高紅梅　仝宇光　孫瀟　楊秀珍

摘要為探究心理彈性與人際適應(yīng)性的關(guān)系及情緒調(diào)節(jié)的中介作用，采用心理彈性量表、情緒調(diào)節(jié)問卷和人際適應(yīng)性問卷，對826名在校大學(xué)生進行問卷調(diào)查。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）相比于城鎮(zhèn)生源，農(nóng)村生源大學(xué)生的人際適應(yīng)性顯著更低;（2）大一年級的人際適應(yīng)性顯著低于二、三年級，大四的人際適應(yīng)性水平顯著最高;（3）心理彈性、認(rèn)知重評與人際適應(yīng)性三者之間均呈顯著正相關(guān);（4）認(rèn)知重評在心理彈性與人際適應(yīng)性之間起部分中介作用。未來研究可以通過認(rèn)知重評訓(xùn)練提升大學(xué)生的人際適應(yīng)性，促進其心理健康。

關(guān)鍵詞人際適應(yīng)性;心理彈性;情緒調(diào)節(jié);大學(xué)生

分類號B844

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2022.02.0041引言

大學(xué)階段是青少年向成人發(fā)展的過渡時期，是個體人生的重要轉(zhuǎn)折點。這一階段，隨著多種觀念和價值觀的沖突與融合，大學(xué)生會面臨一系列的心理適應(yīng)問題。其中，人際適應(yīng)問題尤為突出（李全彩， 2002; 王鋼， 張大均， 江琦， 2010）。人際適應(yīng)性是個體通過對人際環(huán)境的感知，調(diào)節(jié)自我、改變環(huán)境或他人，以形成和諧人際關(guān)系的能力，如與老師積極互動、自主處理同學(xué)關(guān)系等（王鋼， 2007）。研究發(fā)現(xiàn)，人際適應(yīng)性較強的大學(xué)生幸福感指數(shù)較高（陳永香， 劉曉薇， 2017）。相反，人際適應(yīng)性較差的大學(xué)生不僅會體驗到焦慮、抑郁、孤獨等負(fù)性情緒，甚至出現(xiàn)輟學(xué)、手機成癮、攻擊及自殺行為（沈力曄， 程灶火， 金明媚， 奚曉嵐， 2011; 張亞利， 陸桂芝， 宋相梅等， 2018; 張巖， 雷婷婷， 王華容， 丁璐， 李丹陽， 周炎根， 2018）。因此，探討大學(xué)生的人際適應(yīng)性是推動大學(xué)生心理健康必不可少的一部分。作為心理健康的內(nèi)在保護因子，心理彈性一直備受研究者的關(guān)注。

心理彈性也被稱為心理韌性、復(fù)原力、抗逆力等，是指個體面對生活中的挑戰(zhàn)、壓力或威脅（如環(huán)境變化、經(jīng)濟壓力、人際問題等）時，能夠靈活應(yīng)對、成功適應(yīng)的能力（馬偉娜， 桑標(biāo)， 洪靈敏， 2007）。研究發(fā)現(xiàn)，心理彈性負(fù)向預(yù)測個體的焦慮水平（舒雅聰， 楊佳， 楊少云， 王雨欣，黃鵬飛，林聞?wù)?李畢琴， 2021; Min， Yoon， Lee，? Chae，? Lee， Song， & Kim， 2013）。心理彈性高的個體往往較為堅韌、自強和樂觀，這有助于他們應(yīng)對生活中的消極事件（于肖楠， 張建新， 2007）。心理彈性-壓力理論（Resilience-Stress Theory）認(rèn)為，當(dāng)個體面臨壓力或挑戰(zhàn)性的生活事件時，心理彈性就會被激活，從而幫助他們應(yīng)對情境中的壓力（Fletcher & Sarkar， 2013）。國內(nèi)外多項研究發(fā)現(xiàn)，心理彈性在壓力應(yīng)對、學(xué)校適應(yīng)方面具有促進作用。心理彈性較高的大學(xué)生擁有較好的社會支持系統(tǒng)、體驗到較高的生命意義感、具有更為明確的生活目標(biāo)（胡明慧， 陳珝， 張曉文， 2020），他們對教育環(huán)境的感知和評價較為積極、自我報告較高的生活質(zhì)量和心理健康水平（Tempski， Santos，? Mayer，? Enns et al.， 2015），且在遭遇逆境時傾向于采用積極的應(yīng)對策略（舒雅聰， 楊佳， 楊少云等， 2021; 張碧碧， 張彥彥， 2016）?？傊?，心理彈性在應(yīng)對內(nèi)外壓力、維護個體心理健康、提升個體生命意義感和社會適應(yīng)方面起著非常重要的作用（Gheshlagh， Sayehmiri， Ebadi， Dalvandi， Dalvand， Maddah， & Tabrizi，? 2017）。

情緒調(diào)節(jié)是個體管理和改變與情緒有關(guān)的生理、認(rèn)知或行為的過程，對個體的心理健康和社會適應(yīng)具有重要意義（彭聃齡， 2019）。研究表明，情緒調(diào)節(jié)策略的適當(dāng)使用可以有效促進個體的社會適應(yīng)（何爽， 方平， 2010; 李啟明， 陳志霞， 2016）。根據(jù)情緒調(diào)節(jié)過程模型，認(rèn)知重評和表達抑制是較為常用的兩種調(diào)節(jié)方式，前者指通過對引發(fā)情緒的情境進行重新評價以達到調(diào)節(jié)情緒的目的，后者則是個體通過壓抑情緒的外在表現(xiàn)來控制自身的情緒體驗（王力， 柳恒超， 李中權(quán)， 杜衛(wèi)， 2007; Gross， 2015）。相關(guān)實證研究發(fā)現(xiàn)，表達抑制正向預(yù)測大學(xué)生的抑郁水平、自殺風(fēng)險和社會適應(yīng)（鄺立平， 馮現(xiàn)剛， 2017; 周明慧， 林國耀， 彭玉玲， 董嬋霞， 2021）。我國學(xué)者周晗昱等人（2015）在研究中指出，表達抑制的頻繁使用會加劇抑郁特質(zhì)大學(xué)生的社會適應(yīng)障礙，而認(rèn)知重評在社會適應(yīng)中發(fā)揮著保護性角色。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知重評正向預(yù)測個體的正性情感體驗、負(fù)向預(yù)測負(fù)性情感體驗，可以有效促進個體的社會適應(yīng)（李中權(quán)， 王力， 張厚粲， 柳恒超， 2010）。

對大學(xué)生而言，適應(yīng)大學(xué)的學(xué)習(xí)方式和人際環(huán)境構(gòu)成了其主要的壓力源。研究發(fā)現(xiàn)，心理彈性與學(xué)校適應(yīng)之間存在著相互促進的關(guān)系，具體表現(xiàn)在學(xué)習(xí)適應(yīng)、角色適應(yīng)和人際適應(yīng)等方面（李晶， 劉明明， 李遠(yuǎn)珍， 2021; 但俊辰， 2010）。人際適應(yīng)作為大學(xué)生社會適應(yīng)的核心內(nèi)容，反映了個體對新的人際環(huán)境和學(xué)習(xí)方式的適應(yīng)程度（梁紅， 黃希庭， 2010）。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，心理彈性可以正向預(yù)測大學(xué)新生的學(xué)校適應(yīng)，進而促進其幸福感（羅杰， 任芬， 袁方舟， 烏云特娜， 七十三，? 2018; Gh-eshlagh， Sayehmiri， K.， Ebadi， A.， Dalvandi et al.， 2017）。此外，心理彈性高的個體在應(yīng)對方式的選擇上更加靈活，通過對積極和消極情緒的調(diào)節(jié)提高其心理健康和社會適應(yīng)水平（趙晶， 羅崢， 王雪， 2010）。因此，本研究假設(shè)心理彈性可以直接或通過情緒調(diào)節(jié)間接地影響大學(xué)生的人際適應(yīng)性。

綜上，本研究采用問卷調(diào)查法，在評估大學(xué)生人際適應(yīng)性水平的基礎(chǔ)上，以心理彈性為預(yù)測變量、情緒調(diào)節(jié)為中介變量、人際適應(yīng)性為結(jié)果變量，探究心理彈性對人際適應(yīng)性的影響，分析其作用機制，為干預(yù)大學(xué)生的人際適應(yīng)問題、提高其心理健康水平提供新的思路。

2研究方法

2.1研究對象

本研究采用線上和線下的方式，面向在校大學(xué)生發(fā)放問卷880份，回收有效問卷826份，有效率為93.86%。其中，男生251人（30.39%），女生575人（69.61%）;被試年齡在16～24歲之間，平均年齡為20.00±1.55歲;大一247人（29.90%），大二218人（26.39%），大三186人（22.52%），大四175人（21.19%）;農(nóng)村生源462人（55.93%），城鎮(zhèn)生源364人（44.07%）。

2.2研究工具2.2.1人際適應(yīng)性問卷采用王鋼等（2010）編制的大學(xué)生人際適應(yīng)性問卷簡縮版評估大學(xué)生的人際適應(yīng)性水平。該量表共22個題項，包含人際認(rèn)知性和人際互動性兩個維度，采用5點計分（1=“完全不符合”， 5=“完全符合”）。其中，第12題和15題為反向計分題。得分越高，說明人際適應(yīng)性越強。本研究中該量表的結(jié)構(gòu)效度指標(biāo)為：χ²/df=4.44， RMSEA=0.06， GFI=0.92， CFI=0.87， IFI=0.87，各指標(biāo)均達到了可接受的水平。量表的Cronbachs α系數(shù)為0.84，人際認(rèn)知性和人際互動性兩個維度的Cronbachs α系數(shù)分別為0.71和0.77。

2.2.2心理彈性量表

采用于肖楠和張建新（2007）修訂的中文版心理彈性量表評定大學(xué)生的心理彈性水平。該量表包括堅韌、自強和樂觀三個維度，共25個題項，無反向計分題。量表采用5點計分（1=“從不”，5=“總是”），得分越高表明心理彈性水平越高。本研究中量表的結(jié)構(gòu)效度指標(biāo)為：χ²/df=4.48， RMSEA=0.06， GFI=0.89， CFI=0.86， IFI=0.86，各擬合指標(biāo)均達到了可接受水平。量表的Cronbachs α系數(shù)為0.91， 堅韌、 自強和樂觀三個維度的Cronbachs α系數(shù)分別為0.87、 0.79和0.64。

2.2.3情緒調(diào)節(jié)問卷

采用中文版情緒調(diào)節(jié)問卷（王力等， 2007）評定大學(xué)生使用的情緒調(diào)節(jié)方式。該量表共10個題項，包括認(rèn)知重評和表達抑制兩個維度。問卷采用7點計分（1=“非常不贊同”，7=“非常贊同”），得分越高表明個體越傾向于使用該種情緒調(diào)節(jié)方式。本研究中問卷的結(jié)構(gòu)效度指標(biāo)為：χ²/df=3.59， RMSEA=0.06， GFI=0.97， CFI=0.96， IFI=0.96，各擬合指標(biāo)良好。問卷的Cronbachs α系數(shù)為0.78，表達抑制和認(rèn)知重評分量表的Cronbachs α系數(shù)分別為0.74和0.83。

2.3統(tǒng)計處理

使用spss 23.0進行數(shù)據(jù)處理。首先，通過獨立樣本t檢驗和F檢驗分析大學(xué)生人際適應(yīng)性的現(xiàn)狀;其次，通過相關(guān)分析，探討心理彈性、情緒調(diào)節(jié)和人際適應(yīng)性的關(guān)系;最后，使用宏程序PROCESS（Preacher & Hayes， 2008）檢驗情緒調(diào)節(jié)的中介作用。

3研究結(jié)果

3.1共同方法偏差檢驗

采用Harman單因子檢驗法對本研究中的共同方法偏差進行檢驗。檢驗結(jié)果顯示，特征根大于1的因子有13個，且第一公因子解釋的變異量為21.71%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，說明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2大學(xué)生人際適應(yīng)性現(xiàn)狀分析

分別以性別、年級、生源地和是否獨生為自變量，人際適應(yīng)性得分為因變量，分析大學(xué)生人際適應(yīng)性的現(xiàn)狀。獨立樣本t檢驗表明，大學(xué)生人際適應(yīng)性的性別差異不顯著（p > 0.05）;生源地差異顯著，農(nóng)村生源的人際適應(yīng)性（M=78.52， SD=9.15）顯著低于城鎮(zhèn)生源（M=81.18， SD=8.90）， t_（824）=-4.20， p<0.001， d=0.29。單因素方差分析顯示，人際適應(yīng)性的年級差異顯著，大一（M=77.47， SD=9.75）顯著低于大二（M=80.19， SD=8.69）和大三（M=79.98， SD=8.94），大四的人際適應(yīng)性（M=81.90， SD=8.34）顯著最高， F_{（3，826）}=8.84， p<0.001，η²=0.03。

3.3認(rèn)知重評在心理彈性與人際適應(yīng)性之間的中介效應(yīng)檢驗各研究變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)分析結(jié)果如表1所示。相關(guān)分析結(jié)果顯示：心理彈性與人際適應(yīng)性、表達抑制和認(rèn)知重評均顯著正相關(guān)，認(rèn)知重評與人際適應(yīng)性顯著正相關(guān)。

根據(jù)理論假設(shè)構(gòu)建的情緒調(diào)節(jié)在心理彈性與人際適應(yīng)性間的中介效應(yīng)模型，采用Hayes開發(fā)的SPSS宏程序PROCESS中的模型4進行中介效應(yīng)分析。結(jié)合相關(guān)分析結(jié)果，將認(rèn)知重評作為中介變量。根據(jù)前文分析結(jié)果，人際適應(yīng)性存在顯著的生源地和年級差異，如果將這兩個人口學(xué)變量直接納入中介模型，會對變量關(guān)系的分析和解釋產(chǎn)生干擾。同時，本次調(diào)查中性別比例不均衡可能會對結(jié)果造成影響。為了排除上述三個人口學(xué)變量對結(jié)果解釋的混淆、更為清晰地呈現(xiàn)心理彈性和認(rèn)知重評對人際適應(yīng)性的影響路徑，在進行中介分析時將性別、年級和生源地作為控制變量進行處理，結(jié)果如圖1、表2所示。心理彈性顯著正向預(yù)測認(rèn)知重評（β=0.47， t=14.94， p<0.001）、顯著正向預(yù)測人際適應(yīng)性（β=0.50， t=16.24， p<0.001），認(rèn)知重評顯著正向預(yù)測人際適應(yīng)性（β=0.16， t=5.22， p<0.001）。

進一步采用非參數(shù)百分位Bootstrap程序進行中介效應(yīng)顯著性檢驗，通過抽取5000個樣本估計中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間，結(jié)果如表3所示。間接效應(yīng)的Bootstrap95%置信區(qū)間不包含0，表明認(rèn)知重評在心理彈性和人際適應(yīng)性之間起中介作用（效應(yīng)值為0.07，占總效應(yīng)的11.86%）。心理彈性對人際適應(yīng)性的直接效應(yīng)占總效應(yīng)的88.14%，表明心理彈性越高的個體，其人際適應(yīng)性水平越高（效應(yīng)值為0.50）。

4討論

4.1大學(xué)生的人際適應(yīng)性現(xiàn)狀

本研究中，農(nóng)村生源大學(xué)生的人際適應(yīng)性水平顯著低于城鎮(zhèn)大學(xué)生，這與以往研究結(jié)果相符（張慧， 田良臣， 吳寶鎖， 王中會， 2021）。相比于城鎮(zhèn)學(xué)生，農(nóng)村學(xué)生的經(jīng)濟條件相對較差，而這一因素對人際適應(yīng)性具有正向預(yù)測作用（王東方， 江雯， 陳春平， 劉雙金， 高鵬程， 劉劍群， 楊新華， 2019）。此外，農(nóng)村學(xué)生的生活和教育環(huán)境相對狹窄，與大學(xué)的學(xué)習(xí)和人際環(huán)境差距較大，可能導(dǎo)致更多的適應(yīng)困難，需要付出更多的時間和精力去調(diào)整，因而呈現(xiàn)出顯著較低的人際適應(yīng)性水平。

本研究還發(fā)現(xiàn)人際適應(yīng)性存在顯著的年級差異，呈現(xiàn)出隨年級升高適應(yīng)性增強的趨勢，顯著差異具體表現(xiàn)為大一顯著最低、大二和大三居中、大四顯著最高，這與以往研究結(jié)果有所不同。相關(guān)研究在人際適應(yīng)性的發(fā)展趨勢方面不盡一致，如王鋼（2007）在研究中發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的人際適應(yīng)性呈現(xiàn)“U”型發(fā)展趨勢，二、三年級顯著低于一、四年級;謝亮亮（2012）則發(fā)現(xiàn)一、三年級顯著高于二、四年級。盡管有所差異，但都表現(xiàn)出人際適應(yīng)性的“二年級現(xiàn)象”，即大二年級是整個大學(xué)期間的最低谷（梁紅， 黃希庭， 2010）。本研究中并未發(fā)現(xiàn)二年級人際適應(yīng)性的低谷現(xiàn)象，而是一年級顯著更低，這可能與當(dāng)前的學(xué)校環(huán)境有關(guān)。自2020年新冠肺炎疫情發(fā)生以來，大學(xué)多處于封閉狀態(tài)，師生、生生之間的人際互動較以往更加頻繁，這有助于增強個體的人際適應(yīng)性。對于大一新生而言，正在經(jīng)歷與父母和中學(xué)同學(xué)的分離、嘗試建立新的人際關(guān)系的狀態(tài)，需要投入更多的時間和精力以適應(yīng)全新的人際環(huán)境（羅杰， 張曉州， 張金鐘， 七十三， 2018）。大四年級的高人際適應(yīng)性水平與以往研究一致，這說明處于這個階段的大學(xué)生已經(jīng)建立起相對成熟的社交網(wǎng)絡(luò)，并且能夠恰當(dāng)?shù)靥幚砼c老師和同學(xué)的關(guān)系（梁紅， 黃希庭， 2010）。

4.2認(rèn)知重評在心理彈性與人際適應(yīng)性之間的中介作用相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，心理彈性與人際適應(yīng)性呈顯著正相關(guān)，即心理彈性越高，人際適應(yīng)性越強，這與假設(shè)及以往研究相一致（羅杰，? 任芬， 袁方舟等， 2021）。人際適應(yīng)性是一種重要的心理品質(zhì)，與個體的人格發(fā)展和心理健康有著緊密的聯(lián)系（龔玲， 張大均， 2012）。心理彈性作為心理健康的保護性因素，可以增強大學(xué)生的人際適應(yīng)性水平。與此同時，本研究發(fā)現(xiàn)心理彈性與表達抑制和認(rèn)知重評均存在顯著正相關(guān)關(guān)系，這與以往研究結(jié)果一致（李啟明， 陳志霞， 2016），表明心理彈性水平越高，個體在進行情緒調(diào)節(jié)時越傾向于使用這兩種調(diào)節(jié)方式。在兩種調(diào)節(jié)方式中，認(rèn)知重評與人際適應(yīng)性顯著正相關(guān)，這一結(jié)果與以往研究相符（周晗昱， 李歡歡， 周坤， 徐瑞珩， 傅聿昕， 2015）。根據(jù)情緒調(diào)節(jié)過程模型（Gross， 2015），認(rèn)知重評是個體評估潛在情緒誘因、調(diào)整情境帶來的情緒反應(yīng)的過程。通過對潛在誘因的評估和解釋，可以使個體對人際情境形成較為清晰的認(rèn)知，從而調(diào)整人際互動水平。也就是說，個體在認(rèn)知上的調(diào)整或改變，有助于提高其人際適應(yīng)性水平。表達抑制則是通過壓抑情緒的外部表現(xiàn)達到調(diào)節(jié)的目標(biāo)，這一調(diào)節(jié)方式已經(jīng)被研究證實正向預(yù)測個體的抑郁水平，進而阻礙其社會適應(yīng)（周明慧等， 2021）。

進一步中介效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知重評在心理彈性與人際適應(yīng)性之間起部分中介作用。這表明，心理彈性不僅可以直接影響人際適應(yīng)性，還可以通過增強認(rèn)知重評正向預(yù)測人際適應(yīng)性（中介效應(yīng)占總效應(yīng)的11.86%）。一方面，心理彈性較高的大學(xué)生在人際適應(yīng)方面表現(xiàn)得更為積極和靈活，能夠主動處理與老師、同學(xué)和朋友的關(guān)系，這與以往研究結(jié)果一致（但俊辰， 2010）。另一方面，心理彈性較高的個體可以通過認(rèn)知重評策略的使用，調(diào)整對人際情境的認(rèn)知和人際互動水平，表現(xiàn)出較高的人際適應(yīng)性。根據(jù)心理彈性-壓力理論，生活中的壓力會激發(fā)個體的心理彈性，促使其應(yīng)對和處理壓力事件，以適應(yīng)當(dāng)前的環(huán)境變化（Fletcher & Sarkar， 2013）。本研究為這一理論提供了實證支持。在面臨大學(xué)生活的學(xué)習(xí)和人際環(huán)境時，心理彈性較高的學(xué)生通過主動改變對情境因素的認(rèn)知，調(diào)整其人際關(guān)系狀態(tài)，表現(xiàn)出較高水平的人際適應(yīng)性。這一結(jié)果與已有研究相符，即認(rèn)知重評是社會適應(yīng)的保護因子，可以有效降低焦慮、抑郁等消極情緒體驗，促進良好人際關(guān)系的建立（何爽， 方平， 2010）。

4.3研究啟示與展望

本研究結(jié)果對大學(xué)生人際適應(yīng)性的評估和干預(yù)具有重要的實踐意義。一方面，關(guān)注人口學(xué)變量差異，全面了解當(dāng)代大學(xué)生的人際適應(yīng)性水平及其分布，進而從群體層面進行干預(yù)。另一方面，指導(dǎo)心理彈性較低的學(xué)生進行認(rèn)知重評訓(xùn)練，通過改變認(rèn)知，調(diào)整其人際關(guān)系感知、提升人際適應(yīng)性水平。此外，通過情緒調(diào)節(jié)方式的訓(xùn)練與實際運用，能夠增強大學(xué)生壓力應(yīng)對的靈活性，可能在一定程度上提升其心理彈性水平，這有待在未來研究和干預(yù)中進行檢驗。

本研究存在一些不足之處，有待進一步完善。首先，研究采用的是橫斷研究，只限于探討各研究變量的關(guān)系，無法解釋心理彈性對人際適應(yīng)性的動態(tài)影響;其次，研究對象的分布存在一定偏差，如性別比例不均衡，不能全面反映人際適應(yīng)性的現(xiàn)狀;最后，研究中僅發(fā)現(xiàn)認(rèn)知重評的部分中介作用，說明還存在其他因素在其中發(fā)揮作用。未來研究中，應(yīng)納入更多的因素，從多個方面探究人際適應(yīng)性的發(fā)生機制。

5結(jié)論

（1） 大學(xué)生人際適應(yīng)性存在顯著的年級差異，表現(xiàn)為大一顯著低于大二和大三、顯著低于大四。

（2） 大學(xué)生人際適應(yīng)性存在顯著的生源地差異，農(nóng)村生源的人際適應(yīng)性水平顯著更低。

（3） 認(rèn)知重評在心理彈性和人際適應(yīng)性之間起部分中介作用。

參考文獻

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Relationship between Resilience and Interpersonal Adaptability among College Students：

The Mediating Role of Emotion RegulationGAO Hongmei; TONG Yuguang; SUN Xiao; YANG Xiuzhen

（College of Education， Hebei University， Baoding 071002， China）Abstract

In order to explore the relationship between resilience and interpersonal adaptability and the mediating role of emotion regulation between them， a questionnaire survey was conducted among 826 college students， using the resilience scale， the emotion regulation scale and the interpersonal adaptability scale. The results indicated that： （1） Compared with students from urban area， those from rural area scored significantly lower on interpersonal adaptability. （2） The fresh students scored significantly lower on interpersonal adaptability than the sophomore and junior students， the senior students scored significantly higher than those in other grades. （3） There was a significantly positive correlation between resilience and interpersonal adaptability， a significantly positive correlation between resilience and cognitive reappraisal， a significantly positive correlation between cognitive reappraisal and interpersonal adaptability. （4） Cognitive reappraisal played a partial mediating role in the relationship between resilience and interpersonal adaptability. In future studies， college students cognitive reappraisal could be trained to promote interpersonal adaptability， and then facilitate their mental health.

Key words： interpersonal adaptability; resilience; emotion regulation; college student