姜曉文 姜媛 田麗 方平

摘要對461名青少年進(jìn)行問卷調(diào)查，在控制人口學(xué)變量后，考察青少年壓力、自我同情、焦慮和主觀幸福感之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）壓力對主觀幸福感有顯著的負(fù)向預(yù)測作用；（2）自我同情調(diào)節(jié)了壓力與主觀幸福感之間的關(guān)系；（3）焦慮在自我同情對壓力和主觀幸福感關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)中起完全中介作用。

關(guān)鍵詞青少年，壓力，自我同情，焦慮，主觀幸福感。

1引言

隨著生活節(jié)奏的不斷加快，壓力已經(jīng)成為現(xiàn)代人難于避免的問題，而壓力與心理健康的關(guān)系也引起了社會各界的廣泛關(guān)注。目前，大量研究指出壓力是影響青少年主觀幸福感的重要因素之一（Zimmer-Gembeck&Skinner;，2010）。壓力是指人和環(huán)境之間的一種特殊關(guān)系，在這種關(guān)系下，人感到的環(huán)境需求已經(jīng)超出了自身可以應(yīng)付的能力，或者已經(jīng)威脅到自身的心理健康（Lazarus&Folkman;，1984）。人際關(guān)系壓力與學(xué)業(yè)壓力已成為青少年情緒困擾和心理健康問題的主要原因，處于高壓下的青少年更容易產(chǎn)生焦慮、抑郁等不良情緒（樓瑋群，齊銥，2000）。Thoits（1995）的研究也表明，壓力如果不能加以調(diào)控，會進(jìn)一步引發(fā)抑郁、焦慮等負(fù)性情緒。青少年體驗(yàn)的壓力事件越多，不幸福的感覺會越強(qiáng)烈（Huebner&Laughlin;，2001）。但目前的研究多側(cè)重于探討壓力與主觀幸福感及其各維度之間的關(guān)系，然而壓力是不可避免和消除的。因此，本研究提出一個有中介的調(diào)節(jié)模型，探討壓力在何種情況下會對主觀幸福感產(chǎn)生更強(qiáng)或更弱的影響，及其是“如何”影響的。以此來幫助青少年更好地應(yīng)對壓力，提高其幸福感。

在Diener，Suh，Lucas和Smith（1999）提出的人格

環(huán)境交互作用理論中，對影響主觀幸福感的因素做了內(nèi)部人格因素和外部環(huán)境因素的區(qū)分，發(fā)現(xiàn)盡管主觀幸福感在一定程度上也會受到客觀環(huán)境因素的影響，但更主要的是表現(xiàn)為個體對環(huán)境的特質(zhì)性反應(yīng)（Diener et al，1999）。也就是說，在相同的情境中，不同個體的幸福感也會有差異，環(huán)境對主觀幸福感的影響可能被人格特質(zhì)削弱或加強(qiáng)（邱林，鄭雪，2013）。Lazarus（1990）提出了壓力認(rèn)知模型，并認(rèn)為壓力情景和反映之間存在起中介或調(diào)節(jié)作用的重要變量。同時(shí)該模型也說明了為什么在面對壓力時(shí)有的人能夠保持樂觀幸福，而有的人卻焦慮不安。

有研究指出，自我同情在個體面對負(fù)性生活事件上具有緩沖、抵御功能，更重要的是與自尊相比，它似乎沒有連帶的副作用（Neff&Vonk;，2009）。“自我同情”這一概念（self-compassion）由Neff于2003年首次提出，它包含三個基本成分：自我寬容、普遍人性和正念（mindfulness）。自我寬容是指對自己的不足和缺點(diǎn)予以理解，能夠無條件的接納自己，從而做到“寬以待己”。普遍人性是指個體對“金無赤足、人無完人”的接受程度，即認(rèn)識到所有的人都會失敗、犯錯或者沉湎于不健康的行為，不能孤立地看待自己的遭遇，強(qiáng)調(diào)個體與他人的聯(lián)系。正念是指對當(dāng)前情景的清晰覺察，既不忽視也不對自我或生活中的不利方面耿耿于懷（Neff.2003）。除此之外，自我同情與幸福感存在正相關(guān)，對個體的心理健康有著積極的保護(hù)作用（Neely，Schallert，Mohammed，Robe，s，&Chen;，2009；董妍，周浩，俞國良，2011）。而王雨吟等人的研究表明自我同情對抑郁與強(qiáng)迫思考這些不利于心理健康的因素有負(fù)影響（王雨吟，林錦嬋，潘俊豪，2015）。因此，我們認(rèn)為在面對壓力時(shí)，“高自我同情者”比“低自我同情者”會表現(xiàn)出更多的積極情緒，也就是說，“自我同情”在青少年面對壓力時(shí)充當(dāng)了一種緩沖或者調(diào)節(jié)因素，高自我同情會減輕壓力與主觀幸福感的負(fù)向關(guān)系。因此本研究提出假設(shè)H1：自我同情在壓力與主觀幸福感之間起調(diào)節(jié)作用。

長期處于壓力狀態(tài)下的人易出現(xiàn)抑郁、焦慮等問題，這也嚴(yán)重影響他們的主觀幸福感（李偉，陶沙，2003）。因此，我們認(rèn)為焦慮在壓力與主觀幸福感之間充當(dāng)中介因子。Bluth等（2016）最近研究發(fā)現(xiàn)，相較于低自我同情的青少年，高自我同情的青少年在壓力情景下會報(bào)告更少的焦慮。還有研究者認(rèn)為自我同情可能是種保護(hù)因素，可以緩解不愉快的生活事件（Leary，Tate，Allen，Adams，&Hancock;，2013）。據(jù)此，自我同情高的青少年比自我同情低的青少年在壓力環(huán)境下會體驗(yàn)更少的焦慮，從而導(dǎo)致其主觀幸福感更高。也就是說，自我同情對壓力和主觀幸福感關(guān)系的調(diào)節(jié)中，很大程度上可能是通過焦慮這一中介來實(shí)現(xiàn)的。因此我們提出本研究的第二個假設(shè)H2：焦慮是自我同情與壓力交互影響青少年主觀幸福感的中介變量。

綜上，本研究設(shè)計(jì)了一個有中介的調(diào)節(jié)模型：1.檢驗(yàn)壓力與主觀幸福感的關(guān)系；2.檢驗(yàn)自我同情在壓力與主觀幸福感的關(guān)系中是否起到調(diào)節(jié)作用；3.檢驗(yàn)焦慮在自我同情的調(diào)節(jié)作用中起中介作用。變量模型圖見圖1。

2研究方法

2.1被試

在北京市隨機(jī)選取4所高中（3所城區(qū)中學(xué)，1所郊區(qū)中學(xué)）的青少年進(jìn)行測試（沒有選取高三學(xué)生是考慮高三同學(xué)面臨高考，壓力會普遍較大）。以班級為單位，利用學(xué)生課余時(shí)間發(fā)放問卷，學(xué)生當(dāng)場做完收回。共發(fā)放500份問卷，剔除無效問卷（不認(rèn)真作答、漏答）后的有效問卷為461份。其中男生184（40%）人，女生277（60%）；高一266（58%）人，高二195（42%）人。

2.2研究工具

2.2.1青少年生活事件量表

采用劉賢臣（1987）編制的生活事件量表。該量表由27項(xiàng)可能給青少年帶來心理反應(yīng)的負(fù)性生活事件及其對青少年的影響程度構(gòu)成，分為人際壓力、學(xué)習(xí)壓力、受懲罰、喪失、健康適應(yīng)、其他6個維度。鑒于已有研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)壓力和人際壓力是青少年學(xué)生最主要的兩種壓力，所以本次研究重點(diǎn)只關(guān)注學(xué)習(xí)壓力感和人際壓力感2個維度。在本研究中，該量表的a系數(shù)為0.76。

2.2.2自我同情量表

采用Neff等人編制，胡小兵修訂的青少年自我同情量表。該量表有12個項(xiàng)目，采用5點(diǎn)積分，分為正念、孤獨(dú)感、自我寬容3個維度。在本研究中，該量表的ll系數(shù)為0.84。

2.2.3焦慮自評量表

采用Zung（1971）年編制的焦慮自評量表，該量表含有20個反映焦慮主觀感受的項(xiàng)目，每個項(xiàng)目按癥狀出現(xiàn)的頻度分為四級評分累積各項(xiàng)目得分為SAS總分，總分越高，提示焦慮程度越重。該量表在在本研究中的a系數(shù)為0.85。

2.2.4幸福感指數(shù)量表

采用Campbell，Converse和Rodgers（1 976）編制的幸福感指數(shù)量表。該量表包括生活滿意度問卷和總體情感指數(shù)量表兩個部分。量表采用7點(diǎn)計(jì)分，得分越高表示幸福感越高。該量表在本研究中的a系數(shù)為0.91。

3研究結(jié)果

3.1共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究分別采用程序控制以及統(tǒng)計(jì)控制的方法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)：首先，采用班級形式統(tǒng)一施測，在施測過程中強(qiáng)調(diào)問卷的匿名性、保密性，并說明數(shù)據(jù)僅限于科學(xué)研究使用以達(dá)到盡量控制共同方法偏差來源的目的。其次，進(jìn)行統(tǒng)計(jì)控制采用Harman單因子檢驗(yàn)（Harmans one-factor Test），也就是同時(shí)對所有變量的項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析如果只析出一個因子或某個因子解釋力特別大，即可判定存在嚴(yán)重的共同方法偏差（Eby&Dobbins;，1997；Livingstone，Nelson，&Barr;，1997）。結(jié)果顯示，第一因子解釋的變異量僅有20.42%，低于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%，因此，本研究的共同方法變異問題并不嚴(yán)重。

3.2各變量的相關(guān)分析

由表1可知，壓力、焦慮均與主管幸福感顯著負(fù)相關(guān)，說明青少年壓力越高，其主觀幸福感越低；青少年焦慮越高，主觀幸福感越低。自我同情與焦慮存在顯著負(fù)相關(guān)，壓力與焦慮存在顯著正相關(guān)。壓力與自我同情存在顯著負(fù)相關(guān)。

3.3壓力與主觀幸福感的關(guān)系：有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)方法（葉寶娟，溫忠麟，2013），本研究對以下3個方程進(jìn)行估計(jì)：（1）主觀幸福感對壓力、自我同情、壓力×自我同情的回歸，檢驗(yàn)壓力×自我同情的系數(shù)是否顯著；（2）焦慮對壓力、自我同情、壓力×自我同情的回歸，檢驗(yàn)壓力×自我同情的系數(shù)是否顯著；（3）主觀幸福感對壓力、自我同情、壓力×自我同情、焦慮的回歸檢驗(yàn)焦慮的系數(shù)是否顯著。除性別與因變量主觀幸福感外，本研究對其他變量都作了中心化處理，并對青少年性別變量進(jìn)行了控制。估計(jì)參數(shù)見表2。

由表2可知，在方程1中，壓力對主觀幸福感存在顯著的負(fù)向預(yù)測作用，自我同情對主觀幸福感存在正向的預(yù)測作用，壓力與自我同情的交互作用也達(dá)到顯著水平。簡單斜率檢驗(yàn)表明（見圖2），當(dāng)?shù)妥晕彝闀r(shí)，壓力高的青少年比壓力低的青少年的主觀幸福感有明顯下降趨勢（β=-0.48，t-4，80，p<0，001）；當(dāng)高自我同情時(shí)，壓力的高低對青少年主觀幸福感的影響不顯著（β=-0.18，t=-1.69，p>0，05）。即自我同情在壓力與主觀幸福感之間起著調(diào)節(jié)作用。

由方程2可知，壓力對焦慮存在顯著的正向預(yù)測作用，自我同情對焦慮存在負(fù)向的預(yù)測作用，壓力與自我同情交互作用也達(dá)到正向顯著水平。簡單斜率檢驗(yàn)表明（見圖3），當(dāng)?shù)妥晕彝闀r(shí)，壓力高的青少年比壓力低的青少年的焦慮水平有顯著的上升趨勢（β=0.43，t-4.24，p<0.001）；當(dāng)高自我同情時(shí)，壓力的高低對青少年焦慮的影響不顯著（β=-0.09，t-0.86，p>0.05）。即自我同情在壓力與焦慮之間起著調(diào)節(jié)作用。方程3顯示，焦慮對主觀幸福感的負(fù)向預(yù)測作用顯著，但壓力與自我同情的交互項(xiàng)未達(dá)顯著水平，表明自我同情的調(diào)節(jié)作用完全通過焦慮這一中介變量起作用。中介效應(yīng)值為0.07。

綜上所述，壓力對主觀幸福感存在顯著的負(fù)向預(yù)測作用，自我同情對壓力與主觀幸福感之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，焦慮在這個調(diào)節(jié)過程中起著中介作用。

4討論

4.1壓力對主觀幸福感的影響

本研究結(jié)果顯示，青少年壓力和主觀幸福感呈顯著負(fù)相關(guān)，個體的壓力越大，其主觀幸福感會越低。這與以往研究的結(jié)論相一致（Lfirzel，Kaiser&Saehser;，2010）。青少年的主觀幸福感與生活事件存在較為密切的關(guān)系，個體體驗(yàn)到的負(fù)性生活事件越多，壓力也會隨之增加，壓力不僅影響著學(xué)生的心理健康，同時(shí)還影響著他們的幸福體驗(yàn)，從而對青少年的生活質(zhì)量有著消極的影響作用（王極盛，丁新華，2003）。國外學(xué)者Huebner也指出生活事件對幸福感有著較大的影響作用（Huebner et al，2001）。青少年在高中時(shí)期不僅要面臨學(xué)習(xí)的課程數(shù)量增多、難度增大的挑戰(zhàn)，還要應(yīng)對父母期望、人際交往等方面的問題，以及文理分班、升學(xué)規(guī)劃等諸多選擇。這些生活事件會給他們帶來巨大的壓力，進(jìn)而影響其主觀幸福。

4.2自我同情的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，在控制性別變量之后，自我同情在壓力與主觀幸福感之間起顯著的調(diào)節(jié)作用，高自我同情可以減弱壓力對主觀幸福感的負(fù)面影響，這與研究假設(shè)H1相一致。這一結(jié)論支持了Diener等（2000）提出的人格

環(huán)境交互作用理論以及Lazarus（1990）提出了壓力認(rèn)知模型。有研究表明高自我同情的個體對自身的問題、缺點(diǎn)和不足有更為準(zhǔn)確的認(rèn)識，他們不傾向于對自身不足加以批評或指責(zé)，而是報(bào)以寬容和關(guān)切，以理解的、非評判的態(tài)度對待自己的不足和失?。∟eff2003）。這使得自我同情個體在面對自身在學(xué)業(yè)或是人際方面的不足時(shí)，能夠報(bào)以更為寬容的態(tài)度。也體現(xiàn)出自我同情在個體應(yīng)對負(fù)性事件上具有緩沖抵御功能（張耀華，劉聰慧，董研，2010）。因此，即高自我同情的個體能夠更好的緩沖壓力所帶來的消極影響。

本研究提示，為提高青少年主觀幸福感，社會、學(xué)校和家庭應(yīng)努力為青少年創(chuàng)造一個良好的成長環(huán)境，盡可能的減少他們的壓力體驗(yàn)。更重要的是，要加強(qiáng)對低自我同情青少年的干預(yù)。近期研究表明，多種同情干預(yù)在促進(jìn)生活滿意度上都表現(xiàn)出顯著的效果（Kirby，2017）。通過干預(yù)提高青少年自我同情水平，可使其在面對壓力時(shí)能夠及時(shí)的調(diào)節(jié)，勇敢的面對，從而從根本上提高青少年的主觀幸福感。

4.3焦慮的中介效應(yīng)

青少年在壓力狀態(tài)下會產(chǎn)生焦慮、抑郁等負(fù)性情緒（李偉，陶沙，2003），本研究結(jié)果表明自我同情對壓力與主觀幸福感關(guān)系的影響是通過焦慮這個中介變量來實(shí)現(xiàn)的，這與研究假設(shè)H2相一致。具體來說，當(dāng)青少年具備高的自我同情時(shí)，壓力對其焦慮的影響不顯著。即青少年在面對壓力時(shí)不會產(chǎn)生焦慮情緒，主觀幸福感也不會降低。已有研究表明自我同情并不是通過回避負(fù)性情緒的體驗(yàn)來減少焦慮的，高自我同情的個體在面對壓力時(shí)會更多地運(yùn)用情緒聚焦應(yīng)對中的接納、積極在理解和成長等策略，更少的采用回避策略（Neff，2003）。也就是說自我同情高的個體更能直面生活中的壓力，自我同情為個體提供了免受生活事件困擾的保護(hù)衣，有效降低了個體焦慮情緒，從而提高個體的主觀幸福感。總之，在自我同情與壓力交互影響青少年主觀幸福感的過程中，焦慮起到了“橋梁”的作用。

焦慮情緒的中介作用有助于我們理解以往研究中為何壓力會影響主觀幸福感的問題，而成熟型的情緒調(diào)節(jié)策略調(diào)節(jié)焦慮情緒能夠有效地緩解青少年的焦慮程度（賈海艷，方平，2014）。本研究結(jié)果表明，壓力更多的是通過影響青少年的情緒從而影響其主觀幸福感。這一結(jié)果有助于幫助青少年正確的面對壓力。而壓力對主觀幸福感的影響又是一個復(fù)雜多變的過程，因此今后的研究者可以更多的探究壓力與主觀幸福感之間的中介機(jī)制。

5結(jié)論與展望

本研究采用了一個有中介的調(diào)節(jié)模型來研究壓力、自我同情、焦慮和主觀幸福感之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：壓力是影響青少年主觀幸福感的重要因素；自我同情在壓力與主觀幸福感之間起著調(diào)節(jié)作用，高自我同情會削弱兩者之間的關(guān)系，而低自我同情會增強(qiáng)兩者之間的關(guān)系；焦慮在自我同情調(diào)節(jié)壓力與主觀幸福感關(guān)系中起著中介作用。

同時(shí)，本研究也存在著一些不足。一方面，本研究將自我同情作為一個變量進(jìn)行研究，并未針對其中包含的三個成分，即自我寬容、普遍人性和正念，分別進(jìn)行考量，未對三個成分的調(diào)節(jié)作用做進(jìn)一步的分析。另一方面，由于研究取樣自青少年群體，因此模型的適用性存在一定局限。針對以上兩方面，后續(xù)研究可嘗試選取不同群體作為研究樣本，以探究模型的適用性。另外，可對自我寬容、普遍人性和正念三個成分分別加以分析，進(jìn)一步探明自我同情的調(diào)節(jié)作用。