001，R2 = 0.112），表明较高的适应不良人格特征减弱了研究期间独处频率与平均孤独感之间的关联（β = ?1.13，SE = 0.06，t = ?20.45，p < .001）。

**探索性分析**：表7详细展示了年轻人报告孤独感最高的情境（位置、社交伴侣类型）。在14岁人群中，与在线互动、与室友在一起、与陌生人在一起或独自一人时孤独感最高（另见补充材料中的图S1）。年轻人在家或在学校时感到最孤独。探索性分析探讨了孤独感与适应不良人格特征之间的潜在解释机制（详见表8）。在探索集A中，每日社交满足感显著中介了更频繁独处状态与每日结束时孤独感之间的关系（间接效应：β = 0.50）。然而，尽管存在中介作用，更频繁独处状态与每日结束时孤独感之间的直接路径仍然显著（β = 0.32）。在探索集B中，加入适应不良人格特征作为调节变量后，这种间接效应消失了。更频繁独处状态与每日社交满足感呈显著负相关（β = ?0.86），而每日社交满足感又与每日结束时孤独感呈负相关（β = ?0.56）。更频繁独处状态与每日结束时孤独感之间的直接关联不显著。适应不良人格特征与每日孤独感（β = 0.40）和每日社交满足感（β = ?0.32）呈正相关，但与独处频率无关。在这个模型中，适应不良人格特征并未显著调节任何路径（见表8）。

**自我报告与他人报告的对比**：为了 examine 自我感知与外部感知的差异，我们在假设集2、3和探索集B中将自我报告的适应不良人格特征替换为他人报告的适应不良人格特征。对于假设集2和3，结果与主要分析一致，统计显著性没有变化。在探索集B中，每日社交满足感的间接效应变得显著（β = 0.39），而独处状态对孤独感的直接影响仍然不显著，表现出完全中介作用，这与主要分析中的部分中介作用不同。没有任何路径受到适应不良人格特征水平的调节。详细内容可见OSF上的输出文件。

**PID-5维度**：为了测试效应是否因特定的PID-5维度而异，我们将总分数替换为六个维度中的每一个。对于假设集2（H2a–H2d），除了“Anankastia”维度外，其他所有维度都得到了支持（详见补充材料中的表S1）。“Anankastia”维度与即时孤独感（H2a）、其变动性（H2b）和每日变动性（H2d）无关，但与每日孤独感（H2c）显著相关。此外，“Detachment”维度与独处状态呈显著正相关（β = 0.12），也与更高的孤独感（β = 0.26）和更大的孤独感变动性（β = 0.20）相关，无论是在即时层面还是每日层面。这意味着只有具有较高“Detachment”水平的个体才会报告更频繁的独处状态，并且经历更频繁和波动的孤独感。对于“Negative Affect”维度，H1a的效应不再显著，而其他维度仍保持显著。我们未在每日层面发现这一效应。对于假设集3，个体内部的模式在各个领域大体上是相似的：对抗性、抑制力缺失和精神病态特征（包括即时和日常层面）、负面情绪（日常层面）以及强迫性人格障碍（日常层面）都显示出显著的调节效应（见补充表S2）。独特的是，负面情绪在即时层面上显著调节了H1a（H3a；β = 0.22），表明在负面情绪较高的人群中，独处时感到更孤独。我们没有在日常层面上发现这种效应。在个体间层面上（H3c），除了强迫性人格障碍外，所有领域都发现了显著的负面调节效应。尽管整个模型具有显著性（F(3, 31966) = 65.57, p < .001, R2 = 0.01），但交互作用并不显著。在集合2和集合3中，超然感始终是与独处以及更强烈的孤独感相关的唯一领域——无论是即时层面（β = 0.12）还是日常层面（β = 0.13）。强迫性人格障碍是唯一一个与即时孤独感无显著关联的领域（H2a）。在探索性集合B中，对于超然感（β = 0.20）、对抗性（β = 0.44）和精神病态特征（β = 0.68），独处与感到孤独之间的直接关联是显著的；而对于超然感（β = 0.48）和对抗性（β = 0.36），间接效应也变得显著，表明存在部分中介作用（见补充材料中的表S3）。负面情绪（β = ?0.17）和对抗性（β = ?0.16）显著削弱了社会满意度与孤独感之间的关联，而精神病态特征（β = ?0.29）显著削弱了独处与孤独感之间的关联。详细信息请参见OSF上的输出结果。我们测试了结果是否因晚上评估的构念不同而有所变化（孤独、被排斥、孤立）。对于H1b和H2c，所有三个项目的结果都没有变化。对于H3b，“孤独”和“被排斥”的结果保持不变，但“被排斥”使得H1b不再显著。在探索性集合A中，“孤独”的结果保持不变，而对于“孤立”和“被排斥”，独处与感到孤立之间的主要路径变得不显著，表明存在完全的中介作用。在个体间层面上，独处与感到孤立/被排斥之间的联系也变得不显著，而社会满意度则变得显著。在探索性集合B中，“孤立”的结果与主要结果一致，无论是直接效应还是间接效应都显著（部分中介作用）。对于“被排斥”，适应不良的人格特质显著调节了社会满意度与感到被排斥之间的联系。消极情感（Negative Affect）是唯一一个加强了孤独与独处之间关系的维度，这可能反映了个体对社交隔离的高度情绪敏感性。消极情感的特点是频繁且强烈地体验各种负面情绪，并且难以调节情绪（Amiri & Navab, 2018; Fossati et al., 2015），它与焦虑/矛盾依恋（anxious/ambivalent attachment）的核心特征密切相关（Fossati et al., 2015）。这或许可以解释为什么具有高度消极情感的人在独处时会感到更强烈的孤独感。有趣的是，消极情感和敌意（antagonism）削弱了满意感与孤独感之间的关联，这表明即使是积极的社交互动也可能在减轻孤独感方面效果有限。特别是在学校等环境中，及早识别出脱离感（Detachment）和消极情感，可以通过有针对性的干预来预防慢性孤独感的发展，这些干预不仅旨在增加社交互动的频率，还着重于提升社交互动的质量和促进更高质量的人际关系，例如通过社交技能培训。异常焦虑（Anankastia）与日常孤独感的关联较弱，且与瞬时孤独感水平或其波动性无关。异常焦虑的特点是对完美标准的严格追求，控制自身及他人的行为以确保符合这些标准（世界卫生组织，2019）。这可能意味着具有异常焦虑的青少年对社交隔离的敏感性较低，因为他们通常更加自我控制和以自我为中心。这些特性可能会减少他们的情感需求，或者减轻孤独带来的负面影响。

在敏感性分析中，我们使用了信息提供者报告的自适应不良人格特征（maladaptive personality traits），因为这被认为是一个有效的测量方法（Klonsky et al., 2002; Soodla et al., 2025）。研究结果在很大程度上得到了复制，尽管在某个探索性模型中，中介作用是完全的而非部分的，这表明个体对自己和他人对自适应不良人格的看法可能存在差异，这与先前研究结果一致，即自适应不良人格的个体在自我认知和情绪洞察力方面存在缺陷（Kramer & Pascual-Leone, 2018）。项目层面的敏感性分析显示，“孤独”（lonely）、“孤立”（isolated）和“被排斥”（left out）这三个类别之间具有总体一致性，尽管也存在一些偏差（例如，“被排斥”这一类别使得H1b统计结果不再显著）。这支持了孤独感是多维度的观点（Wicher et al., 2025）。此外，瞬时孤独感和长期孤独感以及瞬时与日常孤独感的评分之间存在显著关联，表明通常感到孤独的人在日常生活中也会更强烈地感受到孤独，这与Van Roekel等人的研究结果一致（Van Roekel et al., 2016）。这些发现再次支持了差异反应假说（differential reactivity hypothesis），即更孤独的个体对其社交环境的反应与孤独感较低的人不同。此外，研究表明青少年能够反思他们当天的即时体验，这表明日记记录可以作为评估一天内经历的有效方法，且不会产生过度偏差。

尽管本研究具有许多优势，但仍存在一些局限性，为未来的研究指明了方向。首先，尽管我们使用了多个指标来测量孤独感，但这仅适用于每晚的评估。为了降低参与者的负担，我们仅使用了一个指标来测量八次瞬间的孤独感，这在其他研究中也很常见（例如Kleiman & Nock, 2018; Mou et al., 2018; Mournet et al., 2022）。虽然瞬时孤独感和日常孤独感之间存在高度相关性（β_within = 0.80），但单个指标可能无法全面涵盖孤独感的各个方面。其次，尽管参与者的依从性较高（85.1%），但部分缺失的评估数据（特别是瞬时孤独感的评估数据）可能会导致结果的偏差。如果参与者发现自己处于某种特定情境中（例如有他人在场），系统会触发最多五个跟进问题，这可能会导致他们对自身社交状况的低估。此外，虽然我们的样本来自门诊和住院精神科诊所，但并非完全基于临床样本，这反映在PID?5总分相对较低上。因此，研究的普遍性可能受到限制，因为样本在临床严重程度和自适应不良人格特征方面可能存在异质性。同样，样本中孤独感的平均值相对较低，这可能导致方差较小，从而低估了潜在的影响。最后，样本中的大多数青少年出生于德国，性别认同为顺性别，接受过高中教育，具有良好到非常好的社会经济背景。因此，样本的多样性有限，结果可能无法推广到少数族裔群体。

这项预注册的研究（https://osf.io/xptuv/）扩展了关于不同社交环境和人格特征对孤独感影响的研究。通过评估青少年和年轻人日常生活中的孤独感及其不同的社交环境，我们提供了关于社交环境与人格之间动态关系的生态学上的有效见解。我们采用了多项目和多信息提供者的方法，在不同的时间尺度（瞬时和日常）上对自适应不良人格特征和孤独感进行了细致的测量。尽管如此，本研究仍存在一些局限性，需要未来的研究来进一步探讨。首先，虽然我们使用了多个指标来测量孤独感，但这仅适用于每晚的评估。为了减轻参与者的负担，我们在八次瞬时评估中仅使用了一个指标，这与其他研究中的做法一致。尽管瞬时孤独感和日常孤独感之间有很高的相关性，但单一指标可能无法全面反映孤独感的各个层面。其次，尽管参与者的依从性较高，但部分评估数据的缺失仍可能导致结果失真。如果参与者知道会被追踪，他们可能不太可能报告自己与他人在一起的情况，从而低估了社交互动的频率。此外，尽管样本包括来自门诊和住院精神科诊所的参与者，但研究并不完全基于临床样本，这反映在PID?5总分相对较低上。因此，研究的普遍性可能受到限制。未来研究应瞄准更多样化的样本，因为针对成年人的研究表明，少数民族群体比白人更容易长期感到孤独（Victor & Rippon, 2024）。

这项预注册的瞬时评估（EMA）研究表明，青春期的孤独感是多维度的，会随时间和情境变化，并受到社交陪伴的数量和质量的影响。关键的发现是，自适应不良人格特征与更高程度和更波动的孤独感体验相关，表明个体的性格倾向决定了他们如何感知和评价自己的社交世界。特定领域的分析指出，脱离感（Detachment）和消极情感（Negative Affect）尤为重要，它们分别与人际退缩、人际困难以及高度的情绪敏感性相关，这些因素是孤独感产生的关键过程。这些结果表明，自适应不良人格特征可能作为潜在的脆弱性基础，影响个体的情绪状态和人际关系预期，而不仅仅是放大了特定情境的影响。未来研究应探讨这些性格倾向如何与情绪调节或感知到的社会支持等近端过程相互作用。总的来说，这些发现将差异反应假说（differential reactivity hypothesis）扩展到了青少年群体，表明自适应不良人格特征不仅影响孤独感的波动性，还独立于情境因素。理解这些动态有助于识别可能面临慢性孤独风险的青少年，并为有针对性的干预提供依据，这些干预不仅旨在增加社交联系，还致力于提升青少年关系的质量和情感意义。

本文的补充材料可以在以下链接找到：http://doi.org/10.1017/S0954579426101230。

数据可用性声明：数据可在OSF网站上公开获取（https://osf.io/63vbm）。
代码可用性声明：代码可在OSF网站上公开获取（https://osf.io/63vbm）。
方法/材料可用性声明：所有方法和材料都在手稿中详细说明。

本研究未获得任何资助机构的特定资助，无论是商业机构还是非营利组织。

作者声明没有利益冲突。

预注册链接：https://osf.io/xptuv
日期戳：2025年3月12日
无异常发现。

本研究报告的创作过程中没有使用任何人工智能工具。