大学生人格在应激源和压力应对关系中的调节效应研究

2021-10-26李铁宁

湖南科技学院学报 2021年1期

徐慧李铁宁

（1.长沙理工大学，设计艺术学院；2.长沙理工大学经济与管理学院；湖南长沙 410004）

当前，中国日益重视大学生的心理健康教育，引导大学生的心理正常发展，为其以后走上人生道路奠定良好的基础。关注大学生群体，关注正在接受大学教育的大学生的心理压力，是社会和学校不容忽视和义不容辞的社会责任。

一文献回顾与研究假设

在现有文献中，大多侧重于大学生人格与压力源和压力应对三者关系中两两关系的研究：Aghajanipour（2010），杨泽明（2010），孟然和薛洪涛（2015），孙爱玲，张小莉，王乐霞（2016）分别研究了大学生也人格因素与压力的关系。Saklofske et al（2012）研究了性格与压力应对的关系。人格内向的大学生发越容易受到个人因素的压力源的影响。越外向的大学生会越多的使用解决问题和求助的应对方式，而越内向的人越多的使用自责、退避和合理化的应对方式。雷兰成（2011）研究了大学毕业生就业压力、应对方式与人格的关系。但他并未就压力源进行全面研究。

综上所述，现有关于大学生人格与压力源和压力应对三者关系方面研究，更多是研究大学生压力源和人格，大学生压力应对和人格之间的关系，而将人格特质作为研究变量，研究大学生人格因素在压力源和压力应对关系方面的研究还未所见。

（一）研究假设

1.大学生压力源与压力应对的相关关系。国外学者Paspaliaris & Hicks（2010）的研究结果显示，大学生压力越高，更多使用回避的消极应对方式。宋迎秋和曾雅丽（2008）研究认为，压力应对方式与压力源之间有相关关系。其中，解决问题、求助因子与各压力源均有负相关；各压力源与自责、幻想、退避均呈现正相关。基于以上现有研究文献和分析，本文针对中国大学生实际情况，提出如下假设：

假设1：大学生承受的压力与积极应对的负相关。

具体言之，假设1（a-e）：大学生面临的人际关系压力、学业压力、前途因素压力、经济因素压力、个人日常因素压力与积极应对的负相关。

假设2：大学生承受的压力与消极应对的正相关。

具体言之，假设2（a-e）：大学生面临的人际关系压力、学业压力、前途因素压力、经济因素压力、个人日常因素压力与消极应对的正相关。

2.大学生人格对压力源与压力应对关系的调节作用。雷蒙德于1961 年首次提出大五人格模型。该理论认为，情绪稳定性、亲和性、外向性、尽责性和开放性涵盖了人格的所有方面。人格的这五个方面都有相反的两个极端。面对不同的压力源，大学生采用的应对方式不同；不同人格类型的大学生，感受到压力源，使用的应对方式也不同。

一方面，越内向人格的大学生，越易受个人因素的压力源的影响。情绪稳定性和亲和性越差的人格的大学生，越易受个人因素、社会环境因素、家庭亲朋好友因素、学校因素和专业因素等压力源的影响。

另一方面，情绪越稳定人格的大学生越多的使用解决问题的积极应对方式，而情绪越不稳定的大学生越多的使用自责、幻想、退避和合理化的消极应对方式。马煊和陈龙（2004）研究认为，消极应对与神经质显著正相关，与外倾性和严谨性（尽责性）显著负相关。外倾性、宜人性、开放性与积极应对呈显著正相关。

综上所述，现有研究表明，大学生人格与压力源和压力应对是存在相关性的，当大学生人格越表现为正面积极效应时，会使得大学生对某些压力感知的减弱，同时，越倾向于运用积极应对压力的方式缓解压力；而当大学生人格越表现为负面消极效应时，会导致大学生对某些压力感知的增强，同时，也越倾向于运用消极应对压力的方式缓解压力。由此可以推知，由于大学生人格倾向表现的不同，会对压力源感知和压力应对的关系产生不同的影响。基于上述文献研究和分析，本文针对中国大学生实际情况，提出如下假设：

假设3：大学生人格，正向调节压力源和积极压力应对的负相关关系。

具体言之，假设3（a，～e）：大学生人格，正向调节（人际关系因素，学业因素，经济因素，前途因素，个人日常因素）和积极压力应对的负相关关系。

假设4：大学生人格，负向调节压力源和积极压力应对的正相关关系。

具体言之，假设4（a，～e）：大学生人格，负向调节（人际关系因素，学业因素，经济因素，前途因素，个人日常因素）和消极压力应对的正相关关系。

（二）理论框架

本文拟研究中国大学生在应激源对压力应对的影响中，人格特质（性格）在其中所起的作用，侧重于检验大学生“人格特质”在“应激源”对于“压力应对”的影响中是否有调节作用。

二研究设计

（一）研究样本

1.量表选取。课题组采取等距法中具有代表性的李克特（Likert）5 分量表来进行设计。为确保测量量表的信度和效度，课题组尽量采用现有文献已经使用过的量表。因此，选取了由王梦成、戴晓阳和姚树桥编制的“中国大五人格问卷简式版”，由张磊、殷恒婵和吴晓路自编的“压力源量表”和由解压宁编制的“简易应对方式问卷”。并根据实际情况适当修订。

2.样本数据收集。课题组首先对长沙理工大学的不同院系不同年级的300 名同学进行了预试，收集到同学们对本量表中可能存在的问题信息，并听取了有关学生工作辅导员意见，对问卷进行了适当修改。为避免数据的同源性误差，本研究所采用的研究样本取自分布于中国各地208 所本科院校。同时，委托长沙理工大学计算机工程学院学生开发了网络问卷。本次填写问卷量表的有1300 份，回收后，删除废卷数据，有效问卷1086 份。

在所调研的被试中，样本背景特征如下：大一年级人数为196；大二年级人数为532；大三年级人数为251；大四年级人数为107。性别因素，男同学总数为504；女同学总数为582。其次，这次接受调查的在校本科大学生中，独生子女占总数的36.76%，非独生子女占63.24%。来自农村的大学生占50.83%，城市占28.27%，城镇占20.90%。在学生月生活支出方面，35%的同学月开支在801-1000 元之间。以申请助学贷款和勤工俭学为主要经济来源的学生比例很少。

（二）研究方法

文章采用SPSS19.0 进行统计分析。分析方法包括描述性统计、相关分析、回归分析。具体包括：（1）采用探索性因素分析和验证性因素分析方法以及信效度检验方法检验各潜变量测量量表的信效度。本文根据探索性因素和验证性因子分析条件：探索性因子分析和验证性因子分析不能出自同一样本。本文将所有1086 份样本数据随机分成两个部分，其中一半数据进行探索性因子分析，另一半数据进行验证性因子分析。（2）控制变量对压力应对和人格的相关性分析；（3）采用回归分析检验调节效应。

（三）控制变量

在相关研究中，大学生所学专业所属的学科门类、年级、是否独生子女，性别、学生担任干部情况，学生来源，家庭状况，个人月开支，经济来源因素与压力应对和人格存在联系。本文将它们做了与积极应对、消极应对和人格的相关分析。由相关性数据，它们与压力应对和人格是存在相关性的。其中，性别和学生来源因素与积极应对相关性非常显著；学生担任干部和学生来源与人格相关性非常显著。因此，应控制住这些因素对压力应对和人格的影响，本文把它们设为控制变量予以控制。

三研究结果

（一）共同方法误差控制

研究中可能发生的共同方法偏差是由于同样的数据来源或评分者、同样的测量环境、项目语境以及项目本身特征所造成的预测变量与校标变量之间认为的共变，它是一种系统误差。为了避免和控制共同方法误差，文章采取如下措施：（1）量表问卷采取网络问卷形式，填写量表和问卷的大学生分布于全国各省市200 多所大学本科院校；（2）为了使得填写量表和问卷者不能准确猜到要测试用意，本文将量表所有题项的次序进行完全打乱；（3）为使得填写问卷者如实回答问题，将量表的部分题项的语意调整为反向编码问题；（4）删除了量表中社会称许性题项和语意模糊题项；同时网络问卷的方式，也极大避免了社会称许性；（5）为避免填写量表的大学生语境诱发情绪，对量表的引导语反复斟酌，避免产生歧义理解；（6）量表的填写采取匿名的形式，打消填写者的顾虑。

（二）量表的信度与效度

1.主要变量相关分析和信度分析。为了测试压力源、压力应对和大五人格量表各主要变量之间的关系，本文首先进行相关性分析和信度分析。SPSS19.0 测试结果如表1 所示。问卷分为3 个量表，每个量表的内部一致性系数Cronbach α在0.7 以上，或接近0.7，说明在各个分部上，各量表的内部一致性信度是可以接受的。各量表之间的相关系数对应的T 值大于显著水平为0.01 的T 临界值，说明各变量之间具有相关性，各量表之间可能存在假设所提出的关系。另外，各变量间相关系数均小于0.75，表明变量之间不存在共线性问题。

表1 各量表的特征及各变量的均值、标准差与相关系数矩阵（N=543）

2.效度分析。一组观察变量是否适合进行因素分析，主要与观察变量之间的相关情形有关。一般采用两种方法：第一种是Bartlett 的球形检验。第二种是检验净相关矩阵。由三个量表的所有变量的相关矩阵分别作因素分析的适切性考察，压力源、压力应对和大五人格三个量表取适切性KMO 检验值分别为0.892，0.864，0.728，均大于0.7 的标准，属于适合做因子分析的范围。Bartlett 的球形检验卡方统计值的显著性概率均小于0.001，结果拒绝相关系数矩阵为单位矩阵的零假设，也支持因子分析，表明数据适合做因素分析。（1）量表内容效度的检验。对三个量表的各题项分别与各量表总分数pearson 系数在显著性水平为0.01 时进行分析，最终结果显示，大五人格量表中的各题项与总得分pearson 系数在0.237-0.646 范围之间，压力源量表中各题项与总得分pearson 系数在0.447-0.691 范围，压力应对量表中各题项与总得分pearson 系数在0.236～0.611 之间。因此，由以上数据可知，各量表中各题项与其总得分在显著水准为0.01 时（双尾）显著相关。此外，本文所用的三个量表均是引用成熟量表，并进行适当删减和局部修正，最后将三个量表交学校学生工作的辅导员和相关教育专家进行审阅，并得到的认可，这说明三个量表均具有良好的内容效度。（2）量表建构效度的检验。建构效度又分为收敛效度和区别效度，学术界认为只有这两方面都比较理想才能认为量表有良好的建构效度。经过对大五人格、压力源和压力应对三个量表的因素负荷矩阵进行正交旋转处理，根据特征值大于“1”的标准抽取因素，最终从大五人格量表的39 个题项中得到7 个成分，7 因素累计方差解释度为54.864%，所有题项的标准化因子荷载在0.401-0.808 之间；从压力源量表的43 个题项中得到7 个成分，7 因素累计方差解释度为56.725%，所有题项标准化因子荷载在0.475-0.731 之间；从压力应对量表的20 个题项中得到4 个成分，4 因素方差解释度为51.043%，所有题项的标准化因子荷载在0.407-0.786 之间。以上三个量表每一题项在其不所属的成分因素中，其因素荷载均小于0.4。

（三）假设检验

文章对样本数据采用层次线性回归分析的方法对提出的假设进行检验。

1.压力源和压力应对相关关系的假设检验。本文以所属学科门类等9种个人统计信息为控制变量，以“压力源”五维度为解释变量，“积极压力应对”和“消极压力应对”为被解释变量，做回归分析。根据所得结果可知，一方面，各压力源对积极压力应对的回归模型中，学业因素压力源对积极应对影响最显著（0.0195，t=2.702），其次是，人际关系压力源对积极应对影响程度（-0.170，t=-2.572）。模型的VIF值均小于4，说明模型不存在多重共线性问题，DW值≈2，说明模型不存在自相关问题。另一方面，各压力源对消极应对的回归模型拟合优度比较好（0.166），然而，在各单个压力源因素对消极应对影响却不显著。就人际关系压力源而言，大学生会采取消极应对的方式，但并不显著；就学业压力源而言，大学生较多采取积极应对方式缓解压力，而且很显著；针对经济压力源，大学生倾向于选择消极应对的方式；而对前途压力源，大学生选择积极压力和消极压力的情况比较平均，而且都不显著；而对于个人日常压力源，大学生倾向选取消极压力方式，但不显著。

2.调节关系的假设检验。文章再以9 种个人统计信息为控制变量，以“压力源”五维度为解释变量，“积极压力应对”和“消极压力应对”为被解释变量，分别以“人格”的五个因素为调节变量，做回归分析，所得结果显示：一方面，虽然没能通过大学生人格因素在压力源和积极压力应对的调节关系的假设，但是研究数据显示，大学生人格因素，却显著地负向调节人际关系压力和积极应对之间的负相关关系；显著地负向调节学业压力和积极压力应对之间显著的正相关关系；显著地负向调节经济因素和前途因素压力源与积极压力应对之间的正相关关系；显著地调节个人日常因素压力源与积极压力应对之间的负相关关系。另一方面，大学生人格因素，显著地负向调节各压力源因素和消极压力应对的正相关关系。

3.调节关系图。为更形象直观地显示大学生人格因素在压力源和压力应对关系中的调节效应，本文按照Aiken 与West 所建议步骤作了调节效应图。本文通过SPSS19.0.0 实现图的绘制，具体操作如下：将SPSS19.0 中人格，各压力源和压力应对数据中大于等于“3”的数据调整为“5”，将小于“3”的数据调整为“1”。再通过SPSS 的“两因素方差分析”可知，当大学生人格趋向正面效应时，随着大学生感知的人际关系和个人日常生活方面的压力源的增大，大学生逐渐倾向于较少采取积极应对的方式，相比之下，此时采取消极应对的方式增加的速率要远大于采取积极应对递减的速率；相反，当大学生人格趋向负面效应时，随着大学生面临人际关系和个人日常生活方面压力的增大，大学生越趋向采取积极应对的方式，相比之下，此时大学生采取消极应对方式递增的速率仍然要大于采取积极应对递增的速率。

当大学生人格趋向正面效应时，随着大学生感知的学业因素，经济因素，前途因素方面的压力源的增大时，大学生采取积极应对和消极应对的方式缓解该方面的压力都在增加，但是采取消极应对递增的速率要大于采取积极应对递增的速率；相反，当大学生人格趋向负面效应时，随着大学生面临的学业因素，经济因素，前途因素方面的压力的增大，大学生选择积极应对增加的速率要略高于采取消极应对增加的速率。