辛素飛 劉麗君 辛自強(qiáng) 林崇德

(1 魯東大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，煙臺 264011) (2 中央財經(jīng)大學(xué)社會與心理學(xué)院，北京 100081)(3 北京師范大學(xué)發(fā)展心理研究院，北京 100875)

1 引言

當(dāng)前，我國正處于政治、經(jīng)濟(jì)、文化的轉(zhuǎn)型期。人們需要適應(yīng)轉(zhuǎn)型期帶來的各種緊張性刺激，面臨的壓力增大，從而可能會出現(xiàn)各種各樣的心理問題，這就可能會要求人們的應(yīng)對方式也要隨之發(fā)生相應(yīng)的變化。有研究（彭虎軍, 魏書堂,2008; 王斐然, 高樹剛, 葉紅, 周紫哲, 吳世瑾, 2013;王偉, 辛志勇, 雷靂, 2012; 王楨, 陳雪峰, 時勘,2006）發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生應(yīng)對方式與其心理健康水平有著緊密的聯(lián)系，與心理健康狀況一般的學(xué)生相比，心理健康狀況良好的學(xué)生更多采用解決問題、求助等相對積極的應(yīng)對方式。另外，根據(jù)以往橫斷歷史研究（辛自強(qiáng), 張梅, 何琳, 2012）的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，近年來大學(xué)生的心理問題逐漸減少（即大學(xué)生心理健康狀況逐漸變好），那么大學(xué)生的應(yīng)對方式是否會隨年代呈現(xiàn)一種積極的上升趨勢呢？這是本研究要重點探討的問題。

應(yīng)對方式（coping style）是指個體面對挫折或壓力時所采取的認(rèn)知和行為方式（岑延遠(yuǎn), 鄭雪,2005; 范曉琳, 楊伊生, 2007; 李金德, 劉惠珍, 2013;王偉, 辛志勇, 2008）。有研究（Ray, Lindop, &Gibson, 1982）發(fā)現(xiàn)，個體在高應(yīng)激狀態(tài)下，如果缺乏良好的應(yīng)對方式，其心理損害的危險程度可達(dá)43.3%（為普通人群危險度的兩倍）。由此可見，良好的應(yīng)對方式能有效地減輕個體的心理壓力或損害。目前在國內(nèi)關(guān)于應(yīng)對方式的研究大都采用肖計劃和徐秀峰（1996）編制的應(yīng)付方式問卷，此問卷包括解決問題、自責(zé)、求助、幻想、退避、合理化六個因子（肖計劃, 徐秀峰, 1996; 辛自強(qiáng), 劉春暉, 張莉, 2008）。其中“解決問題”“求助”因子屬于積極的應(yīng)對方式，“自責(zé)”“幻想”“退避”因子屬于消極的應(yīng)對方式，“合理化”因子則屬于混合型的應(yīng)對方式。當(dāng)前，大量研究表明該問卷具有較好的信效度，并在國內(nèi)得到了廣泛應(yīng)用（李金德, 劉惠珍, 2013; 彭虎軍, 魏書堂, 2008; 汪向東, 王希林, 馬弘, 1999）。

作為未來社會建設(shè)主力軍的大學(xué)生是一個特殊的社會群體，在學(xué)習(xí)、就業(yè)、人際交往等方面中面臨諸多問題，這就對大學(xué)生應(yīng)該采取什么樣的應(yīng)對方式提出了挑戰(zhàn)。當(dāng)前對于大學(xué)生應(yīng)對方式現(xiàn)狀的觀點大多是“大學(xué)生更傾向于采用解決問題、求助等積極的應(yīng)對方式”（姜濤, 劉鶴,2016; 李樹軍, 2016; 盧鑫, 2017）；然而，這種對現(xiàn)狀的判斷是否代表了一種逐年變遷的趨勢，仍不清楚。關(guān)于大學(xué)生應(yīng)對方式變遷僅有的一項研究（辛自強(qiáng)等, 2008）表明，從2001到2006年間，我國大學(xué)生的應(yīng)對方式?jīng)]有發(fā)生顯著變化（與年代呈正相關(guān)但不顯著）；不過，囿于當(dāng)時可得文獻(xiàn)較少，這項研究的時間跨度較小。隨著社會發(fā)展，值得探討在一個更長的時間跨度內(nèi)，我國大學(xué)生應(yīng)對方式是否表現(xiàn)出新的變遷趨勢。本文將采用橫斷歷史的元分析方法探究近15年來我國大學(xué)生應(yīng)對方式隨年代變化的趨勢。

橫斷歷史的元分析（cross-temporal metaanalysis），又稱“橫斷歷史研究”，該方法最早是由美國學(xué)者Twenge（1997, 2000）在實證研究中使用。這種元分析采用橫斷研究“設(shè)計”對大跨度時間、時代（或歷史發(fā)展）有關(guān)的心理差異或變異進(jìn)行研究。這里的“設(shè)計”并非如關(guān)于個體發(fā)展的橫斷研究那樣預(yù)先構(gòu)造好了方法，而是“事后追認(rèn)的”，即將孤立的已有研究按照時間順序加以連貫，從而使這些研究成為關(guān)于歷史發(fā)展的橫斷取樣（辛自強(qiáng), 池麗萍, 2008）。Twenge已經(jīng)采用這種方法進(jìn)行了大量研究，例如，考察了焦慮（Twenge, 2000）、自尊（Twenge & Campbell,2001）和自戀人格（Twenge & Foster, 2010）等十幾項心理特征隨年代的變遷。而在國內(nèi)，辛自強(qiáng)等人首先詳細(xì)介紹了這種方法，并采用該方法對大學(xué)生群體的焦慮（辛自強(qiáng), 辛素飛, 張梅, 2011）、信任（辛自強(qiáng), 周正, 2012）、孤獨感和社會支持（Xin & Xin, 2016）等心理指標(biāo)進(jìn)行了一系列實證研究。上述研究均表明，個體的這些心理指標(biāo)會隨著年代表現(xiàn)出明顯的變遷趨勢。因此，我們擬沿用這種方法探討大學(xué)生應(yīng)對方式隨年代變遷的趨勢。

本研究除了做橫斷歷史的元分析，還將采用一般元分析的方法進(jìn)一步考察不同性別大學(xué)生應(yīng)對方式的得分差異。在以往關(guān)于大學(xué)生應(yīng)對方式的研究中，性別大都被視為一個重要的變量予以考察。有研究表明，男生比女生更多地采取解決問題、求助和幻想的應(yīng)對方式（李俊茹, 2014），還有研究發(fā)現(xiàn)女生比男生更多地采用求助和幻想的應(yīng)對方式（郝雁, 閆瓊, 2016; 劉晶, 2016）。鑒于上述爭議，本研究希望能用一般元分析方法概括以往的結(jié)果，對大學(xué)生應(yīng)對方式得分的性別差異做出更為全面的判斷。

2 研究方法

2.1 研究工具：應(yīng)付方式問卷簡介

本研究分析的文獻(xiàn)均須是采用肖計劃和徐秀峰（1996）編制的《應(yīng)付方式問卷》（CSQ）來測量大學(xué)生的應(yīng)對方式。該問卷共有62個題目，分為6個因子：解決問題、自責(zé)、求助、幻想、退避、合理化（因篇幅限制，不再贅述這6個因子的具體意義）。所有題目均采用二值計分的方法，每個題都有“是”和“否”兩個選項，除“解決問題”因子中的1個題目和“求助”因子中的3個題目（選擇“是”得0分，選擇“否”得1分）外，其余題目均為選“是”得1分，選“否”得0分。根據(jù)各因子的得分，我們可以了解個體各類應(yīng)對方式的特點。

2.2 文獻(xiàn)檢索

2.2.1 文獻(xiàn)搜集的標(biāo)準(zhǔn)

為了保證研究的科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)，參考以往橫斷歷史研究（辛自強(qiáng)等, 2011）篩選文獻(xiàn)的方法后，本研究在文獻(xiàn)檢索時采用以下標(biāo)準(zhǔn)：（1）文獻(xiàn)均使用應(yīng)付方式問卷；（2）考察對象為一般大學(xué)本科生，不包括?？粕透呗毶?；（3）測驗時間為“平時”，特定時間排除在外，如考試周期間；（4）文獻(xiàn)提供了基本的應(yīng)對方式數(shù)據(jù)，如各因子的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和樣本量；（5）相同作者用同一批數(shù)據(jù)所做的多篇研究只能選擇發(fā)表最早的一篇。用于研究的每篇文獻(xiàn)必須符合以上所有的標(biāo)準(zhǔn)，否則予以刪除。

2.2.2 文獻(xiàn)檢索的結(jié)果

按照上述標(biāo)準(zhǔn)，在中國知網(wǎng)（CNKI）、萬方數(shù)據(jù)庫、維普資訊、優(yōu)秀碩士論文和博士論文等數(shù)據(jù)庫中，分別以“大學(xué)生”“應(yīng)對方式”“應(yīng)付方式”“CSQ”等詞匯進(jìn)行全文檢索。通過上述標(biāo)準(zhǔn)共篩選出67篇符合要求的文獻(xiàn)，這些文獻(xiàn)的發(fā)表時間分布在2003至2017年間，每年至少有3篇文獻(xiàn)。根據(jù)以往橫斷歷史研究的慣例，除去在文中說明數(shù)據(jù)具體采集年代外，本文數(shù)據(jù)收集年代（以下簡稱“年代”）均按照發(fā)表年代減去兩年得到（Twenge, 2000; 辛自強(qiáng), 張梅, 2009），因此本研究的年代范圍為2001到2015年，共15年。這些研究總共涉及的樣本量為35332名大學(xué)生，各年代的文獻(xiàn)數(shù)量以及被試人數(shù)如表1所示。

2.3 變量編碼及數(shù)據(jù)整理

本研究將篩選后的67篇文獻(xiàn)進(jìn)行編碼及數(shù)據(jù)錄入，對只報告子研究數(shù)據(jù)而未報告總體數(shù)據(jù)的文獻(xiàn)，按照下面兩個公式（、ST、ni、xi、Si分別代表：合成后的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差，某研究的樣本量、平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差）對子研究結(jié)果進(jìn)行加權(quán)合成：

根據(jù)以往橫斷歷史研究的做法（Twenge, 2000,2011; 辛自強(qiáng), 張梅, 2009），本研究在建立數(shù)據(jù)庫時：（1）賦予每篇文獻(xiàn)唯一編號并把所有文獻(xiàn)的基本數(shù)據(jù)（N, M, SD）、發(fā)表年代和數(shù)據(jù)收集年代錄入數(shù)據(jù)庫；（2）把文獻(xiàn)中含有被試性別數(shù)據(jù)的分組報告結(jié)果（如表1所示），作為子研究進(jìn)行編碼并錄入數(shù)據(jù)庫；（3）對文獻(xiàn)的其他信息進(jìn)行編碼，包括文獻(xiàn)所發(fā)期刊類型（1=核心期刊, 2=非核心期刊, 3=學(xué)位論文或論文集）和數(shù)據(jù)收集地區(qū)（0=無明確地區(qū)信息, 1=東部沿海地區(qū), 2=東北地區(qū), 3=中部崛起地區(qū), 4=西部開發(fā)地區(qū), 5=包含上述兩類或更多類）等信息。

表1 大學(xué)生應(yīng)對方式文獻(xiàn)數(shù)量及分布情況

3 研究結(jié)果

3.1 大學(xué)生應(yīng)對方式隨年代的變化

為了準(zhǔn)確地量化描述大學(xué)生應(yīng)對方式隨年代的變化情況（即各個因子與年代的關(guān)聯(lián)程度），我們采用以往研究（Twenge, 2000; Twenge & Im,2007; 辛自強(qiáng)等, 2012）的數(shù)據(jù)處理方法，將年代分別與6個因子得分的均值進(jìn)行了相關(guān)分析（見表2）。結(jié)果表明，解決問題和求助2個因子與年代存在顯著正相關(guān)，自責(zé)、幻想、退避和合理化4個因子與年代之間的相關(guān)不顯著。此外，回歸分析的結(jié)果顯示，在控制樣本量后，年代對解決問題和求助2個因子的預(yù)測作用更加顯著，年代可以分別解釋這2個因子16%和26%的變異。綜合上述結(jié)果可知，大學(xué)生積極的應(yīng)對方式得分呈逐年上升趨勢。

表2 應(yīng)對方式各因子與年代之間的相關(guān)

3.2 應(yīng)對方式隨年代的變化量及年代解釋率

以上研究表明，在2001至2015年間，我國大學(xué)生的應(yīng)對方式各因子得分隨年代大致呈上升趨勢，那么到底增長了多少呢？為了求得這15年的變化量，我們根據(jù)以往橫斷歷史研究的方法（Twenge & Im, 2007; 辛自強(qiáng)等, 2012），利用回歸方程和研究樣本的平均標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行分析，通過計算效果量d或解釋率r2來衡量。首先，分別以應(yīng)對方式各因子均值為因變量，以年代為自變量，對樣本量進(jìn)行加權(quán)，從而建立回歸方程，本研究的回歸方程為y=Bx+C（其中y為六個因子的平均分，B為偏回歸系數(shù)，x為數(shù)據(jù)收集年代，C為常數(shù)）。然后，分別將年代2001和2015代入回歸方程獲得這兩年的平均分M2001和M2015。最后，計算M2001和M2015之差，再除以15年間的平均標(biāo)準(zhǔn)差SD（是通過對所有研究的標(biāo)準(zhǔn)差求平均數(shù)得到的），即可得到d值。

由表3可知，從2001到2015年，大學(xué)生在應(yīng)對方式各因子上的均值得分增加了0.13-0.42個標(biāo)準(zhǔn)差（d）。依據(jù)Cohen（1992）對效果量（絕對值）大小的區(qū)分，當(dāng)效果量d在0.2到0.5之間為“小效應(yīng)”，在0.5到0.8間時視為“中效應(yīng)”，大于0.8時為“大效應(yīng)”。在本研究中，除解決問題和求助2個因子接近中效應(yīng)外，其余4個因子均為小效應(yīng)及以下（見表3）。這說明，近15年來我國大學(xué)生應(yīng)對方式的各因子得分均有一定程度的上升，但其變化幅度較小。

3.3 男生和女生應(yīng)對方式隨年代的變化及差異

我們根據(jù)文獻(xiàn)搜集標(biāo)準(zhǔn)（提供男生和女生應(yīng)對方式各因子的均值和標(biāo)準(zhǔn)差），針對46篇報告了性別子研究的文獻(xiàn)進(jìn)行橫斷歷史的元分析，探究不同性別大學(xué)生應(yīng)對方式的變化趨勢。由表4可知，在控制樣本量后，男生除解決問題因子沒有顯著的年代效應(yīng)外，其余5個因子均有明顯的年代效應(yīng)，除解決問題因子的年代解釋率較低外，其余5個因子年代解釋率均達(dá)到12%及以上；女生除求助因子沒有年代效應(yīng)外，其余各因子均有明顯的年代效應(yīng)，年代解釋女生應(yīng)對方式各因子7%到41%的變異。

表3 大學(xué)生應(yīng)對方式各因子的變化量

表4 不同性別大學(xué)生應(yīng)對方式各因子與年代的相關(guān)

為了更詳細(xì)地量化不同性別的大學(xué)生應(yīng)對方式各因子隨年代的變化量，依據(jù)上述做法，利用年代和各因子的回歸方程計算了效果量d和解釋率r2。結(jié)果表明，從6個因子變化幅度來看（見表5），男生自責(zé)、幻想、退避和合理化4個因子的上升幅度為中效應(yīng)，解決問題和求助因子的上升幅度均為小效應(yīng)。女生在自責(zé)、幻想、退避和合理化4個因子上的變化幅度為中效應(yīng)，解決問題因子的上升幅度接近中效應(yīng)，求助因子則低于小效應(yīng)。

此外，為了進(jìn)一步探究這15年來大學(xué)生應(yīng)對方式各因子得分是否存在性別差異，我們采用一般元分析的方法，以女生為實驗組，男生為控制組，根據(jù)公式3-6（辛自強(qiáng), 周正, 2012），計算每年有相應(yīng)數(shù)據(jù)的平均效果量。其中，ne和nc分別為女生和男生的樣本量，Se和Sc分別為兩組的標(biāo)準(zhǔn)差，SD為兩組的合成標(biāo)準(zhǔn)差；M男與M女分別為男生和女生應(yīng)對方式各因子的均值；Wi是各研究的權(quán)數(shù)，Ni為各研究的樣本量。經(jīng)計算，由表6可知，除求助和幻想因子外，其他因子性別差異的平均效果量都是正值。即除求助和幻想因子外，男生在應(yīng)對方式其他因子上的得分大都高于女生。但根據(jù)Cohen（1992）的標(biāo)準(zhǔn)，應(yīng)對方式各因子性別差異的平均效果量均為小效應(yīng)及以下，這說明男女大學(xué)生在6個因子上的差異整體不明顯。

表5 不同性別大學(xué)生應(yīng)對方式各因子隨年代的變化

表6 大學(xué)生應(yīng)對方式性別差異的平均效果量

4 討論

4.1 大學(xué)生應(yīng)對方式的整體變化狀況

本研究采用橫斷歷史的元分析方法考察了2001至2015年大學(xué)生應(yīng)對方式隨年代的變化趨勢，結(jié)果顯示，大學(xué)生應(yīng)對方式中的解決問題和求助因子均與年代呈顯著正相關(guān)，分別增加了0.42和0.41個標(biāo)準(zhǔn)差。也就是說，近15年來，我國大學(xué)生的積極應(yīng)對方式得分呈現(xiàn)出隨年代緩慢上升的趨勢。這說明，我國新一代的大學(xué)生逐漸傾向于采取成熟、積極的應(yīng)對方式，這與以往針對大學(xué)生應(yīng)對方式變遷的研究（辛自強(qiáng)等, 2008）結(jié)果有所不同，這可能是因為當(dāng)時收集的文獻(xiàn)年代跨度太小，大學(xué)生的應(yīng)對方式在短期內(nèi)很難發(fā)生顯著的變化。

目前，大學(xué)生應(yīng)對方式整體呈現(xiàn)一種積極的應(yīng)對方式。盡管每個因子隨年代都呈現(xiàn)上升的趨勢，但并不完全顯著。其中解決問題和求助因子與年代之間存在顯著的正相關(guān)。究其原因，可能主要有以下兩個方面：第一，可能與大學(xué)生心理健康水平的提升有關(guān)。已有研究發(fā)現(xiàn)，心理健康水平高的大學(xué)生更傾向于采取積極的應(yīng)對方式（王偉等, 2012; 王楨等, 2006; 肖柳婷, 梁瑞瓊, 鐘泳如, 2016）。而且以往關(guān)于大學(xué)生心理健康變遷的橫斷歷史研究（辛自強(qiáng)等, 2012）發(fā)現(xiàn)，我國大學(xué)生心理健康水平逐年提升（大學(xué)生的心理問題逐漸減少），這可能會使得大學(xué)生在積極應(yīng)對方式上的得分呈上升趨勢。第二，可能也與大學(xué)生的外向性和開放性等人格特征得分的增加有關(guān)。有研究發(fā)現(xiàn)，外向性和開放性的人更容易采用積極的應(yīng)對方式（高彬, 2014; 王海民, 閻克樂, 楊玉忠,趙榮霞, 2003）。并且已有研究表明（田園, 明樺,黃四林, 孫鈴, 2017），近10年來我國大學(xué)生的外向性和開放性等人格因子得分均有顯著上升，這可能會使大學(xué)生在遇到問題時更加傾向于采取積極、成熟的應(yīng)對方式。

4.2 不同性別大學(xué)生應(yīng)對方式的變化趨勢及得分差異

通過橫斷歷史的元分析發(fā)現(xiàn)，不同性別大學(xué)生應(yīng)對方式的變遷趨勢略有不同：對男生來說，除解決問題因子外，其余各因子均與年代呈顯著正相關(guān)；而對女生而言，除求助因子外，其余各因子均隨年代呈逐漸上升趨勢。這可能與我們傳統(tǒng)的文化教育觀念有一定關(guān)系。我國文化中通常期望男性要比女性承擔(dān)更多的社會責(zé)任，遇到問題時要獨立解決，而對女性角色的定位則是謙讓、依附，她們傾向于尋求幫助去解決問題（辛自強(qiáng)等, 2008; 余欣欣, 羅日新, 沈陽, 2002）。這可能會使得男生的解決問題因子和女生的求助因子一直處于較高水平，導(dǎo)致其隨年代的變化趨勢不明顯。

通過一般元分析，本研究發(fā)現(xiàn)了與以往許多研究一致的結(jié)果（范曉琳, 楊伊生, 2007; 郝雁, 閆瓊, 2016），女生在求助、幻想這兩個因子上的得分高于男生，而在解決問題、自責(zé)、退避和合理化4個因子上的得分低于男生。這可能是因為女生求助水平與男生相比一直處于相對高的狀態(tài)，女生更多地采取尋求他人幫助的應(yīng)對方法（岑延遠(yuǎn),鄭雪, 2005; 武成莉, 2004; 章明明, 2003），同時，心思細(xì)膩、情感豐富的特點可能會使女生在遇到問題時容易采取幻想的應(yīng)對方式（余欣欣等,2002）。然而，從效果量上來看，男女大學(xué)生在應(yīng)對方式各因子上得分差異的平均效果量均為小效應(yīng)及以下，即不同性別大學(xué)生在應(yīng)對方式各因子上得分的差異并不明顯。其原因可能是現(xiàn)代社會的男性和女性在社會和家庭中的地位日益平等，受教育水平也不存在明顯差異，可能會使得男女大學(xué)生的應(yīng)對方式水平趨于一致（盧鑫, 2017; 王偉, 辛志勇, 2008; 相麟, 2015）。

4.3 本研究的局限

雖然得到了上述有價值的結(jié)果，本研究仍然存在一些局限。首先，本研究是在應(yīng)付方式問卷的基礎(chǔ)上研究的，此外，還有其他測量應(yīng)對方式的量表，如簡易應(yīng)對方式量表，將來可以對使用這些測量工具的研究報告進(jìn)行元分析，以檢驗本研究的結(jié)果。另外，本研究選取的大學(xué)生只包括本科生，不包括?？粕透呗毶热后w，為確保結(jié)論的穩(wěn)定性和可推廣性，今后的研究中可以選擇這些群體作為被試來檢驗本研究的結(jié)果。

5 結(jié)論

本研究對2001至2015年間67篇采用應(yīng)付方式問卷測量中國大學(xué)生應(yīng)對方式的研究報告進(jìn)行橫斷歷史的元分析，結(jié)果表明：（1）從2001至2015年，大學(xué)生逐漸傾向于使用積極的應(yīng)對方式。（2）男生除“解決問題”因子、女生除“求助”因子隨年代沒有顯著變化外，其余因子都顯著升高，而且應(yīng)對方式各因子得分的性別差異整體不明顯。