不同心理彈性者的日常情緒特征：結合體驗采樣研究的證據*

2017-02-01 02:28:20

心理學報 2017年7期

(華東師范大學心理與認知科學學院應用心理學系,上海 200062)

1 引言

心理彈性(resilience)是指曾經或正經歷嚴重壓力/逆境的個體,身心功能未受到明顯消極影響,甚或發展良好的現象(Masten,2001;Zolkoski &Bullock,2012;席居哲,桑標,左志宏,2008)。學界對“resilience”的中文譯法并不一致,除了“心理彈性”(梁寶勇,程誠,2012;史光遠,崔麗霞,雷靂,鄭日昌,2013;席居哲等,2008;席居哲,桑標,2002),還有譯作“心理韌性”(胡月琴,甘怡群,2008;劉丹,石國興,鄭新紅,2010)、“復原力”(安媛媛,臧偉偉,伍新春,林崇德,周佶,2011;雷鳴,戴艷,肖宵,曾燦,張慶林,2011)、抗逆力(沈之菲,2010;許靜,2010)和“壓彈”(劉取芝,吳遠,2005)等。這類發展現象挑戰了學術界關于“危險因子是消極發展結果之預判”這一傳統固存觀點,也讓缺陷聚焦模型(deficit-focused model)受到前所未有的質疑。自此,研究者們持續致力于考察這一發展現象的促進因素及其作用機制,以期厘清“緣何一些人被壓力或困境擊垮而為數不少的另一些人卻愈挫彌堅”的核心命題。

盡管壓力情境和挫折事件對個體情緒帶來的嚴峻挑戰已得到證實,但隨著心理彈性研究的不斷深入,研究者發現,個體在壓力情境中不是單一地表現出消極情緒變化,過程中也會產生積極情緒反應,這些積極情緒反應可通過建構個人資源促進應對和適應過程(Fredrickson,2004;Fredrickson,Tugade,Waugh,&Larkin,2003;Ong,Bergeman,Bisconti,&Wallace,2006;崔麗霞,殷樂,雷靂,2012;王永,王振宏,2013)。

積極情緒和心理彈性的關系一直是彈性研究的熱點。在積極情緒研究中具有代表性的理論是Fredrickson(1998,2004)提出的拓展?建構理論(Broaden-and-build theory)。該理論強調,積極情緒能拓寬個體內部的注意、認知和行為資源,而消極情緒會縮窄個體的認知、行為和注意范圍,以迅速動員身體能量應對威脅,并伴隨身心資源的損耗。從作用特點上看,消極情緒的適應功能是短暫且損耗的,而積極情緒具有可持續的適應性,它促進個體建構身體、智力、人際、心理的資源。Block和Kremen(1996)指出,積極情緒性(positive emotionality)是心理彈性者的重要特征,他們表現出更樂觀的生活態度,更充沛的活力,更大的開放性。已有研究也頗為一致地發現,高心理彈性者的積極情緒水平更高,積極情緒有利于個體在壓力/逆境中的有效應對(Tugade &Fredrickson,2004;崔麗霞等,2012;王永,王振宏,2013;席居哲,左志宏,Wu Wei,2013;應湘,白景瑞,2010)。而學界對于消極情緒與心理彈性的關系卻有不一致的結論,如一些研究者認為,不同心理彈性者之間的消極情緒水平沒有明顯差異(Tugade &Fredrickson,2004;應湘,白景瑞,2010),而 Ong及同事(2006)發現,高心理彈性者體驗到更多的消極情緒,席居哲等人(2013)的研究中,高心理彈性者的消極情緒水平相較更低。

除了情緒體驗的效價和喚醒度,情緒復雜性(emotional complexity)是反映情緒主觀體驗特征的另一重要維度,它看似陌生,卻是我們生活中普遍的經歷：有的人情緒寡薄,而有的人常悲喜交加,百感交集;有的人能準確地區分并表達情緒,而有的人,夸張些講,對于電腦死機,趕不上公交,錯過航班,甚至失去伴侶,都是同樣的感受——心情爛透了。這些都是情緒復雜性的反映,它是對個體情緒感受的豐富性、深刻性及區分程度的反映,并且這其中既有個體間差異(Feldman,1995),也有跨情境差異(Kashdan &Farmer,2014)。就國內外研究現狀來看,情緒復雜性研究本身也呈現出“復雜性”的特點,學術界對情緒復雜性的界定、結構及測量未達成一致,理論框架和研究范式也不統一(郭婷婷,崔麗霞,王巖,2011),盡管如此,仍有一些學者對這些棘手問題進行了有價值的探索。國外學者在系統梳理了以往情緒復雜性的概念界定和研究方法后,對9個最常用的測量指標進行驗證性因素分析,發現情緒復雜性包括情緒多樣性(emotional variation)、混合情緒狀態(PA-NA covariation)、積極情緒細膩度(positive emotional granularity)和消極情緒細膩度(negative emotional granularity)這4個相互獨立的維度(Grühn,Lumley,Diehl,&Labouvie-Vief,2013)。據此,高情緒復雜性可定義為,在同一情境中擁有多樣的情緒體驗或積極情緒和消極情緒的混合體驗,能細致區分和準確表達不同的情緒狀態。情緒復雜性研究主要采用體驗采樣法(experience-sampling method,ESM),其一般操作是,在一段連續的時間區間內(一般7至30天),以隨機或固定的時間間隔,通過便攜式遠程設備(如手機、手持式計算機等)對個體心理現象進行實時測量(Christensen,Barrett,Bliss-Moreau,Lebo,&Kaschub,2003)。近10年來,ESM在國外情緒領域的研究中得到廣泛運用和發展,主要在于其具有傳統測量范式所不及的優勢：(1)在情緒動態過程中以“點狀”密集取樣,幫助研究者描繪情緒現象的發展態勢和規律;(2)在自然自發的生活情境中進行情緒測量,生態效度更高;(3)對當前情緒現象的限時評定大大降低了社會贊許性和記憶偏誤的影響,測量效度更高。

情緒復雜性在本質上反映了個體認知?情緒加工深度和情緒概念系統的發展水平(Labouvie-Vief,Diehl,Jain,&Zhang,2007;Lane,Quinlan,Schwartz,Walker,&Zeitlin,1990),作為情緒覺察的重要基礎,情緒復雜性是個體情緒功能的集中體現。情緒復雜性與心理彈性和身心健康有密切關聯,許多實證研究發現,情緒復雜性高的個體在面對壓力時能更主動而有效地應對,并更快復原(Fredrickson,Mancuso,Branigan,&Tugade,2000;Ong et al.,2006;Tugade&Fredrickson,2004),高情緒復雜性是情緒健康(emotional well-being)的重要標志,并有利于人際適應(Kang &Shaver,2004);研究者還在精神分裂癥、抑郁癥和邊緣型人格障礙患者中發現了情緒復雜性受損的現象(Demiralp et al.,2012;Kimhy et al.,2014;Zaki,Coifman,Rafaeli,Berenson,&Downey,2013),反證了情緒復雜性對維持心理健康和正常社會功能的重要意義。

情緒調節是情緒心理學研究中的熱點問題,在該領域研究中,Gross(1998)提出了具有代表性和影響力的情緒調節同感過程模型(consensual process model of emotion regulation)。該模型指出,情緒調節過程中既包括自動化的內部機制,也包含意識控制的調節,其中有兩類基本的有意情緒調節過程：原因聚焦調節(antecedent-focused emotion regulation)和反應聚焦調節(response-focused emotion regulation)。前者(以下簡稱原因調節)發生在系統輸入端,是對情緒產生的評價過程的調整或修正,主要有增強評價(重視)和減弱評價(忽視);后者(以下簡稱反應調節)發生在系統輸出端,是對已被激活的情緒成分的調整,主要有(表情)宣泄和抑制。Gross重點研究了表達抑制(expression suppression)和認知重評(cognitive reappraisal)兩種策略的有效性,發現認知重評能有效降低消極情緒的生理喚醒和主觀體驗,同時減少行為表達,與積極發展結果相關聯,而表達抑制雖降低了外顯行為強度,但無法減弱(甚至反增)生理喚醒和主觀體驗。黃敏兒和郭德俊(2002)進一步研究了忽視、重視、宣泄和抑制四種策略在消極情緒調節過程中引起的生理心理變化,證實了“水壓模型(hydraulic model)”的假設：情緒的3個主要成分相當于水壓渠道,當調節了其中一個成分,其他成分將遵循總體守恒的動力特點。他們發現,原因調節能更有效地調整消極情緒的主觀體驗成分,而反應調節雖降低了外部行為強度,卻使消極情緒的其他成分出現“壓泵式”上升,不利于個體的適應過程。

情緒調節是心理彈性的重要影響因素,心理彈性不僅與消極情緒的原因調節密切相關,積極情緒的增強和維持調節也能有效促進心理彈性(Tugade&Fredrickson,2007),高心理彈性者在積極情緒調節中更多使用(認知)重視和(表情)宣泄(席居哲等,2013)。情緒調節對心理彈性的作用與情緒復雜性相關。研究發現,高情緒復雜性個體在情緒調節過程中更加主動,使用的調節策略更有效,因而在高壓情境中表現出更高的心理彈性(Barrett,Gross,Christensen,&Benvenuto,2001);情緒復雜性低者無法準確地覺察和處理情緒信息,而不恰當或錯誤地使用情緒調節策略,容易出現適應不良的行為和癥狀(Kashdan,Ferssizidis,Collins,&Muraven,2010;Pond et al.,2012;Poor,Duhachek,&Krishnan,2012)。

為明確心理彈性、情緒過程與積極發展結果之間如何作用,學術界開展了大量研究。對國內已有實證研究進行梳理后發現,該領域研究尚有不均衡性：多集中于探討情緒狀態、消極情緒自我調節與心理彈性的關系,大多采取以變量為中心的研究范式,且針對特殊群體的研究居多。首先,作為探討情緒功能的新視角,情緒復雜性具有豐富的研究價值,遺憾的是,目前國內情緒復雜性的研究還較為匱乏,我們以 CNKI為平臺,以“情緒復雜性”為檢索詞,在題名、關鍵詞或主題等檢索條件下查找2015年12月以前的有關文獻,僅查到19篇,可見豐富國內情緒復雜性領域研究的迫切性;其次,國內心理彈性研究大多遵循以變量為中心的研究進路,變量取向割裂了個體的整體性,難以準確描繪心理彈性者的心理?行為特征及規律(李海壘,張文新,2006;席居哲,左志宏,Wu Wei,2012);最后,國內心理彈性研究對象多為高危群體,聚焦正常人群和日常生活情景的彈性研究較少,導致研究結果應用范圍局限,缺乏普適性。

基于拓展國內情緒復雜性領域研究的迫切需要和深入解答心理彈性核心命題的應用價值,本研究擬采取個體取向的研究進路,以大學生群體的日常生活片段作為研究材料,結合問卷法和體驗采樣法,考察積極消極情緒、情緒調節方式與心理彈性的關系,并從情緒體驗的多樣性(情緒廣度)、區分性(積極情緒細膩度和消極情緒細膩度)和包容性(混合情緒)三個方面探討情緒復雜性與心理彈性的關系,以揭示彈性?非彈性群體在情緒過程的差異態勢,深化對(高)心理彈性者日常情緒特征的理解,以期豐富心理彈性與情緒領域的研究成果。

2 研究方法

2.1 研究對象

2.1.1 研究對象初選

采取整群取樣法,以華東師范大學心理與認知科學學院大一、大二學生,以及上海大學、東華大學、上海海洋大學、華東理工大學和上海工程技術大學 5所高校的心理學輔修生作為初選研究對象,共計252人,其中男性72人,女性180人。被試年齡分布在17～23歲(

=18.98,

=1.626),91.1%的被試年齡在18至20歲之間。

2.1.2 研究對象甄別工具

(1)中國大學生心理應激量表

采用大學生心理健康測評系統課題組編制的中國大學生心理應激量表來測量壓力/逆境水平(梁寶勇,郝志紅,2005)。量表共 85項條目,構成 85個應激事件(源),涵蓋大學生的學習、生活、社交、發展、家庭五大領域。對于每一個應激源,要求被試評定：(1)是否經歷過;(2)若經歷過,從持續時間和強度這兩個維度評定應激源的嚴重(消極)程度。嚴重(消極)程度采用 5級計分,從 1代表“無或極小”,到5代表“非常大”。計分時將被試對所有親身經歷事件的消極影響程度評分相加,作為應激總分,即壓力/逆境指標。該量表在本研究中的Cronbach α為0.96。

(2)國際大學調查問卷(International College Study,ICS)

主觀幸福感作為穩定反映個體良好生活狀態和情緒情感狀態的指標,更符合心理彈性中“可持續性發展(sustainability)”的內涵(Bonanno,2005)。本研究采用國際大學調查問卷中的整體生活滿意度量表(SWLS)和積極消極情感量表(PA-NA)來評定適應發展狀況,其中SWLS共5題,要求研究對象根據目前的總體情況與題目描述的符合程度進行7級評分,1表示“非常不符合”,7表示“非常符合”;PA-NA共14題,要求研究對象對過去幾周內的情緒體驗作7級評定,1表示“根本沒有”,7表示“幾乎全部時間”,消極情感的題項采用反向計分后,與積極情感的得分加總求和。兩個分量表的得分總和作為主觀幸福感得分。本研究中,積極消極情感量表和整體生活滿意度量表的 Cronbach α分別為0.70和0.80。

(3)Connor &Davidson心理彈性量表(Connor-Davidson Resilience Scale,CD-RISC)

該量表最初由美國北卡羅來納州的 Connor和Davidson所編制,之后 Campbell-Sills和 Stein(2007)對此進行了修訂,修訂版共10題,采用5級計分,1代表“從來沒有”,5代表“一直如此”。10題得分相加即為心理彈性分數。在本研究中,該量表的 Cronbach α為 0.86。

2.1.3 施測過程

在征得任課老師和被試本人同意后,進行團體施測。在主試朗讀指導語后,被試根據要求進行填答,問卷由助手當場收回。最終收回有效問卷 224份,有效率為89%。

2.1.4 甄別方法

將所有被試的應激總分按高低排序,總分處于前50%的被試,作為符合心理彈性定義第一要件的“潛在心理彈性者”。經篩選,共有 105人(男生 18人,女 87人)符合該研究條件;之后對 105人的主觀幸福感得分從高到低進行排序,將前27%的被試劃為高分組,后 27%的被試為低分組,處于中間的46%為中段組。

最后,將應激總分處于前50%并且主觀幸福感總分前27%的被試歸為高心理彈性組,共32人(男生6人,女生26人);將應激總分處于前50%并且主觀幸福感總分后 27%的被試歸為低心理彈性組,共22人(男生3人,女生19人);將應激總分同樣處于前 50%并且主觀幸福感得分在中間 46%的被試歸為中等心理彈性組,共51人(男生9人,女生42人)。不同心理彈性水平組的性別分布差異未達到統計學顯著水平,χ=0.38,

0.826,加之性別差異不是本研究關注重點,因此后續討論中不再區分性別。

2.1.5 甄別有效性檢驗

為檢驗匯聚操作法的甄別有效性,對高、中、低心理彈性組在心理彈性量表的得分進行單因素方差分析,結果顯示3組被試在Connor &Davidson心理彈性量表的得分差異具有統計學意義,

(2,97)=6.20,

<0.01,

=0.36,驗證了匯聚操作法甄別不同水平心理彈性者的有效性。

2.2 研究工具及程序

2.2.1 研究工具

(1)積極情感消極情感量表(Positive Affect and Negative Affect Scale,PANAS)

邱林、鄭雪和王雁飛(2008)對 PANAS進行了本土化修訂,修訂版量表包括積極情緒情感和消極情緒情感描述詞各9項,要求被試根據過去一周的情緒情感狀態,分別為18個描述詞從1(極弱)～5(極強)選擇最符合自己情緒強度的數字。積極(消極)情緒描述詞的項目得分加總求和得出積極(消極)情緒情感分數。在本研究中,該量表的總體Cronbach α為0.72,積極情感和消極情感分量表的Cronbach α分別為0.92和0.84。

(2)情緒調節方式問卷

該問卷由黃敏兒和郭德俊(2001)編制,測查在日常生活中對具體情緒(包括積極情緒和消極情緒)使用認知忽視/重視、表達抑制/宣泄四種調節策略的頻率。其中認知忽視和重視屬于原因調節,表達抑制和宣泄屬于反應調節。問卷共 24題,采用 4級計分,1代表“無或偶爾”,4代表“總是”。問卷總體及其4個維度的Cronbach α為0.55～0.75。

情緒調節方式問卷在體驗采樣研究開始的第1天上午,由主試統一進行團體施測,問卷當場回收。

2.2.2 體驗采樣法

本次體驗采樣程序嚴格遵照 Christensen等人(2003)編訂的《體驗采樣程序操作指南》。體驗采樣周期為15天,每日采樣區間為10:00至22:00,在區間內隨機選取5個時間點進行情緒采樣,相鄰兩次采樣的時間間隔不少于90 min,每日的采樣時間點都會隨機變化。期間,被試會通過手機短信收到主試統一發出的含 PANAS量表鏈接的指導語,在收到短信的15 min內完成作答,并提交成功,計為一次有效反應。對于每名被試每次提交的數據,后臺均會顯示提交時間和作答時長,作為數據剔除的依據。為避免重復測量造成的厭煩情緒和練習效應,每次 PANAS題目順序隨機變化,并摻雜兩道無關題項。

研究開始前,由主試和一名研究助手向符合研究條件的 105名被試說明體驗采樣研究的操作流程、時間安排、反應要求、報酬設置等事項,為保證過程的標準化,主試在所有班級使用相同的演示文稿和指導語。最后,103名被試自愿參與體驗采樣研究,當場簽名并提交了知情同意書。

為提高被試的參與積極性,本階段研究設置了不同等級的報酬,分別對應50%以下、50%～70%、70%以上的有效反應率。此外,為避免研究對象對研究篩選條件的猜測和可能引起的消極暗示,主試在體驗采樣研究結束后向所有參與初選的被試說明了研究意圖。

2.3 數據處理與統計

為確保數據有效性,在正式數據分析前,對采樣數據進行清洗。處理規則如下：(1)前3次采樣作為練習,不參與后續數據分析;(2)短信發出后的15 min內未提交數據,此次數據作廢;(3)所有題項評分完全相同,此次數據作廢;(4)作答時間短于20 s,此次數據作廢;(5)同一采樣點提交了兩次數據,保留較早提交的數據;(6)連續2天沒有作出有效反應,該名被試所有數據作廢。

在剔除所有不合格數據之后,符合研究要求的被試共 100名,共收集到有效體驗采樣數據 5469條(每條數據是對 PANAS所有題項的完整作答)。所有被試在 15天的平均有效反應率達到 76%,其中最少的提交了 29次有效數據,有效反應率為41%;最多的提交了69次有效數據,有效反應率達到 99%。3組被試在有效反應率上沒有顯著差異,

(2,97)=0.13,

=0.878。

我們對清洗后的數據進行了統計處理,得出以下6個變量：

(1)情緒強度和情緒頻率

具體情緒有兩個基本成分：情緒強度(emotion intensity)和情緒頻率(emotion frequency),其中情緒強度是個體體驗到某種情緒的主觀強度,情緒頻率是個體在一段時間內體驗到某種情緒的頻率(Diener,Larsen,Levine,&Emmons,1985;Schimmack&Diener,1997)。遵循Schimmack和Diener的建議,以一名被試在 PANAS中對“欣喜的”評分為例,我們將該名被試所有有效采樣中對該描述詞大于1的評分加總平均作為被試在該情緒強度的得分,將評分大于1的次數占有效采樣數的比例作為該情緒頻率得分。

(2)情緒平衡

Bradburn在幸福感的研究中最早提出“情感平衡”(affect balance)的概念,他認為個體積極情感和消極情感的相對水平決定了個體是否產生幸福的主觀體驗,對主觀幸福感的跨文化研究也證明了Bradburn的觀點(嚴標賓,鄭雪,邱林,2003)。Carstensen等人(2011)指出,個體在日常情緒狀態中積極情緒和消極情緒的相對差異反映了其情緒的總體品質,并將積極情緒評分與消極情緒評分的差值結果稱為

積極的情緒體驗

(positive emotional experience)。我們借鑒了情緒平衡的研究思想和數據處理方法,將每名被試每次有效采樣中的 PA得分減去 NA得分,計算出情緒平衡得分,再將所有有效采樣中的情緒平衡得分加總平均,作為該名被試的情緒平衡總分。

(3)情緒細膩度

回憶生活中的經歷,不難發現有的人能夠準確地感受并表達自己的感受,而有的人卻說不清道不明,這就是情緒細膩度,是個體對自身情緒狀態表征的細致和精確程度(Barrett et al,2001),即人們是否明確自己此時因何事而體驗到何種情緒,并用語言準確表達出來。根據定義,將被試在體驗采樣期間對每種具體情緒評分間的組內相關系數(intraclass correlation coefficient,ICC)作為情緒細膩度的指標,ICC高,說明個體對不同的具體情緒的區分性程度低,情緒細膩度低;反之,ICC低則情緒細膩度高(Barrett,Quigley,Bliss-Moreau,&Aronson,2004)。然而,ICC的計算受到變量變異度的影響,若變異度很小,即使變量間的一致性很高,ICC的值也無法體現出來;若變異度很大,即使一致性很低,ICC的值也會很大(楊建鋒,王重鳴,2008)。換言之,ICC受到被試變量變異度的強烈影響,在某些特殊情況下,ICC的靈敏度可能會降低,甚至失靈。因此,本研究改進了計算方法,先計算每名被試每次有效采樣中對所有具體情緒評分的標準差,將所有的標準差加總平均,作為情緒細膩度得分。

(4)情緒廣度

我們采用 Ong和 Bergeman(2004)以及 Grühn等人(2013)建議的主成分個數作為情緒廣度的數量指標。我們對每名被試在所有有效采樣中的情緒變量進行主成分分析,提取出的主成分個數則反映了情緒體驗的范圍和廣度。主成分個數多,表明被試體驗到的情緒種類多,說明情緒廣度大;主成分個數少,表明體驗到的情緒種類單一,情緒廣度小。

(5)混合情緒

運用研究者普遍使用的混合情緒公式 MA=PA + NA ? |PA ? NA|來計算混合情緒得分(Ersner-Hershfield,Mikels,Sullivan,&Carstensen,2008)。

所有數據錄入SPSS 19.0進行處理與分析。

3 結果

3.1 大學生日常情緒體驗及情緒調節方式的總體情況

被試在 18種具體情緒的平均情緒頻率和情緒強度的描述性統計見表1。被試在日常生活中報告最多的積極情緒是“精力充沛”、“活躍”和“充滿熱情”;在消極情緒方面,報告最多的是“戰戰兢兢”和“緊張”。總體來看,被試在積極情緒和消極情緒的情緒強度較弱,表現出平靜而穩定的特點。

表1 18種具體情緒的情緒強度和情緒頻率(M ±SD)

接著,計算出每名被試的平均積極情緒得分和消極情緒得分,而后得出所有被試在積極情緒和消極情緒評分上的頻率分布,結果如圖1所示。

圖1 積極情緒與消極情緒評分的頻率分布情況

對所有采樣數據進行分布檢驗,積極情緒的偏度系數

=1.15,峰度系數

=1.18;消極情緒的偏度系數

=2.03,峰度系數

=4.65,都呈現正偏態高峰度分布,這說明被試大多數時間處于平靜狀態,較少出現極度強烈的積極或消極情緒體驗,符合研究設計。表2反映了被試對積極情緒與消極情緒調節的一般模式。配對樣本

檢驗的結果顯示,對消極情緒的調節過程中,被試使用忽視多于抑制,

(99)=3.44,

0.01,

Cohen’s d

=0.49,重視多于宣泄,

(99)=4.58,

0.001,

=0.65;積極情緒調節過程中,使用重視多于宣泄,

(99)=4.03,

0.001,

=0.57,而忽視與抑制的使用頻率沒有顯著差異。另外,消極情緒調節方式中,原因調節多于反應調節,

(99)=18.06,

0.001,

=0.57;減弱型調節多于增強型調節,

(99)=9.55,

<0.001,

=0.36;積極情緒調節方式中,增強型調節多于減弱型調節,

(99)=3.96,

<0.001,

=0.56。

表2 積極情緒與消極情緒的原因?反應調節方式使用頻率比較(M ±SD)

3.2 高、中、低心理彈性組大學生情緒體驗特征及情緒調節方式比較

3.2.1 積極消極情緒狀態比較

根據高、中、低彈性組的PANAS均分繪制了時序趨勢圖,見圖2。能觀察到：(1)3組被試每日的平均積極情緒評分都高于消極情緒。我們推測這與研究的時間背景有關,體驗采樣期間,正值大學里教學周向考試周的過渡,許多公共和選修課程已結束考試/考查,又逢新舊年交替之際,臨近“雙旦”,因而總體上積極情緒較多;(2)高心理彈性組每日的平均積極情緒評分都高于其他兩組;(3)高、中、低三組被試的情緒評分在積極情緒部分的離散性更大,時序趨勢圖中有明顯變化的時間點也集中在積極情緒部分,大致位于12月20日和12月25日,除去12月14日的練習,12月15日至12月20日算作一個情緒周期,而從 12月 21日始為一個新周期,大體上與自然周吻合。我們推測,可能是經歷了周末的休整,新一周的積極情緒水平有了不同幅度的上升。

圖2 高、中、低心理彈性組15天體驗采樣時序趨勢圖

為進一步驗證上圖所反應的差異態勢,我們對不同心理彈性組被試所報告的積極情緒、消極情緒均分進行單因素方差分析。Leneve方差同質性檢驗表明,3組被試在積極情緒和消極情緒均分上的方差齊性,分析結果見表3。

表3 不同心理彈性大學生情緒體驗特征比較(M ±SD)

高、中、低三組被試在積極情緒均分、積極情緒頻率、積極情緒強度上均有顯著的組間差異,

(2,97)=5.24,

0.01,

Cohen’s f

=0.33;

(2,97)=7.50,

<0.01,

=0.39;

(2,97)=6.22,

<0.01,

=0.36。事后多重比較發現：(1)高心理彈性組的積極情緒均分顯著高于低彈性組(

0.01),中心理彈性組的積極情緒均分高于低彈性組,其差異呈邊緣顯著(

=0.052)。(2)高心理彈性組的積極情緒頻率顯著高于中、低彈性組,分別為

0.05和

0.001,中心理彈性組顯著高于低彈性組,

0.05。(3)高、中心理彈性組的積極情緒強度顯著大于低彈性組,分別為

0.01,

0.05。高心理彈性組積極情緒強度大于中彈性組,差異呈邊緣顯著(

=0.062)。對不同心理彈性組被試的情緒平衡得分進行單因素方差分析后發現,3組被試在情緒平衡上的組間差異達到顯著水平,

(2,97)=4.64,

<0.05,

=0.310。多重比較發現,高心理彈性組的情緒平衡得分顯著高于中心理彈性組(

0.05)和低彈性組(

0.01)。

3.2.2 情緒復雜性指標比較

對3組被試在積極情緒細膩度和消極情緒細膩度的分析結果見表4。高、中、低心理彈性組在積極情緒細膩度上存在顯著的組間差異,

(2,97)=4.26,

<0.05,

=0.30。事后多重比較發現,高、中心理彈性組與低彈性組的差異均達到顯著水平(

0.01,

0.05)。

表4 高、中、低心理彈性大學生情緒復雜性指標比較(M ±SD)

3.2.3 情緒調節方式比較

分別從積極情緒調節和消極情緒調節兩個方面對 3組被試的 4種情緒調節方式進行方差分析,結果見表5。

表5 3組心理彈性大學生情緒調節方式問卷評分比較(M ±SD)

在積極情緒調節,高、中、低三組在抑制和宣泄調節(以下稱作正性抑制和正性宣泄)的差異有統計學意義,分別為

(2,97)=3.55,

<0.05,

=0.29和

(2,97)=3.69,

0.05,

=0.28。其中低彈性組的正性抑制得分顯著高于高、中彈性組,分別為

0.01,

0.05;而高、中彈性組的正性宣泄得分顯著高于低彈性組(

0.01,

0.05)。在消極情緒調節,高、中、低三組在重視調節(以下稱為負性重視)的差異有統計學意義,

(2,97)=6.41,

0.01,

=0.36,其中高心理彈性組的負性重視得分顯著低于中心理彈性組(

0.01)和低彈性組(

0.05)。

4 討論

4.1 高、中、低心理彈性者的日常情緒特征

15天體驗采樣研究發現,大學生在日常生活的大多數時間里感到精神充沛,表現出活躍、高昂的情緒狀態,最頻繁體驗到的消極情緒是緊張、戰戰兢兢,這符合大學(新)生的身心特點。被試中以低年級學生居多,處于青年早期,身體機能的蓬勃發展使大學生有健康的體魄和充足的精力,加之學習興趣和熱情處于整個大學的全盛時期,因此外部表現活潑矯健,富有生氣;而對于校園新文化環境的適應,以及競爭意識的增強等,容易使大學新人感到緊張焦慮,呈現出既開放又惶恐的矛盾情緒特點。

分析結果顯示,高心理彈性大學生的積極情緒得分更高,這與已有的眾多研究結果一致。在此基礎上,我們具體分析了不同心理彈性大學生在頻率和強度兩個情緒成分上的差異,發現高心理彈性者的日常積極情緒體驗更頻繁,更強烈,深入證實了此前得出的高心理彈性對應高積極情緒這一結論。

然而,我們發現高、中、低心理彈性大學生的消極情緒沒有顯著差異,這一結果與已有一些研究結論一致(Tugade &Fredrickson,2004;應湘,白景瑞,2010),也支持了 Masten(2001)關于“心理彈性者并非刀槍不入、所向無敵”的觀點。結果顯示,高心理彈性者對消極情緒并不是“免疫”的,其消極情緒均分、強度和頻率與其他二組并無差異。Fredrickson及同事(2000)也發現,(高)心理彈性者的情緒自評和生理指標都顯示他們在被告知 1min后要進行即興演講時同樣產生了明顯的焦慮情緒。

此外,我們發現高心理彈性組在情緒平衡指標的得分顯著高于中、低彈性組,這與席居哲等人(2013)對高中生群體的研究結論一致,并補充了大學生群體的研究資料。情緒平衡和生活滿意度是主觀幸福感的重要預測因子,情緒平衡不僅是維持身心平衡的重要條件,也是衡量個體身心適應狀況的重要指標。Fredrickson(2004)指出,提高積極情緒在整體情緒情感的比重對于維持個體的心理社會功能和促進身心健康都是非常重要的。高心理彈性者的積極情緒在整體情感生活中的比重更大,這反映了其情緒品質更高,適應性更好,而這一結果也印證了Block和Kremen(1996)提出的“高心理彈性者情緒適應性良好”的觀點。

4.2 高、中、低心理彈性者的情緒復雜性特征

情緒復雜性是一個多維度、多取向的概念,我們從情緒廣度、混合情緒、積極情緒細膩度、消極情緒細膩度比較了 3組被試在情緒復雜性的差異,結果發現,3組被試在混合情緒、情緒廣度和消極情緒細膩度上沒有顯著差異,而在積極情緒細膩度上表現出顯著差異,具體表現為高、中心理彈性組的積極情緒細膩度顯著高于低分組。根據Grühn等人(2013)的發現,情緒復雜性的 4個測量指標之間相互獨立,個體在一個變量上的表現并不影響其他變量上的反應,這一結果印證了他們的觀點。

我們并未發現3組被試在情緒廣度和混合情緒上有顯著差異,而以往研究顯示,高心理彈性者在壓力狀態下仍保持豐富的情緒體驗,并且更頻繁地體驗到混合情緒(Ong &Bergeman,2004)。然而,Zautra,Reich,Davis,Potter和Nicolson(2000)發現,壓力與情緒復雜性呈負相關,個體在高壓情境中容易出現非此即彼的單一情緒體驗,情緒反應刻板。基于這些證據,一個可能的解釋是,高心理彈性者在情緒豐富性和包容性的優勢可能僅在壓力/逆境中顯現,以緩沖壓力對個體的消極影響。Masten(2001)曾提出一類調節因子,其功能特點像汽車的安全氣囊,由危險因子激活,保護個體身心功能免受損害,而一般情況下不發揮作用。我們的情緒樣本取自大學生的日常生活情景,壓力水平較低,總體情緒體驗評分的頻率分析也顯示,被試大多數時間處于平靜或消極情緒水平較低的狀態,根據Zautra提出的動態情感模型(dynamic affect model),當個體所處的壓力水平較低時,其信息加工容量最大,因此能夠同時加工和判斷客體的不同維度,體驗到的情緒也較豐富。因此我們推測,高心理彈性者的情緒廣度和混合情緒是安全氣囊式的調節因子,僅在高壓條件下起緩沖作用。

對 3組被試在積極情緒細膩度的差異比較發現,高、中心理彈性者的積極情緒細膩度顯著高于低分者,這與已有研究發現一致,當體驗到壓力時,積極情緒細膩度高的個體更少使用轉移注意的方式來回避應對,相反地,他們在應對過程中更加專注,有意識地付出更多努力,決策時謹慎而全面地思考,避免沖動處置,這讓他們在壓力面前更具前瞻性和堅韌性(Tugade,Fredrickson,&Barrett,2004)。根據Clore和 Storbeck(2006)提出的情緒信息理論(affect-as-information),情緒具有重要的信息、組織和動機功能,在判斷和決策過程中是重要的信息源,情緒的主觀體驗為個體的認知評估提供了豐富而有價值的信息,其中效價提供了關于目前情境威脅程度的信息,喚醒度能反映目標客體/情境對個體的重要性,因此,全面而準確地識別和理解情緒能為個體的知覺、認知和行動提供豐富的信息,這也包括對情緒調節過程的指導。情緒智力理論也提出,對情緒的知覺、評估和表達是情緒智力的基石,人們總是在認知自身情緒的基礎上對情緒進行調控(盧家楣,2005)。由此可知,情緒復雜性不僅是情緒體驗成分的重要特征,也是情緒覺察和情緒調節的基礎,它能夠指導個體在環境中實現成功應對和良好適應。

已有研究證實,積極情緒細膩度高的個體有更多的正念狀態(mindfulness),他們對自身情緒體驗保持好奇、接納和開放性,能更細致地覺察和理解自身情緒,而對積極情緒的正念又會持續激發出更多的積極體驗,呈現出螺旋式上升的趨勢,幫助建構應對資源(Fogarty et al.,2015;Hill &Updegraff,2012)。Kang和Shaver(2004)也發現,高情緒細膩度的個體對內外部環境及其二者間的平衡保持敏感而細致的覺察,追求新體驗和新挑戰,富于想象和創新,通過不斷創造新體驗和新經歷而逐漸豐富自己的內心,從而能更好地適應環境、應對挑戰。

我們并沒有發現高心理彈性者具有更高的消極情緒細膩度,這看似與以往一些研究結論不符(Barrett et al.,2001;Ong &Bergeman,2004),實則促進了對心理彈性與情緒細膩度關系的深入探討。根據Barrett等人(2001)的理論,消極情緒細膩度高的個體,在中等或高度壓力情境中,大腦會激活豐富的情緒知識,促進對情緒信息的精細加工,提高情緒自我調節效率,幫助快速恢復情緒平衡。其他相關研究也表明,消極情緒細膩度對個體適應的積極作用是通過在壓力情境中促進消極情緒調節而實現的(Demiralp et al.,2012;Kashdan &Farmer,2014;Zaki et al.,2013)。相比之下,本研究聚焦大學生的日常生活情境,因消極情緒的威脅不明顯,消極情緒調節的需要也不迫切,高消極情緒細膩度的優勢在此便失去了“用武之地”,未得彰顯。

4.3 高、中、低心理彈性者的情緒調節特點

從總體上看,被試在消極情緒調節中使用原因調節多于反應調節,減弱型調節多于增強型調節,在積極情緒調節中使用增強型調節多于減弱型調節,這與黃敏兒和郭德俊(2001)的研究結果一致。這提示,人們在日常生活中更多地通過從情緒的發生端來調整自己的消極情緒,修正對情緒刺激的加工評價,這是維持和增強情緒的重要過程。認知評價能直接調整和改變個體的主觀感受,間接調節其他心理過程,這也揭示了原因調節的適應意義。

進一步考察發現,高心理彈性者在面對積極情緒時相對更多地使用宣泄而少用抑制,在消極情緒調節中相對少使用認知重視,席居哲等人(2013)的研究中也發現了同樣的趨勢。具體來說,在積極情緒調節中,高心理彈性者在情緒反應端更多地以表情宣泄的方式充分表達積極感受,保持和增強了積極情緒體驗,而面對消極情緒,低心理彈性者在情緒輸入端更多地使用認知重視,可能導致消極情緒不減反增。

情緒調節方式直接影響情緒成分的變化,不同的情緒調節方式會使主觀體驗和生理反應產生不同的變化。腦神經科學研究表明,當運用認知重視調節消極情緒時,個體的杏仁核激活水平增強(Ochsner et al.,2004)。張萌萌(2012)對愉悅情緒調節方式的 ERP研究也發現,宣泄能增強愉悅體驗,同時相對減弱生理激活水平,而抑制的效果恰得其反。黃敏兒和郭德俊(2002)發現,對消極情緒的認知重視會增強消極的主觀感受,而對積極情緒的宣泄會增強積極體驗,并僅引起較低水平的生理喚醒,此外,對積極情緒的抑制不僅不能降低主觀感受,反而增強生理喚起,引起交感神經的持續激活。綜上推測,在積極情緒狀態下,高心理彈性者因更多地采用宣泄調節而進一步維持和增強了積極情緒,長期積累成為高心理彈性者的內部資源;低心理彈性者更多地使用表情抑制以減弱積極情緒表現,雖有效地掩飾了情緒反應,但并不會減弱主觀感受,反而會增強交感神經激活,持續反復可能不利于軀體健康。

5 結論

本研究主要運用體驗采樣法,考察了不同心理彈性大學生在日常情緒生活中的差異,嘗試揭示促進心理彈性發展的重要情緒特征。研究發現,高心理彈性大學生(1)具有積極情緒心境化的特點,表現為在日常生活中積極情緒體驗的頻率更高,強度更大。(2)擁有高質量的情緒情感,情緒平衡能力更好。(3)積極情緒細膩度更高,但未發現與低心理彈性者在情緒廣度、混合情緒和消極情緒細膩度有顯著差異。我們推測,情緒廣度、混合情緒和消極情緒細膩度可能僅在顯著壓力條件下發揮作用,充當安全氣囊式的調節因子,具有在不利處境中緩沖負面影響的功能。(4)在積極情緒調節過程中更多地運用宣泄,而少用抑制;在消極情緒調節中,相比低心理彈性者更少使用認知重視調節。

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