大學新生的情緒和行為問題：自我控制和應對方式的作用

司徒巧敏

(廣州科技貿易職業學院 財經學院，廣東 廣州 511442)

大學新生常常面對人際關系、學業、戀愛等壓力，這些壓力容易導致各種情緒和行為問題[1-3]，因而對學生的身心健康、學業、甚至社會安全等方面均會產生一定的負面影響。因此，考察大學新生情緒和行為問題的保護性因素及其機制對促進大學新生入學適應具有重要的意義。

自我控制是個體對思想、情緒和行為進行改變以符合社會道德和個人標準的心理機能[4]。研究發現，低自我控制是導致問題行為的一個主要原因[4-8]。另外，筆者認為應對方式可能是解釋自我控制如何影響問題行為的一個作用機制。應對是個體減輕或克服壓力所使用的認知和行為上的努力[9]。自我控制水平較高的個體偏向采用積極應對和較少使用消極應對[10-13]，表明自我控制與應對方式存在密切的關系。壓力應對又與情緒及行為問題息息相關，研究表明消極應對容易導致情緒和行為問題；而采用積極應對則能夠減少情緒行為問題的發生[14-19]。

本研究的目的在于考察大學新生自我控制和情緒(焦慮/抑郁)、行為問題(攻擊)的關系及應對方式在其中的中介作用。由于問題行為存在性別差異，在模型檢驗中對性別加以控制。筆者假設：(1)自我控制與問題為呈負相關；(2)應對方式其中起中介作用。

1 方法

1.1 被試

本研究采用方便取樣法。2016年10月中旬，在廣州某高校抽取400名大一學生參與本研究。剔除無效問卷28份后，剩余372份作為最終樣本(有效率93%)。其中，192名男生，179名女生(1人沒有報告)；362名學生是漢族，8名少數民族(2人沒有報告)。年齡范圍是18～22歲，平均年齡19.92歲(標準差0.89)。

1.2 研究工具

本研究采用《簡易自我控制問卷》測量被試的自我控制水平。該量表由Tangney等人編制[4]，國內學者對其進行了翻譯并應用于國內不同的群體，發現該量表具有良好的信效度[8]。該量表共有13個題目，采用5點計分(從“1=非常不像我”至“5=非常像我”)，分數越高表示個體自我控制水平越高。在本研究中，該量表的α系數為0.80。

本研究采用《簡易應對方式問卷》測量被試在生活中遇到困難時可能采取的態度和做法。該量表由國內學者編制，共有20個題目，包括積極應對和消極應對兩個維度。量表采用4點計分(從“0=不采取”至“3=經常采取”)，分數越高表示個體越頻繁使用積極或消極的應對方式。在本研究中，積極應對和消極應對的α系數分別為0.89和0.83。

本研究采用《成人自我報告》的“焦慮/抑郁”和“攻擊行為”分量表分別測量個體的情緒和行為問題。該量表已被翻譯為多國語言并應用于中國樣本，表現出良好的信、效度。焦慮/抑郁和攻擊行為兩個分量表分別包括18和15個題目，均采用3點計分(從“0=不準確”至“2=非常或經常準確”)，分數越高表示個體越頻繁表現出焦慮/抑郁和攻擊行為。在本研究中，焦慮/抑郁和攻擊行為的α系數分別為0.91和0.86。

1.3 程序

本研究由心理學研究生擔任主試，在輔導員的協調下以班級為對象進行匿名集體施測。在施測過程中，主試對被試強調匿名性以及要求被試保持安靜并獨立完成。在作答完畢后，主試統一收回問卷并向被試致謝。采用SPSS18.0以及PROCESS 2.13對數據進行分析。

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

為避免共同方法偏差的影響，對自我控制、應對方式、焦慮/抑郁和攻擊行為進行探索性因素分析。結果顯示，特征根大于1的子共有14個，累積貢獻率為50.12%，第一個公因子的貢獻率為19.83%，小于40%。另外，采用驗證性因素分析，限定所有題目負荷在同一個潛變量因子上，單因素模型的擬合較差，χ2(2 079)=7 343.29，RMSEA=0.083，CFI=0.465，SRMR=0.108。這表明本研究的測量中不存在顯著的共同方法偏差。

2.2 自我控制、應對方式與焦慮/抑郁、攻擊行為的性別差異檢驗

采用獨立方法t檢驗考察自我控制、應對方式，焦慮/抑郁和攻擊行為是否存在性別差異。

如表1所示，男性和女性之間的自我控制水平不存在顯著差異；而男性比女性更少采用積極應對以及更多采用消極應對；同時男性比女性表現出更多的焦慮/抑郁和攻擊行為。根據Cohen的標準，積極應對、消極應對、焦慮/抑郁和攻擊行為的性別差異的效應值較小。

2.3 自我控制、應對方式與焦慮/抑郁、攻擊行為的相關分析

采用Pearson相關分析考察各變量之間的兩兩關系。如表2所示，結果表明焦慮/抑郁和攻擊行為與自我控制均呈顯著的負相關關系；與積極應對和消極應對分別呈顯著的負相關和正相關關系。另外，自我控制與積極應對和消極應對分別呈顯著的正相關和負相關關系。

表1 自我控制、應對方式、焦慮/抑郁和攻擊行為的性別差異檢驗

男性女性t(369)Cohen’s d自我控制3.23±0.513.25±0.50-0.510.05積極應對1.75±0.531.87±0.54-2.12?0.22消極應對1.21±0.621.08±0.532.11?0.22焦慮/抑郁0.44±0.390.35±0.302.46?0.26攻擊行為0.33±0.330.25±0.242.59??0.27

注：*p<0.05;**p<0.01；Cohen’sd為絕對值，d=0.20，0.50和0.80分別為小、中、大效應(Cohen,1992)

表2 自我控制、應對方式、焦慮/抑郁和攻擊行為的相關分析

MSD12345自我控制3.240.51-積極應對1.810.540.20??-消極應對1.150.58-0.23??0.23??-焦慮/抑郁0.390.35-0.43??-0.16??0.31??-攻擊行為0.290.29-0.45??-0.15??0.31??0.83??-

注：**p<0.01

2.4 應對方式在自我控制與焦慮/抑郁、攻擊行為之間的中介作用

采用Hayes編制的PROCESS 2.13(模型4)考察應對方式在自我控制與焦慮/抑郁、攻擊關系之間的中介作用。PROCESS是一個嵌套于SPSS中的用于檢驗中介模型、調節模型以及中介調節混合模型的插件。在本分析中，自我控制作為自變量，積極應對和消極應對作為兩個平行的中介變量，焦慮/抑郁和攻擊行為分別作為因變量。在性別差異檢驗中，盡管積極和消極應對、焦慮/抑郁和攻擊行為的性別差異效應較小，但為了獲得更精確的參數估計，本研究把性別作為協變量處理。本研究從整體數據中抽取5 000次Bootstrap樣本并采用95%的置信區間(confidence interval,95%CI)來檢驗中介效應的顯著性。如果95%CI不包括0，那么說明中介效應顯著。

應對方式在自我控制與焦慮/抑郁之間的中介作用模型顯著，F(4,366)=31.44，p<0.01，R2=25.6%。在控制性別后，自我控制與焦慮/抑郁的關系顯著，B=-0.24，S.E.=0.03，t=-7.08(圖1)。中介效應檢驗結果表明，積極應對(B=-0.019，95%CI=[-0.040,-0.005])和消極應(B=-0.040,95%CI=[-0.074,-0.019])對在自我控制與焦慮/抑郁之間的中介作用均顯著，積極應對和消極應對在其中的中介效應不存在顯著差異，見表3。

圖1 應對方式在自我控制與焦慮/抑郁之間的中介效應模型；數值為非標準化系數；**p<0.01

應對方式在自我控制與攻擊行為之間的中介作用模型顯著，F(4,366)=33.97，p<0.01，R2=27.1%。在控制性別后，自我控制與攻擊行為的關系顯著，B=-0.22，S.E.=0.03，t=-7.85，如圖2所示。另外，中介效應檢驗結果表明，積極應對(B=-0.013,95%CI=[-0.031,-0.001])和消極應對(B=-0.031,95%CI=[-0.059,-0.014])在自我控制與攻擊行為之間同樣存在顯著的中介效應，積極應對和消極應對在其中的中介效應不存在顯著差異，見表3。

圖2 應對方式在自我控制與攻擊行為之間的中介效應模型；數值為非標準化系數；*p<0.05，**p<0.01

3 討論

本研究以大學生為樣本，考察了自我控制與情緒(焦慮/抑郁)、行為(攻擊行為)問題之間的關系以及應對方式在其中的中介作用。結果表明，自我控制與焦慮/抑郁和攻擊行為呈顯著負相關。更重要的是，本研究還發現了積極應對和消極應對在其中均起顯著的中介效應，兩者的中介效應相當。

關于自我控制與情緒和問題行為的關系，本研究結果與以往研究結果[4-8]一致。這表明情緒與行為問題的產生與個體的自我控制息息相關。根據上述對自我控制的定義，自我控制水平較低的個體難以有效調節自己的思想、情緒以及行為沖動，因而容易表現出不良的情緒和行為。

表3 應對方式在自我控制與焦慮/抑郁、攻擊行為之間的中介效應摘要

估計值(B)95%CI自我控制→積極應對→焦慮/抑郁-0.019[-0.040,-0.005]自我控制→消極應對→焦慮/抑郁-0.040[-0.074,-0.019]中介效應差異檢驗:積極應對效應—消極應對效應0.021[-0.013,0.062]自我控制→積極應對→攻擊行為-0.013[-0.031,-0.001]自我控制→消極應對→攻擊行為-0.031[-0.059,-0.014]中介效應差異檢驗:積極應對效應—消極應對效應0.018[-0.009,0.052]

本研究的一個重要之處在于發現積極應對和消極應對在自我控制與情緒和行為問題之間的作用。根據本研究的結果，自我控制對情緒和行為問題的影響通過不同自我控制水平的個體傾向于采用不同的應對方式產生作用。具體來說，自我控制水平較高的個體較多采用積極應對以及較少消極應對，從而表現出較少的焦慮/抑郁和攻擊行為；而自我控制水平較低的個體采用更多消極的方式以及更少積極的方式應對壓力和挫折，因此隨之表現出較多的焦慮/抑郁和攻擊行為。以往研究發現消極應對(如回避)在自我控制與抑郁之間起中介作用[10]，本研究結果也證實了這一結果。本研究還證實了積極應對在自我控制與情緒問題中同樣起中介作用；而且積極應對和消極應對在自我控制與行為問題的關系也起顯著的中介作用。另外，本研究結果還表明，盡管消極應對的中介效應稍大于積極應對，然而差異統計結果卻表明兩則不存在顯著差異，說明兩者的作用是相當的。因此，研究認為消極應對和積極應對在自我控制與情緒和行為問題之間的作用同樣重要。

另外值得注意的是，以往研究發現女性比男性體驗到更多的抑郁和焦慮等情緒問題[20]，但本研究結果卻發現男大學生比女大學生表現出更多的焦慮/抑郁問題。其中一個原因可能在于男性比女性采用更少的積極應對方式以及采用更多的消極應對方式。Nolen-Hoeksema認為應對方式是解釋焦慮/抑郁性別差異的一個重要因素[20]。在本研究中，女大學生比男大學生采用更多積極的應對方式以及更少采用消極的應對方式。這在一定程度上解釋了為何本研究中的男生比女生報告更多的焦慮/抑郁。然而，研究認為該結果還可能受到其他因素的影響，如人際交往、地域因素和體驗到的壓力等，該議題值得日后進一步探索。

本研究對未來研究有幾點啟示。首先，以往研究以及本研究的結果一致表明自我控制是個體情緒和問題行為的重要保護性因素，該結果表明提高大學生的自我控制能力有助于預防和緩解其情緒和行為問題的發生。國外有學者采用反復訓練的方法培養個體的自我控制能力，并發現自我控制訓練能夠有效緩解高特質攻擊性個體對挑釁的反應性攻擊行為。這說明，提高個體的自我控制或許是預防和緩解大學生的情緒和行為問題的一個有效的手段。應對方式的中介作用也表明教育大學新生采用積極的應對方式可有助降低他們的情緒和行為問題以促進他們的入學適應，尤其是針對那些自我控制水平較低的大學新生。其次，本研究只從應對方式的角度考察自我控制與情緒、行為問題關系之間的機制。目前國內外仍較少研究揭示自我控制影響情緒與行為問題的作用機制，因此日后研究很有必要繼續深入探討自我控制還通過其他哪些機制對情緒和行為問題產生影響。最后，本研究以及以往同類研究[7-10]主要從自我控制的行為抑制(Behavioral Inhibition)的角度進行研究。然而，有研究者認為自我控制不僅僅包括行為抑制，而且還應該包括行為啟動(Behavioral Initiatory),從而達到對情緒和行為調節的自動化。換言之，自我控制既包括不做不該做的事，又包括做該做的事。研究認為，一些問題行為(如社會退縮、拖延等)在一定程度上與行為啟動失敗有密切關系。因此，未來研究還可以從行為啟動方面著手探索自我控制與情緒、行為問題的關系及其機制。

本研究存在一些不足之處。首先，鑒于橫向研究的特點，研究難以得出自我控制、應對方式和情緒與問題行為幾者的因果關系。其次，本研究只在廣州某高校進行取樣，因此結論的普及性受到一定的限制。盡管如此，本研究的主要貢獻在于揭示了積極應對和消極應對在自我控制與情緒、行為問題之間的作用，這在一定程度上解釋了為什么自我控制水平較高的個體表現出較少的情緒和行為問題。

4 結論

本研究得出如下結論：(1)大學生自我控制與焦慮/抑郁和攻擊行為呈負相關；積極應對和消極應對分別與焦慮/抑郁和攻擊行為呈負相關和正相關。(2)積極應對和消極應對在自我控制與焦慮/抑郁和攻擊行為關系之間起中介效應。(3)積極應對和消極應對的中介效應相當。