王琦　俞国良　董妍　周浩

摘要 以409名大学生为被试，采用问卷法考察无聊倾向对于主观幸福感的影响，以及情绪调节自我效能感的中介作用。结果表明：无聊倾向负向预测积极情绪调节效能感、抑郁情绪调节效能感及愤怒情绪调节效能感；无聊倾向负向预测主观幸福感水平。积极情绪调节效能感和抑郁情绪调节效能感在无聊倾向和主观幸福感的关系中起到了部分中介作用。

关键词 无聊倾向，主观幸福感，情绪调节自我效能感。

分类号 B849

1.问题提出

“我很无聊”已经成为越来越多人的口头禅，用来表达自己无所事事、对什么都打不起精神来的状态。无聊（boredom）是人们在日常生活中因为活动缺乏和兴趣丧失所产生的一种消极情绪体验。日常我们所谈论的无聊主要包括空虚、郁闷以及使人无聊的状态。虽然对于无聊的定义还没有达成一致，但是综合研究者们的结论，无聊是一种不愉快的情绪体验，是一种特殊的情绪状态。这种状态主要是由贫乏的外部刺激和内部刺激所造成，即个体由于无法得到所需的满足，进而产生的冷漠、孤独、抑郁、无助等负性的综合情绪。根据无聊跨时间、跨情境的稳定性，可以分为状态型无聊（state boredom）和特质型无聊（trait boredom）。其中，状态型无聊是指个体在特定情境中所产生的短暂无聊体验，是一种可意识到的主观感受，多由单调重复的外部刺激或者认知能力缺乏所引发；特质型无聊是指个体在各种情境中产生的稳定无聊倾向，是一种一般性的人格特质，自身调控能力、其它人格特征、内在动机以及价值观等重要因素与这种特质倾向存在关联（Belton&Priyadharshini，2007；Musharbash，2007）。本研究探讨的是特质无聊，采用了Farmer和Sundberg（1986）编制的无聊倾向性量表（Boredom PronenessScale，BPS），该量表主要用于特质无聊的测量（周浩，王琦，董妍，2012）。

对于无聊倾向性的研究中，研究者发现，具有较高水平的无聊倾向性的被试会报告更高水平的抑郁症状或是其他较高水平的负性情绪（German&Latkin，2012；Tsapelas，Aron，&Orbuch，2009）。Soremers和Vodanovich（2000）认为高无聊倾向个体更容易产生抑郁、焦虑等负性情绪，而焦虑、抑郁等消极情绪会对主观幸福感有显著的负性预测作用。此外，高水平的无聊倾向还会对个体的生活和工作产生不良影响，如容易产生工作倦怠、降低学生学业成绩、增加冲动性行为等（Eiseh&Mariano，2008；Ruthig，Perry，Hladkyj，Hall，Pekrun&Chipperfield，2008）。可见，无论是从情绪角度还是从行为的角度，无聊倾向性都可能是主观幸福感的显著预测变量。除了对于主观幸福感的影响，无聊倾向性会对个人的情绪知觉产生影响。最近的研究表明，无聊倾向性水平较高的个体，对于自身的情绪状态觉知较差，而且倾向于作出外部归因。他们并不能够意识到并且理解自己当下的情绪状态（Eastwood，Cavaliere，Fahlman，&Eastwood，2007）。此外，Seib和Vodanvich（1998）发现高无聊倾向个体的对于自身内部状态的意识相对消极，而这种意识将直接导致人们对于自身情绪的体验、判断和评估的偏差。个体的情绪调节能力是建立在正确认识个体情绪状态的基础之上的，不适应的情绪认知会影响个体的对于自我情绪调节的信念，即情绪自我调节效能感。由此无聊倾向性对于情绪自我调节效能感可能会存在影响。

情绪调节自我效能感是指个体对能否有效调节情绪状态的一种自信程度，是一种个体管理自身情绪的能力感，这种能力感会影响个体情绪调节的实际效果，同时也会影响个体的情绪状态（Bandura，Caprara，Barbaranelli，Gerbino，&Pastorelli，2003；Capraro，Di Giunta，Eisenberg，Gerbina，Pastorelli&Tramontano，2008）。研究表明，情绪调节自我效能感可以影响主观幸福感，作为自我信念体系的一部分，情绪调节自我效能感水平高，即意味着个体认为自己调节积极情绪和消极情绪的能力较高，这种信念继而会提高个体对于未来的积极预期、维持积极的自我概念，从而体验到更多的积极情绪，提高个体的主观幸福感（Steca&Caprara，2006）。因此，情绪调节自我效能感对于主观幸福感是一个显著的预测变量（Tsapelas et al，2009）。

综上，本研究拟采用问卷法考察无聊倾向对主观幸福感的预测作用以及情绪调节自我效能感是否在两者的关系中起到了中介作用。根据前人研究，研究假设：无聊倾向对情绪调节效能感和主观幸福感有显著预测作用；情绪调节效能感在无聊倾向和主观幸福感的关系中起中介作用。

2.研究方法

2.1被试

本研究随机取样的方法抽取了北京某高校的409名大学一年级学生。其中，男生197名（45.7%），女生222名（54.3%），平均年龄20.1岁。

2.2工具

2.2.1无聊倾向量表

采用Farmer和Sundberg 1986年编制的无聊倾向量表（Boredom Proneness Scale），该量表属于自陈式量表，包含28个项目，主要考察个体的无聊倾向水平。该量表有五个因子，分别为：外部刺激、内部刺激、情感反应、时间知觉、限制性。量表采用7点计分，从1（完全同意）到7（完全不同意），总分越高越说明无聊倾向水平越高。该量表早年曾以香港人群为被试做过调查，结果表明其适用于东亚文化群体（Sundberg，Latkin，Farmer，&Saoud，1991）。国内学者近几年对于该量表使用的结果表明量表的信效应良好，其Cronbach a系数在朱湘茹、张慧君等人的研究中为0.743（朱湘茹，张慧君，刘畅，李定川，罗跃嘉，2009）。在本研究中，该量表的Cronbach a系数为0.826。

2.2.2情绪调节自我效能感量表

采用意大利心理学家Caprara（2008）最新修订的情绪调节自我效能量表（Regulatory EmotionalSelf-Efficacy，RES）的中文版，包括表达积极情绪的自我效能感（POS）、调节沮丧/痛苦情绪的自效能感（DES）和调节生气/愤怒情绪的自我效能感（ANG）三个维度，共由12个项目组成，采用5点计分法，分值越高代表情绪调节能力越高。该量表在国内学者的研究中显示出了较高的信效度（文书锋，汤冬玲，俞国良，2009；卢家楣，张萍，张敏，2010）。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.795。

2.2.3主观幸福感量表

采用Diener等人编制的《国际大学生调查》（ICS）问卷，该量表已被跨文化研究证实有良好的信效度，在国内研究的结果也表明适合中国大学生群体（Diener&Suh，2000；严标宾，郑雪，2006）。包括总体幸福感、生活满意度、积极情绪和消极情绪四个分量表，共24个项目。其中，总体幸福感为9点计分，选项从1（非常不快乐）到9（非常快乐），分数越高说明总体幸福感越高；生活满意度量表为7点计分，选项从1（强烈反对）到7（极力赞成），分数越高说明生活满意度越高；积极情绪和消极情绪均为9点计分，选项从1（根本没有）到9（所有时间），分数越高说明相应的情绪水平越高。该量表在本研究中的一致性系数为0.771。

2.3测量的实施

采用纸笔方式进行匿名施测，施测之前被试均阅读了知情同意书。问卷当场收回。所有数据采用SPSS 18.0进行统计分析。

3.数据分析和结果

3.1无聊倾向、情绪调节自我效能感与主观幸福感的相关分析

由表1可知，无聊倾向与情绪调节自我效能感及主观幸福感之间存在显著负相关。说明无聊倾向越高的人主观幸福感水平越低，情绪调节自我效能感越差。

3.2无聊倾向对主观幸福感和情绪调节自我效能感的预测作用

以无聊倾向作为预测变量、主观幸福感和情绪调节自我效能感作为结果变量，通过回归分析来考察无聊倾向对主观幸福感和情绪调节自我效能感的预测作用。回归分析结果表明，无聊倾向对于主观幸福感有显著的预测作用（B=-0.272，p<0.001）；对于积极情绪调节效能感（B=-0.227，p<0.001）、抑郁情绪调节效能感（B=-0.250，p<0.001）以及愤怒情绪调节效能感（B=-0.209，p<0.001），无聊倾向也存在显著的预测作用，验证了假设。

3.3情绪调节自我效能感对于主观幸福感的预测作用

回归分析结果表明，积极情绪调节效能感和抑郁情绪调节效能感对于主观幸福感有显著的预测作用（B=0.267，p<0.001；B=0.196，p<0.001），而愤怒情绪调节效能感的预测作用不显著（B=0.012，p=0.823）。

3.4情绪调节自我效能感的中介作用

根据假设，本研究检验了无聊倾向（X）和主观幸福感（y）之间可能存在的中介变量，依次为积极情绪调节效能感（W）、抑郁情绪调节效能感（U）和愤怒情绪调节效能感（Z）。分析结果见表2、表3和表4。

积极情绪调节效能感（W）的中介效应分析结果见表2，其中的结果是标准化解，用小写字母代表相应变量的标准化变量。由于依次检验都显著的，所以积极情绪调节效能感的中介效应显著。由于第四个t检验也显著，所以是部分中介效应，中介效应占总效应的比例为0.227×0.266/0.273=22.1%。

抑郁情绪调节效能感（U）的中介效应分析结果见表3，其中的结果是标准化解，用小写字母代表相应变量的标准化变量。由于依次检验都是显著的，所以积极情绪调节效能感的中介效应显著。由于第四个t检验也显著，所以是部分中介效应，中介效应占总效应的比例为0.250×0.205/0.273=18.8%。

愤怒情绪调节效能感（Z）的中介效应分析结果见表4，其中的结果是标准化解，用小写字母代表相应变量的标准化变量。由于依次检验中的第三步检验不显著（即z对y的回归系数不显著，t=1.997，p>0.05），需要进行sobel检验，计算得z=-0.27，p>0.05。所以愤怒情绪调节效能感（z）的中介效应不显著。

4.讨论

本研究发现，无聊倾向水平负向预测主观幸福感；无聊倾向水平负向预测积极情绪调节效能感、抑郁情绪调节效能感以及愤怒情绪调节效能感；积极情绪调节效能感和抑郁情绪调节效能感正向预测主观幸福感水平，在无聊和主观幸福感的关系中起到了部分中介作用。

本研究发现个体无聊倾向水平越高，其主观幸福感水平越低。这个结果与前人的研究是一致的，无聊属于一种负性的情绪状态，它的存在意味着个体体验到焦虑、沮丧、抑郁等负性的情绪，而这些情绪的存在减少了个体的愉快体验，继而影响主观幸福感水平。虽然以往研究鲜有考察无聊倾向与情绪调节自我效能感之间的关系，但有研究者认为，无聊个体不能够正确地觉知、评价和理解他们的情绪。一种解释是个体压抑了本我冲动，不能有效地认知、标定和监控自己的情绪状态（Eastwood et al，2007）；还有的研究者认为无聊倾向性水平高的个体的认知功能会受到一定的影响，如导致认知任务的失败（Diener&Suh，2000）。这种对于自我情绪状态认知的不足，可能会造成情绪调节自我效能感的降低。这解释了本研究中无聊倾向性对于情绪调节自我效能感的负向预测作用。

本研究中还发现情绪调节自我效能感中的积极情绪调节效能感和抑郁情绪调节效能感能够正向预测主观幸福感水平。根据情绪调节自我效能感的研究，积极情绪调节效能感和抑郁情绪调节效能感较高的个体，积极情绪体验较多而消极情绪体验较少或者较弱，因此，其体验到的幸福感水平就比较高。而愤怒情绪调节效能感对主观幸福感并没有显著预测作用。这可能是由于个体在评价主观幸福感时是对一段时间以来幸福感状态的一个整体评价，而对于愤怒或生气情绪调节效能感来说可能更多会作用于某个时间点中的某个特定事件或状态（Caprara et al，2008），作用时间和作用的范围较之积极情绪调节效能感和抑郁情绪调节效能感较小，所以对于主观幸福感的预测作用就较差。

本研究进一步探讨了无聊倾向性作用于主观幸福感的机制，发现除了能够直接预测主观幸福感，积极情绪调节效能感和消极情绪调节效能感在无聊倾向性和主观幸福感之间起到部分中介作用。当无聊倾向性意味着更多的负性情绪以及消极行为时，积极情绪调节效能感会在一定程度上平衡无聊倾向性的效果。积极情绪调节效能感即个体在面对成功或其它愉快性事件时，积极体验会允许自己表达快乐、自豪等积极情绪的效能信念（Caprara et al，2008）。所以积极情绪调节效能感水平高的个体，积极情绪水平较高；不仅如此，积极情绪调节效能感还能够使个体有效应对压力、提高人际关系质量、调节亲社会行为及成瘾行为等（严标宾，郑雪，2006）。

同时抑郁情绪调节效能感也起到了部分中介作用。在前人的研究中，无聊倾向和抑郁、焦虑呈显著的正相关。抑郁和焦虑是无聊倾向个体的基本特征，同时焦虑症和抑郁症也将高无聊倾向作为症状表现（Wallace，Vodanovich，&Restino，2003）。可见无聊与焦虑和抑郁情绪联系很紧密，无聊倾向性还会削弱个体的动机（汤冬玲，董妍，俞国良，文书锋，2010）。抑郁情绪调节效能感即个体面对这些负性情绪时，对于负性情绪管理和应对能力的信念。具有较高抑郁情绪调节效能感的个体，会通过改变对于消极事件的认知来减弱失败对自身的影响。个体对于管理或是战胜失败、挫折、沮丧、失望等怀有信心。对于自身能力的信念会使个体加倍努力。除了对于个体行为的影响，抑郁情绪调节效能感也会影响个体面对问题采用的应对策略。研究发现，抑郁情绪调节效能感水平高的个体比较不受负性情绪的影响，相信自己有能力控制自身的情绪（Vodanovich，Wallace，&Kass，2005；Fein，Sciafani，&Finn，2010）。

5.结论

本研究可以得到如下结论：无聊倾向对情绪调节自我效能感和主观幸福感有显著预测作用：无聊倾向对于积极情绪调节效能感、抑郁情绪调节效能感及愤怒情绪调节效能感都有负向预测作用；无聊倾向负向预测主观幸福感水平。积极情绪调节效能感和抑郁情绪调节效能感在无聊和主观幸福感的关系中起到了部分中介作用。