龔 玲,張大均

(1.西南大學(xué)心理學(xué)部、心理健康教育研究中心,重慶市400715;2.華東交通大學(xué)心理咨詢中心,江西南昌330013)

壓力、自我復(fù)雜性與心理健康的關(guān)系?
——基于六個月的追蹤

龔 玲1,2,張大均1

(1.西南大學(xué)心理學(xué)部、心理健康教育研究中心,重慶市400715;2.華東交通大學(xué)心理咨詢中心,江西南昌330013)

本研究進行了為期6個月的追蹤測查,所有參與者均完成自我復(fù)雜性、青少年生活事件、自尊、生活滿意度和積極消極情感量表,以考察大學(xué)生自我復(fù)雜性的穩(wěn)定性、影響因素及其壓力緩沖效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn):(1)間隔6個月時間測得大學(xué)生自我復(fù)雜性的相關(guān)系數(shù)接近中等程度的相關(guān),這就意味著自我復(fù)雜性確實是一種穩(wěn)定的結(jié)構(gòu)變量。(2)自我復(fù)雜性可以有效緩沖隨后6個月壓力性生活事件對個體生活滿意度和消極情感的負性作用,但是不能有效緩沖壓力性生活事件對自尊的負性影響。(3)6個月之前的自我復(fù)雜性和自尊水平可以顯著正向預(yù)測6個月之后的自我復(fù)雜性水平。

自我概念結(jié)構(gòu);自我復(fù)雜性;壓力性生活事件;自尊;主觀幸福感

一、引 言

Linville的自我復(fù)雜性理論是當(dāng)前影響最為深遠的自我結(jié)構(gòu)理論[1]。這一理論認為自我概念是以一種多重的認知結(jié)構(gòu)或分類來進行表征的,人們在自我方面的數(shù)量以及自我方面間的重疊程度上存在差異,從而表現(xiàn)為不同水平的自我復(fù)雜性[2,3]。這一理論從社會認知的角度闡釋了自我概念的結(jié)構(gòu)影響個體適應(yīng)的潛在機制,其提出的自我復(fù)雜性壓力緩沖模型為闡釋壓力與心理健康的關(guān)系提供了新的視角[3]。基于此,國外學(xué)者大量探討了自我復(fù)雜性在壓力性生活事件對個體心理健康影響中的緩沖效應(yīng)[1,4]。國內(nèi)也有研究者[5]以中學(xué)生為被試探討了自我復(fù)雜性在壓力性生活事件對個體抑郁影響中的緩沖效應(yīng)。但是,自我是一個集文化與個體于一體的構(gòu)念,是反映文化與個體相互影響的指標(biāo)[6],同時自我結(jié)構(gòu)的差異伴隨年齡的增長本身會有變化[7]。因此,結(jié)合我國文化背景考察大學(xué)生群體自我復(fù)雜性的特征及其在壓力性生活事件影響中的效應(yīng)十分必要。

以往研究在探討自我復(fù)雜性的壓力緩沖效應(yīng)時主要采用的是橫斷調(diào)查法[8-10]和預(yù)期研究法[11-14]。雖然以往研究并未得到一致結(jié)論[4,15],但此兩種方法對這一效應(yīng)的探討非常有益[4]。其中,Koch和Shepperd[15]強調(diào)了預(yù)期研究法在考察自我復(fù)雜性壓力緩沖效應(yīng)時的重要性。但是,鑒于以往研究常常是以兩周為時間間隔,在如此短的時間內(nèi)個體所經(jīng)歷的壓力性生活事件可能非常有限,故不能很好展示自我復(fù)雜性的壓力緩沖效應(yīng)。同時,如此短的時間間隔也不能很好觀測自我

復(fù)雜性壓力緩沖效應(yīng)的長時性和穩(wěn)定性。因此,為了更好探討自我復(fù)雜性的壓力緩沖效應(yīng),適當(dāng)擴展時間框架就變得非常必要。故本研究將時間長度擴展到6個月,以往研究[14]認為6個月的時間間隔能很好反應(yīng)壓力性生活事件對個體心理健康的影響,并且相當(dāng)多的追蹤研究[16,17]也都是以6個月作為時間截點。

同時,現(xiàn)有研究在探討自我復(fù)雜性、壓力與心理健康的關(guān)系時,在心理健康的指標(biāo)選擇上呈現(xiàn)多樣化特征,包含抑郁、孤獨、焦慮、積極消極情感和自尊等。以往研究[4,12,18]主要是在一定的壓力條件下單純考慮某一心理健康指標(biāo),或是將多個指標(biāo)綜合為一個整體的心理健康指標(biāo)[14],較少研究同時探討自我復(fù)雜性在壓力與不同心理健康指標(biāo)關(guān)系中的作用。然而,探討自我復(fù)雜性在壓力與心理健康不同指標(biāo)關(guān)系間的作用具有重要的實踐價值,這可以為今后的實踐工作提供一定的借鑒和指導(dǎo)。比如,通過確認究竟對于哪類心理健康指標(biāo)自我復(fù)雜性可以有效緩沖壓力對其的負性影響,能夠有效加強干預(yù)或培訓(xùn)時的針對性。因此,本研究同時選取自尊和主觀幸福感為心理健康指標(biāo),分別考察自我復(fù)雜性在壓力性生活事件對其影響中所起的效應(yīng)。自尊是個體對自己整體性的態(tài)度或自我評價[19],是個體心理健康的核心[20]。主觀幸福感是評價者根據(jù)自定的標(biāo)準對其生活質(zhì)量的整體性評估,它是衡量個人生活質(zhì)量的重要綜合性心理指標(biāo),包含生活滿意度和積極消極情感[21]。以往研究大多也認為自尊和主觀幸福感是最常見的心理健康指標(biāo)[22]。

此外,雖然Linville[2]在提出自我復(fù)雜性這一概念時將之描述為一種穩(wěn)定的結(jié)構(gòu)變量,但是也有研究者[23,24]將自我復(fù)雜性描述為一種更加具有可塑性的變量。同時,自我概念領(lǐng)域的研究者[25]也贊同到30歲時人們的自我概念才會變得相當(dāng)穩(wěn)定。因此,當(dāng)被試是大學(xué)生群體時他們關(guān)于自我的看法很可能在這個年齡段尚未定型[26]。這就意味著對于大學(xué)生群體來說,探究其自我復(fù)雜性的穩(wěn)定性甚有必要。同時,鑒于以往研究較少探討究竟是哪些因素會影響個體自我復(fù)雜性的發(fā)展[4],本研究也一并關(guān)注了這一問題,這也可以在一定程度上彌補以往研究對這一問題的忽視。

總的來說,本研究擬通過6個月的追蹤研究以大學(xué)生為被試來探討其自我復(fù)雜性的穩(wěn)定性、影響因素及其在壓力性生活事件與不同心理健康指標(biāo)關(guān)系中的緩沖效應(yīng)。

二、方 法

(一)被試和程序

所有被試均是通過招募形式獲得,測試全部是由經(jīng)過培訓(xùn)的主試負責(zé)現(xiàn)場測查和被試疑問解答,每次完成測查后,被試均會獲得一定金額的回報并贈送圓珠筆一支。前測時共招募120人,測試時間在2013年12月到2014年1月之間,所有被試均以4－10人為一組在實驗室進行測量,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;農(nóng)村生源69人,城市生源46,未報告者為5人。前測結(jié)束后所有被試均同意在未來研究中繼續(xù)保持聯(lián)絡(luò)。6個月之后(即于2014年6月到7月之間)進行后測,后測主要是在實驗室測量或通過郵件傳遞測驗,最終獲得有效被試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;農(nóng)村生源54人,城市生源33,未報告者為4人。所有被試的年齡介于17到24歲之間(M＝19．81,SD＝1．60)。后測時,部分被試因畢業(yè),或是忙于考試以及聯(lián)系方式變更等而有不同程度的流失。T檢驗表明,流失被試與未流失被試在自我復(fù)雜性、壓力性生活事件、自尊、積極消極情感和生活滿意度上均不存在顯著差異(自我復(fù)雜性:t(118)＝－1．10,p＝0．28;壓力性生活事件:t(118)＝－0．35,p＝0．73;自尊:t(118)＝－1．02,p＝0．32;生活滿意度:t(118)＝－1．54,p＝0．13;積極情感:t(118)＝－0．58,p＝0．57;消極情感:t(118)＝0．86,p＝0．40)。這意味著可以認為缺失樣本是從總體中隨機抽取的樣本,與其他變量無關(guān),為完全隨機缺失[27],用刪除法處理就可獲得較好的結(jié)果[28]。因此,本研究在數(shù)據(jù)分析時僅分析完成全部前后測測量的被試數(shù)據(jù)。

(二)測量工具

1.自我復(fù)雜性(SC)

以修訂的自我描述詞匯為素材,以Luo[14]編制的自我復(fù)雜性測驗軟件為工具生成呈現(xiàn)個體自我復(fù)雜性的矩陣圖,最后以自編軟件程序為工具將矩陣圖導(dǎo)入該程序進行自我復(fù)雜性指標(biāo)的計算?；贏bela和Ve'ronneau-Mc Ardle[29]測試自我復(fù)雜性的程序,測驗分為兩步,首先是要求參與者在紙上梳理出代表自己現(xiàn)在生命或生活中重要的或有意義的自我方面,最多可列出15個自我方面,最少不低于2個;然后,在電腦上根據(jù)紙上已經(jīng)寫出的每個自我方面,從已呈現(xiàn)的44個詞中選擇合適的詞來描述每個方面下自己真實的樣子,共有22個消極詞(如,懶散的、迷茫的、被動的)和22個積極詞(如,樂觀的、真誠的、有責(zé)任感的)。所選詞匯來自于中國北部、中部、西部192名大學(xué)生的自我描述。首先,依據(jù)頻率篩選出高頻詞匯組成備選詞匯表,然后在貴州、重慶、四川和安微抽取258名大學(xué)生對備選詞匯進行效價和關(guān)聯(lián)性評估以篩選出符合中國大學(xué)生自我描述的詞。所有被試均會被告知他們可以重復(fù)使用呈現(xiàn)的詞也可以完全不選用呈現(xiàn)的詞,直到他們認為已經(jīng)完整的形容或描述了自己。此外,所有被試還被告之當(dāng)他們認為現(xiàn)有的這些方面已經(jīng)代表了自己生命中有意義的方面、并再也不能生成新的自我方面時就可以不用繼續(xù)生成。

SC的測量指標(biāo)采用的是使用范圍最廣的H指標(biāo),它可以同時代表自我方面的數(shù)量和重疊性特征[30]。H的計算公式如下:其中,n指的是所呈現(xiàn)的形容詞的總數(shù)量;ni指的是在特定的自我方面群體中特質(zhì)形容詞的數(shù)量。

2.青少年生活事件量表(ASLEC)

此量表是劉賢臣等(1999)在概括國內(nèi)外文獻的基礎(chǔ)上,結(jié)合青少年的生理心理特點和所扮演的家庭社會角色而編制[31]。量表共有27個項目,每個項目的得分從0－4分,總分范圍為0－108,第27題為自主填寫,本次測量時其他生活事件包含如求職遭遇重大挫折等。本次測驗時是考察過去6個月內(nèi)所發(fā)生的壓力性生活事件,得分越高表明壓力越大。本研究中量表在T1和T2測試點測得的α系數(shù)分別為0．86和0．91。

3.自尊(SES)

采用Rosenberg編制的自尊量表,該量表由10個項目組成,采用4點評分(1＝非常不符合,4＝非常符合)。分值越高代表整體自尊程度越高。該量表在有關(guān)自尊水平的測量中被廣泛使用,具有良好的信度和效度[31]。本研究中量表在T1和T2測試點測得的α系數(shù)分別為0．84和0．79。

4.積極消極情感量表(PANAS)

中文版的PANAS量表是依據(jù)Watson等(1988)編制的PANAS量表修訂而來,研究表明修訂版量表是適合于中國使用、并具有良好信效度的情感幸福感測量工具[32]。修訂后的量表包括18個項目,其中積極情感和消極情感各9個,本次測驗時在消極量表中添加了1道用于測量抑郁情感的題。本研究在T1和T2測試點中NA分量表測得的α系數(shù)分別為0．88和0．81,PN為0．94和0．92。

5.生活滿意度

采用的是英國家庭小組調(diào)查(British House hold Panel Survey)中的測量問卷。僅有一個項目,表述為“考慮所有的事情,假如整個人生濃縮為一天,你對你的人生有多滿意”,采用6點計分(1＝完全不滿意,6＝非常滿意)。此單一題項測驗法在以往研究中被廣泛使用[33]。

(三)數(shù)據(jù)管理與統(tǒng)計分析

采用SPSS16．0 for Windows軟件進行了數(shù)據(jù)錄入與統(tǒng)計分析。主要使用了相關(guān)分析、t檢驗、回歸分析和簡單斜率分析等統(tǒng)計方法。

三、結(jié) 果

(一)各變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)分析結(jié)果

主要變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)分析結(jié)果見表1。T1和T2自我復(fù)雜性顯著正相關(guān)。T2自我復(fù)雜性還與T1自尊顯著正相關(guān)。T1壓力性生活事件與T1生活滿意度、T1自尊、T1消極情感、T2壓力性生活事件和T2消極情感顯著相關(guān)。T2壓力性生活事件和T1生活滿意度、T1自尊、T2生活滿意度、T2自尊和T2消極情感顯著相關(guān)。由此可見,自我復(fù)雜性和壓力性生活事件均與積極情感無顯著相關(guān),因此在后續(xù)回歸分析時不再考慮積極情感指標(biāo)。

表1 各變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)分析結(jié)果

(二)自我復(fù)雜性壓力緩沖效應(yīng)考察

正式分析之前,先將T1自我復(fù)雜性、T2壓力性生活事件和T1各心理健康指標(biāo)進行中心化。然后分別以T2消極情感、T2自尊和T2生活滿意度為因變量,以性別、年級、T2壓力性生活事件、T1自我復(fù)雜性、T1自我復(fù)雜性×T2壓力性生活事件的交互作用作為預(yù)測變量進行回歸分析。其中,以T2消極情感為因變量時的結(jié)果見表2,以T2自尊和T2生活滿意度為因變量時的結(jié)果見表3。

從表2可知,性別和年級對T2消極情感的主效應(yīng)均不顯著。T1消極情感對T2消極情感的主效應(yīng)顯著。T2壓力性生活事件對T2消極情感的主效應(yīng)顯著。T1自我復(fù)雜性對T2消極情感的主效應(yīng)不顯著。但是,壓力性生活事件對個體消極情感的影響會受到自我復(fù)雜性的緩沖作用。為進一步探索自我復(fù)雜性的緩沖效應(yīng),根據(jù)Preacher,Curran和Bauer[34]所提供的程序進行簡單斜率分析。結(jié)果表明,對于自我復(fù)雜性水平較低的大學(xué)生(低于均值一個標(biāo)準差),壓力性生活事件能夠顯著正向預(yù)測個體的消極情感(β＝0．75,t＝3．91,p＜0．01),而對于自我復(fù)雜性水平較高的大學(xué)生(高于均值一個標(biāo)準差),壓力性生活事件不能夠顯著預(yù)測個體的消極情感(β＝0．40,t＝1．49,p＝0．16)。也就是說,高水平的自我復(fù)雜性緩沖了壓力性生活事件對個體消極情感的負性影響。圖1直觀呈現(xiàn)了自我復(fù)雜性在高于和低于均值一個標(biāo)準差時壓力性生活事件與消極情感的關(guān)系。

表2 自我復(fù)雜性對消極情感的壓力緩沖效應(yīng)的回歸分析

由表3可知,性別對T2自尊的主效應(yīng)顯著。年級對T2自尊的主效應(yīng)不顯著。T1自尊對T2自尊的主效應(yīng)顯著。T2壓力性生活事件對T2自尊的主效應(yīng)顯著。T1自我復(fù)雜性對T2自尊的主效應(yīng)不顯著。同時,壓力性生活事件對個體自尊的影響不會顯著受到自我復(fù)雜性的緩沖作用。

由表3還可知,性別和年級對T2生活滿意度的主效應(yīng)均不顯著。T1生活滿意度對T2生活

滿意度的主效應(yīng)顯著。T2壓力性生活事件對T2生活滿意度的主效應(yīng)顯著。T1自我復(fù)雜性對T2生活滿意度的主效應(yīng)不顯著。但是,壓力性生活事件對個體生活滿意度的影響會受到自我復(fù)雜性的緩沖作用。為進一步探索自我復(fù)雜性的緩沖效應(yīng),根據(jù)Preacher等[34]所提供的程序進行簡單斜率分析。結(jié)果表明,對于自我復(fù)雜性水平較低的大學(xué)生(低于均值一個標(biāo)準差),壓力性生活事件能夠顯著負向預(yù)測個體的生活滿意度(β＝－0．86,t＝－5．83,p＜0．001),而對于自我復(fù)雜性水平較高的大學(xué)生(高于均值一個標(biāo)準差),壓力性生活事件不能夠顯著預(yù)測個體的生活滿意度(β＝－0．40, t＝－1．50,p＝0．16)。也就是說,高水平的自我復(fù)雜性緩沖了壓力性生活事件對個體生活滿意度的負性影響。圖2直觀呈現(xiàn)了自我復(fù)雜性在高于和低于均值一個標(biāo)準差時壓力性生活事件與生活滿意度的關(guān)系。

圖1 自我復(fù)雜性在壓力對消極情感中的緩沖作用

表3 自我復(fù)雜性對自尊和生活滿意度的壓力緩沖效應(yīng)的回歸分析

(三)對自我復(fù)雜性變化的預(yù)測

以T2自我復(fù)雜性為因變量,將所有自變量劃分到兩個blocks。block1主要是測試點1的測量指標(biāo):T1自我復(fù)雜性、T1壓力性生活事件、T1自尊、T1生活滿意度和T1積極消極情感。block 2則主要放入測試點2的測量指標(biāo):T2壓力性生活事件,T2自尊,T2生活滿意度和T2積極消極情感。采用逐步回歸方式來析出能夠顯著進入回歸方程的預(yù)測變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn),僅有T1自我復(fù)雜性和T1自尊能夠顯著預(yù)測T2自我復(fù)雜性,具體見表4。

表4 對六個月后自我復(fù)雜性的預(yù)測

四、討 論

(一)自我復(fù)雜性的穩(wěn)定性及其影響因素

跨越6個月時間,測試結(jié)果表明自我復(fù)雜性的重測信度是0．38。這與Linville[3]間隔2周所測

試的結(jié)果(r＝0．70)相比相關(guān)系數(shù)偏低。這可能是由于間隔時間的巨大差異所造成。這也可能是由于文化建構(gòu)對自我描述的影響所導(dǎo)致,比如,English和Chen[35]發(fā)現(xiàn)東方亞洲人比西方人在不同背景的自我描述上顯示出更少的一致性。但是,總的來說,這一信度系數(shù)對于半年的時間間隔來說是可以接受的,這就意味著大學(xué)生的自我復(fù)雜性是相對穩(wěn)定的。

但是,相對于其他測量指標(biāo)(如自尊和生活滿意度)而言,自我復(fù)雜性的重測信度更低。這就意味著自我復(fù)雜性這一社會認知建構(gòu)特征,對于大學(xué)生群體來說隨著時間的發(fā)展也會有一定變化。具體來說,個體的其他特征可能會影響其對自我概念建構(gòu)的認知特征。比如,本研究發(fā)現(xiàn)T1階段的自尊水平與T2階段的自我復(fù)雜性存在非常顯著的正相關(guān),進一步回歸分析表明在控制T1階段的自我復(fù)雜性水平后T1階段的自尊水平依然能夠顯著預(yù)測個體T2階段的自我復(fù)雜性水平。這就意味著T1階段高自尊水平的個體在六個月之后更傾向于展現(xiàn)出更高水平的自我復(fù)雜性。翁嘉英、楊國樞和許燕[36]通過對自尊范疇的研究,認為中國人存在個人取向、關(guān)系取向、家族取向和他人取向四個特殊的自尊范疇。學(xué)業(yè)成績、綜合能力、同伴關(guān)系、家庭支持、外表等因素都是形成自尊的重要來源[37],同時,這些因素也是組成自我的重要方面。眾所周知,高自尊即意味著自尊資源豐富,而低自尊者意味著自尊資源較少[38],這也意味著高自尊個體可能會擁有更多自我方面、具有更為復(fù)雜的自我概念結(jié)構(gòu)。此外,低自尊個體更傾向于使用自我妨礙并更不愿意冒險,這些傾向會妨礙個體去積極主動擴展或豐富自己的人生經(jīng)驗[39]。比如,積極擴展自己的社會角色或社會活動,去承擔(dān)班級干部或承擔(dān)組織領(lǐng)導(dǎo)或進行其他課外活動等,從而妨礙個體自我復(fù)雜性的發(fā)展。

(二)自我復(fù)雜性的壓力緩沖效應(yīng)

研究結(jié)果表明6個月前的自我復(fù)雜性水平可以顯著緩沖隨后6個月的壓力性生活事件對個體生活滿意度和消極情感的負性影響。具體來說,6個月之前自我復(fù)雜性水平較低的大學(xué)生,6個月之后的壓力性生活事件能夠顯著正向預(yù)測他們的消極情感,并顯著負向預(yù)測他們的生活滿意度,這一結(jié)果與以往研究結(jié)果相一致[3,11,13],證實了Linville的壓力緩沖模型。但是,本研究的結(jié)果卻不同于Lou[14]的研究,究其原因可能在于對心理健康指標(biāo)選擇的差異。Luo選取的自尊、抑郁和孤獨為適應(yīng)性指標(biāo),本研究中也發(fā)現(xiàn)自我復(fù)雜性并不能緩沖壓力性生活事件對自尊的消極影響。同時, Lou將三個指標(biāo)合并為單一分數(shù),這種操作可能分化了自變量和調(diào)節(jié)變量對因變量的敏感性。此外,Luo所選取的自我復(fù)雜性的測量指標(biāo)是自我方面數(shù)量和平均區(qū)別度指標(biāo)(DIST),Martins和Calheiros[40]提出DIST并不是真正反映的自我概念結(jié)構(gòu)的復(fù)雜程度,其更可能測量的是某一領(lǐng)域內(nèi)的事件對自我其他方面的影響程度。

此外,研究結(jié)果表明針對不同的心理健康指標(biāo),自我復(fù)雜性的壓力緩沖效應(yīng)可能存在差異。這與橫斷調(diào)查[41]時所發(fā)現(xiàn)的結(jié)果相一致。這可能是由于不同心理健康指標(biāo)本身的性質(zhì)存在差異。整體自尊主要是指個體對自己整體性的態(tài)度或自我評價[19],主觀幸福感是指根據(jù)自定的標(biāo)準對其生活質(zhì)量的整體性評估[21],兩者所評估的生活側(cè)面不同。此外,其他研究[42]也表明壓力性生活事件是影響主觀幸福感的重要因素。這一結(jié)果也預(yù)示著未來可以通過提高個體自我復(fù)雜性的水平來緩沖高壓力對個體主觀幸福感的負性影響。

(三)研究意義與局限

總的來說,雖然Linville的自我復(fù)雜性壓力緩沖效應(yīng)[3]已經(jīng)在西方被試人群中得到初步的驗證或支持,但是,很少研究在東方人群中驗證這一模型。同時,以往大多數(shù)自我復(fù)雜性領(lǐng)域的研究在探討壓力時常常是以近兩周的急劇壓力為指標(biāo),本研究則是將時間長度跨越為6個月。一方面更長的時間跨度有利于更好觀測個體心理健康隨著時間的變化而起的變化。另一方面,諸多研究者都強調(diào)研究累積性危險因子是更準確認識、預(yù)測發(fā)展結(jié)果,并深入了解心理彈性發(fā)展及其機制中至關(guān)重要的一環(huán)[43]。此外,以往研究常常是以消極心理健康指標(biāo)為主[3,5,11,13],很少有研究同時考

察積極和消極心理健康指標(biāo),并同時兼顧多種心理健康指標(biāo)?？傊?在理論層面上,研究結(jié)果確認了自我復(fù)雜性的性質(zhì)及其壓力緩沖效應(yīng)的穩(wěn)定性,為明晰自我復(fù)雜性的重要作用提供了一定支持。實踐層面上,結(jié)果表明高自我復(fù)雜性在高壓力性生活事件對主觀幸福感的影響中具有顯著的緩沖作用。這可以為當(dāng)前心理健康教育或干預(yù)提供有效指導(dǎo),尤其是為從認知結(jié)構(gòu)的角度實施干預(yù)策略提供了新的著眼點,即強調(diào)自我概念結(jié)構(gòu)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間的相對獨立性在維持和保障個體的主觀幸福感中的重要意義。

但是,本研究仍存在以下局限,有待未來進一步改善。首先,本次測驗的被試人數(shù)較少,是以女生為主,且以大一學(xué)生為主。因此,今后的研究可以進一步擴大樣本,平衡性別、年級和地區(qū)差異,以強化研究結(jié)果和結(jié)論的普遍意義。其次,主要使用自陳式問卷法,以大學(xué)生的自我報告收集數(shù)據(jù),這種方式存在一定缺陷。今后應(yīng)該采用多種途徑來收集數(shù)據(jù),盡量從源頭上降低被試自評問卷調(diào)查帶來的結(jié)果偏差。最后,本研究是以6個月時間為間隔進行兩次測量,未能在更長時間內(nèi)連續(xù)追蹤,這在一定程度上限制了推論自我復(fù)雜性、壓力和心理健康之間的長期動態(tài)作用關(guān)系。因此,未來研究可進一步增加測量次數(shù)、擴大追蹤年限及樣本,以獲得更為可靠的結(jié)果。

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責(zé)任編輯 曹 莉

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1673-9841(2015)03-0101-08

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2015-02-10

龔玲,西南大學(xué)心理學(xué)部、心理健康教育研究中心,博士研究生;華東交通大學(xué)心理咨詢中心,講師。

張大均,教授,博士生導(dǎo)師。

教育部哲學(xué)社會科學(xué)后期資助重大項目“當(dāng)代大學(xué)生社會適應(yīng)的心理學(xué)研究”(10JHQ003),項目負責(zé)人:張大均。