压力、自我复杂性与心理健康的关系∗
——基于六个月的追踪

龚 玲,张大均

(1.西南大学心理学部、心理健康教育研究中心,重庆市400715;2.华东交通大学心理咨询中心,江西南昌330013)

压力、自我复杂性与心理健康的关系∗
——基于六个月的追踪

龚 玲1,2,张大均1

(1.西南大学心理学部、心理健康教育研究中心,重庆市400715;2.华东交通大学心理咨询中心,江西南昌330013)

本研究进行了为期6个月的追踪测查,所有参与者均完成自我复杂性、青少年生活事件、自尊、生活满意度和积极消极情感量表,以考察大学生自我复杂性的稳定性、影响因素及其压力缓冲效应。结果发现:(1)间隔6个月时间测得大学生自我复杂性的相关系数接近中等程度的相关,这就意味着自我复杂性确实是一种稳定的结构变量。(2)自我复杂性可以有效缓冲随后6个月压力性生活事件对个体生活满意度和消极情感的负性作用,但是不能有效缓冲压力性生活事件对自尊的负性影响。(3)6个月之前的自我复杂性和自尊水平可以显著正向预测6个月之后的自我复杂性水平。

自我概念结构;自我复杂性;压力性生活事件;自尊;主观幸福感

一、引 言

Linville的自我复杂性理论是当前影响最为深远的自我结构理论[1]。这一理论认为自我概念是以一种多重的认知结构或分类来进行表征的,人们在自我方面的数量以及自我方面间的重叠程度上存在差异,从而表现为不同水平的自我复杂性[2,3]。这一理论从社会认知的角度阐释了自我概念的结构影响个体适应的潜在机制,其提出的自我复杂性压力缓冲模型为阐释压力与心理健康的关系提供了新的视角[3]。基于此,国外学者大量探讨了自我复杂性在压力性生活事件对个体心理健康影响中的缓冲效应[1,4]。国内也有研究者[5]以中学生为被试探讨了自我复杂性在压力性生活事件对个体抑郁影响中的缓冲效应。但是,自我是一个集文化与个体于一体的构念,是反映文化与个体相互影响的指标[6],同时自我结构的差异伴随年龄的增长本身会有变化[7]。因此,结合我国文化背景考察大学生群体自我复杂性的特征及其在压力性生活事件影响中的效应十分必要。

以往研究在探讨自我复杂性的压力缓冲效应时主要采用的是横断调查法[8-10]和预期研究法[11-14]。虽然以往研究并未得到一致结论[4,15],但此两种方法对这一效应的探讨非常有益[4]。其中,Koch和Shepperd[15]强调了预期研究法在考察自我复杂性压力缓冲效应时的重要性。但是,鉴于以往研究常常是以两周为时间间隔,在如此短的时间内个体所经历的压力性生活事件可能非常有限,故不能很好展示自我复杂性的压力缓冲效应。同时,如此短的时间间隔也不能很好观测自我

复杂性压力缓冲效应的长时性和稳定性。因此,为了更好探讨自我复杂性的压力缓冲效应,适当扩展时间框架就变得非常必要。故本研究将时间长度扩展到6个月,以往研究[14]认为6个月的时间间隔能很好反应压力性生活事件对个体心理健康的影响,并且相当多的追踪研究[16,17]也都是以6个月作为时间截点。

同时,现有研究在探讨自我复杂性、压力与心理健康的关系时,在心理健康的指标选择上呈现多样化特征,包含抑郁、孤独、焦虑、积极消极情感和自尊等。以往研究[4,12,18]主要是在一定的压力条件下单纯考虑某一心理健康指标,或是将多个指标综合为一个整体的心理健康指标[14],较少研究同时探讨自我复杂性在压力与不同心理健康指标关系中的作用。然而,探讨自我复杂性在压力与心理健康不同指标关系间的作用具有重要的实践价值,这可以为今后的实践工作提供一定的借鉴和指导。比如,通过确认究竟对于哪类心理健康指标自我复杂性可以有效缓冲压力对其的负性影响,能够有效加强干预或培训时的针对性。因此,本研究同时选取自尊和主观幸福感为心理健康指标,分别考察自我复杂性在压力性生活事件对其影响中所起的效应。自尊是个体对自己整体性的态度或自我评价[19],是个体心理健康的核心[20]。主观幸福感是评价者根据自定的标准对其生活质量的整体性评估,它是衡量个人生活质量的重要综合性心理指标,包含生活满意度和积极消极情感[21]。以往研究大多也认为自尊和主观幸福感是最常见的心理健康指标[22]。

此外,虽然Linville[2]在提出自我复杂性这一概念时将之描述为一种稳定的结构变量,但是也有研究者[23,24]将自我复杂性描述为一种更加具有可塑性的变量。同时,自我概念领域的研究者[25]也赞同到30岁时人们的自我概念才会变得相当稳定。因此,当被试是大学生群体时他们关于自我的看法很可能在这个年龄段尚未定型[26]。这就意味着对于大学生群体来说,探究其自我复杂性的稳定性甚有必要。同时,鉴于以往研究较少探讨究竟是哪些因素会影响个体自我复杂性的发展[4],本研究也一并关注了这一问题,这也可以在一定程度上弥补以往研究对这一问题的忽视。

总的来说,本研究拟通过6个月的追踪研究以大学生为被试来探讨其自我复杂性的稳定性、影响因素及其在压力性生活事件与不同心理健康指标关系中的缓冲效应。

二、方 法

(一)被试和程序

所有被试均是通过招募形式获得,测试全部是由经过培训的主试负责现场测查和被试疑问解答,每次完成测查后,被试均会获得一定金额的回报并赠送圆珠笔一支。前测时共招募120人,测试时间在2013年12月到2014年1月之间,所有被试均以4－10人为一组在实验室进行测量,共有女生95人,男生25人;大一56人,大二14人,大三24人,大四26人;农村生源69人,城市生源46,未报告者为5人。前测结束后所有被试均同意在未来研究中继续保持联络。6个月之后(即于2014年6月到7月之间)进行后测,后测主要是在实验室测量或通过邮件传递测验,最终获得有效被试91人。其中女生76人,男生15人;大一50人,大二10人,大三14人,大四17人;农村生源54人,城市生源33,未报告者为4人。所有被试的年龄介于17到24岁之间(M＝19．81,SD＝1．60)。后测时,部分被试因毕业,或是忙于考试以及联系方式变更等而有不同程度的流失。T检验表明,流失被试与未流失被试在自我复杂性、压力性生活事件、自尊、积极消极情感和生活满意度上均不存在显著差异(自我复杂性:t(118)＝－1．10,p＝0．28;压力性生活事件:t(118)＝－0．35,p＝0．73;自尊:t(118)＝－1．02,p＝0．32;生活满意度:t(118)＝－1．54,p＝0．13;积极情感:t(118)＝－0．58,p＝0．57;消极情感:t(118)＝0．86,p＝0．40)。这意味着可以认为缺失样本是从总体中随机抽取的样本,与其他变量无关,为完全随机缺失[27],用删除法处理就可获得较好的结果[28]。因此,本研究在数据分析时仅分析完成全部前后测测量的被试数据。

(二)测量工具

1.自我复杂性(SC)

以修订的自我描述词汇为素材,以Luo[14]编制的自我复杂性测验软件为工具生成呈现个体自我复杂性的矩阵图,最后以自编软件程序为工具将矩阵图导入该程序进行自我复杂性指标的计算。基于Abela和Ve'ronneau-Mc Ardle[29]测试自我复杂性的程序,测验分为两步,首先是要求参与者在纸上梳理出代表自己现在生命或生活中重要的或有意义的自我方面,最多可列出15个自我方面,最少不低于2个;然后,在电脑上根据纸上已经写出的每个自我方面,从已呈现的44个词中选择合适的词来描述每个方面下自己真实的样子,共有22个消极词(如,懒散的、迷茫的、被动的)和22个积极词(如,乐观的、真诚的、有责任感的)。所选词汇来自于中国北部、中部、西部192名大学生的自我描述。首先,依据频率筛选出高频词汇组成备选词汇表,然后在贵州、重庆、四川和安微抽取258名大学生对备选词汇进行效价和关联性评估以筛选出符合中国大学生自我描述的词。所有被试均会被告知他们可以重复使用呈现的词也可以完全不选用呈现的词,直到他们认为已经完整的形容或描述了自己。此外,所有被试还被告之当他们认为现有的这些方面已经代表了自己生命中有意义的方面、并再也不能生成新的自我方面时就可以不用继续生成。

SC的测量指标采用的是使用范围最广的H指标,它可以同时代表自我方面的数量和重叠性特征[30]。H的计算公式如下:其中,n指的是所呈现的形容词的总数量;ni指的是在特定的自我方面群体中特质形容词的数量。

2.青少年生活事件量表(ASLEC)

此量表是刘贤臣等(1999)在概括国内外文献的基础上,结合青少年的生理心理特点和所扮演的家庭社会角色而编制[31]。量表共有27个项目,每个项目的得分从0－4分,总分范围为0－108,第27题为自主填写,本次测量时其他生活事件包含如求职遭遇重大挫折等。本次测验时是考察过去6个月内所发生的压力性生活事件,得分越高表明压力越大。本研究中量表在T1和T2测试点测得的α系数分别为0．86和0．91。

3.自尊(SES)

采用Rosenberg编制的自尊量表,该量表由10个项目组成,采用4点评分(1＝非常不符合,4＝非常符合)。分值越高代表整体自尊程度越高。该量表在有关自尊水平的测量中被广泛使用,具有良好的信度和效度[31]。本研究中量表在T1和T2测试点测得的α系数分别为0．84和0．79。

4.积极消极情感量表(PANAS)

中文版的PANAS量表是依据Watson等(1988)编制的PANAS量表修订而来,研究表明修订版量表是适合于中国使用、并具有良好信效度的情感幸福感测量工具[32]。修订后的量表包括18个项目,其中积极情感和消极情感各9个,本次测验时在消极量表中添加了1道用于测量抑郁情感的题。本研究在T1和T2测试点中NA分量表测得的α系数分别为0．88和0．81,PN为0．94和0．92。

5.生活满意度

采用的是英国家庭小组调查(British House hold Panel Survey)中的测量问卷。仅有一个项目,表述为“考虑所有的事情,假如整个人生浓缩为一天,你对你的人生有多满意”,采用6点计分(1＝完全不满意,6＝非常满意)。此单一题项测验法在以往研究中被广泛使用[33]。

(三)数据管理与统计分析

采用SPSS16．0 for Windows软件进行了数据录入与统计分析。主要使用了相关分析、t检验、回归分析和简单斜率分析等统计方法。

三、结 果

(一)各变量的描述统计及相关分析结果

主要变量的描述统计及相关分析结果见表1。T1和T2自我复杂性显著正相关。T2自我复杂性还与T1自尊显著正相关。T1压力性生活事件与T1生活满意度、T1自尊、T1消极情感、T2压力性生活事件和T2消极情感显著相关。T2压力性生活事件和T1生活满意度、T1自尊、T2生活满意度、T2自尊和T2消极情感显著相关。由此可见,自我复杂性和压力性生活事件均与积极情感无显著相关,因此在后续回归分析时不再考虑积极情感指标。

表1 各变量的描述统计及相关分析结果

(二)自我复杂性压力缓冲效应考察

正式分析之前,先将T1自我复杂性、T2压力性生活事件和T1各心理健康指标进行中心化。然后分别以T2消极情感、T2自尊和T2生活满意度为因变量,以性别、年级、T2压力性生活事件、T1自我复杂性、T1自我复杂性×T2压力性生活事件的交互作用作为预测变量进行回归分析。其中,以T2消极情感为因变量时的结果见表2,以T2自尊和T2生活满意度为因变量时的结果见表3。

从表2可知,性别和年级对T2消极情感的主效应均不显著。T1消极情感对T2消极情感的主效应显著。T2压力性生活事件对T2消极情感的主效应显著。T1自我复杂性对T2消极情感的主效应不显著。但是,压力性生活事件对个体消极情感的影响会受到自我复杂性的缓冲作用。为进一步探索自我复杂性的缓冲效应,根据Preacher,Curran和Bauer[34]所提供的程序进行简单斜率分析。结果表明,对于自我复杂性水平较低的大学生(低于均值一个标准差),压力性生活事件能够显著正向预测个体的消极情感(β＝0．75,t＝3．91,p＜0．01),而对于自我复杂性水平较高的大学生(高于均值一个标准差),压力性生活事件不能够显著预测个体的消极情感(β＝0．40,t＝1．49,p＝0．16)。也就是说,高水平的自我复杂性缓冲了压力性生活事件对个体消极情感的负性影响。图1直观呈现了自我复杂性在高于和低于均值一个标准差时压力性生活事件与消极情感的关系。

表2 自我复杂性对消极情感的压力缓冲效应的回归分析

由表3可知,性别对T2自尊的主效应显著。年级对T2自尊的主效应不显著。T1自尊对T2自尊的主效应显著。T2压力性生活事件对T2自尊的主效应显著。T1自我复杂性对T2自尊的主效应不显著。同时,压力性生活事件对个体自尊的影响不会显著受到自我复杂性的缓冲作用。

由表3还可知,性别和年级对T2生活满意度的主效应均不显著。T1生活满意度对T2生活

满意度的主效应显著。T2压力性生活事件对T2生活满意度的主效应显著。T1自我复杂性对T2生活满意度的主效应不显著。但是,压力性生活事件对个体生活满意度的影响会受到自我复杂性的缓冲作用。为进一步探索自我复杂性的缓冲效应,根据Preacher等[34]所提供的程序进行简单斜率分析。结果表明,对于自我复杂性水平较低的大学生(低于均值一个标准差),压力性生活事件能够显著负向预测个体的生活满意度(β＝－0．86,t＝－5．83,p＜0．001),而对于自我复杂性水平较高的大学生(高于均值一个标准差),压力性生活事件不能够显著预测个体的生活满意度(β＝－0．40, t＝－1．50,p＝0．16)。也就是说,高水平的自我复杂性缓冲了压力性生活事件对个体生活满意度的负性影响。图2直观呈现了自我复杂性在高于和低于均值一个标准差时压力性生活事件与生活满意度的关系。

图1 自我复杂性在压力对消极情感中的缓冲作用

表3 自我复杂性对自尊和生活满意度的压力缓冲效应的回归分析

(三)对自我复杂性变化的预测

以T2自我复杂性为因变量,将所有自变量划分到两个blocks。block1主要是测试点1的测量指标:T1自我复杂性、T1压力性生活事件、T1自尊、T1生活满意度和T1积极消极情感。block 2则主要放入测试点2的测量指标:T2压力性生活事件,T2自尊,T2生活满意度和T2积极消极情感。采用逐步回归方式来析出能够显著进入回归方程的预测变量。结果发现,仅有T1自我复杂性和T1自尊能够显著预测T2自我复杂性,具体见表4。

表4 对六个月后自我复杂性的预测

四、讨 论

(一)自我复杂性的稳定性及其影响因素

跨越6个月时间,测试结果表明自我复杂性的重测信度是0．38。这与Linville[3]间隔2周所测

试的结果(r＝0．70)相比相关系数偏低。这可能是由于间隔时间的巨大差异所造成。这也可能是由于文化建构对自我描述的影响所导致,比如,English和Chen[35]发现东方亚洲人比西方人在不同背景的自我描述上显示出更少的一致性。但是,总的来说,这一信度系数对于半年的时间间隔来说是可以接受的,这就意味着大学生的自我复杂性是相对稳定的。

但是,相对于其他测量指标(如自尊和生活满意度)而言,自我复杂性的重测信度更低。这就意味着自我复杂性这一社会认知建构特征,对于大学生群体来说随着时间的发展也会有一定变化。具体来说,个体的其他特征可能会影响其对自我概念建构的认知特征。比如,本研究发现T1阶段的自尊水平与T2阶段的自我复杂性存在非常显著的正相关,进一步回归分析表明在控制T1阶段的自我复杂性水平后T1阶段的自尊水平依然能够显著预测个体T2阶段的自我复杂性水平。这就意味着T1阶段高自尊水平的个体在六个月之后更倾向于展现出更高水平的自我复杂性。翁嘉英、杨国枢和许燕[36]通过对自尊范畴的研究,认为中国人存在个人取向、关系取向、家族取向和他人取向四个特殊的自尊范畴。学业成绩、综合能力、同伴关系、家庭支持、外表等因素都是形成自尊的重要来源[37],同时,这些因素也是组成自我的重要方面。众所周知,高自尊即意味着自尊资源丰富,而低自尊者意味着自尊资源较少[38],这也意味着高自尊个体可能会拥有更多自我方面、具有更为复杂的自我概念结构。此外,低自尊个体更倾向于使用自我妨碍并更不愿意冒险,这些倾向会妨碍个体去积极主动扩展或丰富自己的人生经验[39]。比如,积极扩展自己的社会角色或社会活动,去承担班级干部或承担组织领导或进行其他课外活动等,从而妨碍个体自我复杂性的发展。

(二)自我复杂性的压力缓冲效应

研究结果表明6个月前的自我复杂性水平可以显著缓冲随后6个月的压力性生活事件对个体生活满意度和消极情感的负性影响。具体来说,6个月之前自我复杂性水平较低的大学生,6个月之后的压力性生活事件能够显著正向预测他们的消极情感,并显著负向预测他们的生活满意度,这一结果与以往研究结果相一致[3,11,13],证实了Linville的压力缓冲模型。但是,本研究的结果却不同于Lou[14]的研究,究其原因可能在于对心理健康指标选择的差异。Luo选取的自尊、抑郁和孤独为适应性指标,本研究中也发现自我复杂性并不能缓冲压力性生活事件对自尊的消极影响。同时, Lou将三个指标合并为单一分数,这种操作可能分化了自变量和调节变量对因变量的敏感性。此外,Luo所选取的自我复杂性的测量指标是自我方面数量和平均区别度指标(DIST),Martins和Calheiros[40]提出DIST并不是真正反映的自我概念结构的复杂程度,其更可能测量的是某一领域内的事件对自我其他方面的影响程度。

此外,研究结果表明针对不同的心理健康指标,自我复杂性的压力缓冲效应可能存在差异。这与横断调查[41]时所发现的结果相一致。这可能是由于不同心理健康指标本身的性质存在差异。整体自尊主要是指个体对自己整体性的态度或自我评价[19],主观幸福感是指根据自定的标准对其生活质量的整体性评估[21],两者所评估的生活侧面不同。此外,其他研究[42]也表明压力性生活事件是影响主观幸福感的重要因素。这一结果也预示着未来可以通过提高个体自我复杂性的水平来缓冲高压力对个体主观幸福感的负性影响。

(三)研究意义与局限

总的来说,虽然Linville的自我复杂性压力缓冲效应[3]已经在西方被试人群中得到初步的验证或支持,但是,很少研究在东方人群中验证这一模型。同时,以往大多数自我复杂性领域的研究在探讨压力时常常是以近两周的急剧压力为指标,本研究则是将时间长度跨越为6个月。一方面更长的时间跨度有利于更好观测个体心理健康随着时间的变化而起的变化。另一方面,诸多研究者都强调研究累积性危险因子是更准确认识、预测发展结果,并深入了解心理弹性发展及其机制中至关重要的一环[43]。此外,以往研究常常是以消极心理健康指标为主[3,5,11,13],很少有研究同时考

察积极和消极心理健康指标,并同时兼顾多种心理健康指标。总之,在理论层面上,研究结果确认了自我复杂性的性质及其压力缓冲效应的稳定性,为明晰自我复杂性的重要作用提供了一定支持。实践层面上,结果表明高自我复杂性在高压力性生活事件对主观幸福感的影响中具有显著的缓冲作用。这可以为当前心理健康教育或干预提供有效指导,尤其是为从认知结构的角度实施干预策略提供了新的着眼点,即强调自我概念结构特征的重要作用。比如,突出了建立更多重要自我方面及保持不同方面间的相对独立性在维持和保障个体的主观幸福感中的重要意义。

但是,本研究仍存在以下局限,有待未来进一步改善。首先,本次测验的被试人数较少,是以女生为主,且以大一学生为主。因此,今后的研究可以进一步扩大样本,平衡性别、年级和地区差异,以强化研究结果和结论的普遍意义。其次,主要使用自陈式问卷法,以大学生的自我报告收集数据,这种方式存在一定缺陷。今后应该采用多种途径来收集数据,尽量从源头上降低被试自评问卷调查带来的结果偏差。最后,本研究是以6个月时间为间隔进行两次测量,未能在更长时间内连续追踪,这在一定程度上限制了推论自我复杂性、压力和心理健康之间的长期动态作用关系。因此,未来研究可进一步增加测量次数、扩大追踪年限及样本,以获得更为可靠的结果。

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责任编辑 曹 莉

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10．13718/j．cnki．xdsk．2015．03．014

2015-02-10

龚玲,西南大学心理学部、心理健康教育研究中心,博士研究生;华东交通大学心理咨询中心,讲师。

张大均,教授,博士生导师。

教育部哲学社会科学后期资助重大项目“当代大学生社会适应的心理学研究”(10JHQ003),项目负责人:张大均。