1. 研究背景
冲动是神经受到刺激引起的兴奋性反应,通常指缺乏考虑、草率地进行一些不恰当或冒险的行为 [1]。青少年是人生中一个特殊的成长阶段,其生理心理都处于转折期,由于半成熟期的青少年不善于合理处理自己的情绪困扰,因此易出现冲动行为,冲动行为经常具有破坏性,严重者可发展为攻击行为,自伤行为,甚至自杀行为,对青少年形成优良个人品质和青少年社会性发展有严重的阻碍作用。
有研究表明处于叛逆期的青少年容易产生冲动行为和攻击行为 [2];Atika Khurana等人研究指出发育不平衡模型解释了青春期风险承担能力不足与认知控制滞后导致青少年易产生冲动、攻击和自伤行为 [3] ,处于青春期的青少年由于较弱的认知、情绪和行为控制使其在遇到压力事件时不能冷静对待,易出现冲动行为。
郑姮等在对我国中学生攻击行为与情绪管理的关系进行探讨时发现情绪管理得分高的青少年冲动行为和攻击行为得分低 [4];王法艳等通过线性回归分析得出中学生情绪管理对冲动攻击行为有负向预测力 [5];景璐石等研究指出青少年的消极应对与冲动行为分值成正相关 [6];高妮娜研究发现有冲动和攻击行为的中学生大多采用消极应对的方式来解决问题 [7]。
在以往的研究中鲜有对青少年的冲动行为、情绪管理和应对方式的关系进行探究的,本研究试图通过对离青少年的冲动行为、情绪管理和应对方式的相关、回归分析和结构方程模型的构建对其关系进行探讨,探寻其情绪管理在冲动行为和应对方式之间的中介效应,来揭示青少年的情绪管理和应对方式对其冲动行为的影响程度,为降低青少年冲动行为的发生概率提供心理疏导方法依据。
2. 对象与方法
2.1. 对象
本研究于2018年4月份以本市八所中学初中学生作为调查对象,三个年级随机抽取11个教学班,发放问卷550份,收回535份问卷,经过筛选,保留有效问卷511份,有效率为93%。其中男生265人,女生246人。男生平均年龄13.4岁,女生平均年龄13.6岁。
2.2. 研究工具
研究所用的材料为采用Barratt冲动量表、应对方式量表和Goleman情绪智力量表。
1) Barratt冲动量表(Barratt Impulsiveness Scale 11th version, BIS-11)是Barratt为了定义个体的冲动行为而编制的量表。量表由30个条目组成。量表采用1~4级评分方法(几乎不/从不 = 1,偶尔 = 2,经常 = 3,几乎总是/总是 = 4),总分越高,说明个体的冲动水平越高 [8]。BIS-11量表内部一致性系数为0.80;重测信度0.81。对本研究样本数据的验证性因素分析结果显示,卡方自由度比值(CMIN/DF)为1.208 < 2.000,RMSEA = 0.020 < 0.050,GFI = 0.987 > 0.900,AGFI = 0.974 > 0.900,NFI = 0.943 > 0.900,CFI = 0.989 > 0.900,IFI = 0.990 > 0.900,TLI = 0.982 > 0.900,以上数据表明六因素模型对数据具有良好的拟合度。
2) 应对方式问卷。采用由肖计划编制应付方式问卷,该问卷具有较好的信度和效度,各题的因素负荷值均在0.35以上,6个应付因子重测相关系数分别是:r1 = 0.72,r2 = 0.62,r3 = 0.69,r4 = 0.72,r5 = 0.67 [9]。问卷分为积极应对方式和消极应对方式两个维度,其中解决问题、求助属于积极应对方式,退避、幻想、自责属消极应对方式,合理化属于混合型。对二维度模型的验证性因素分析结果显示:卡方自由度比值(CMIN/DF)为1.028 < 2.000,RMSEA = 0.016 < 0.050,GFI = 0.982 > 0.900,AGFI = 0.938 > 0.900,NFI = 0.962 > 0.900,CFI = 0.999 > 0.900,RFI = 0.906 > 0.900,IFI = 0.999 > 0.900,TLI = 0.997 > 0.900,表明二因素模型对数据有比较好的拟合度。
3) 情绪管理能力的评定采用由Goleman (1995)编制的情绪智力量表的情绪管理因素分量表 [10] ,使用Likert 4级评分法,分数越高说明被试的情绪管理能力越强。本量表的Cronbach a系数为0.694。卡方自由度比值(CMIN/DF)为0.816 < 2.000,RMSEA = 0.000 < 0.050,GFI = 0.996 > 0.900,AGFI = 0.965 > 0.900,NFI = 0.994 > 0.900,CFI = 1.000 > 0.900,RFI = 0.964 > 0.900,IFI = 1.001 > 0.900,TLI = 1.009 > 0.900,表明四因素模型对数据具有较好的拟合度,构想效度理想。
2.3. 测试方法
为了保证调查结果的真实性和可靠性,测试过程由专业心理咨询师统一指导语进行测试,由班主任协助完成,测试时间为40分钟。本调查开始前向学校、家长、班主任及学生本人说明了本次调查研究的目的及意义并征得学校、家长、班主任及学生本人的同意,并保证本研究调查结果只用于科研,不作他用。
2.4. 统计学方法
将全部数据输入SPSS 22.0进行多因素方差分析、相关分析和多元逐步回归分析,使用Amos 21.0进行结构方程模型分析。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差控制与检验
由于本研究是采用自陈问卷进行测试,自陈问卷可能会存在共同方法偏差,因此,在收据收集之后,使用Harman单因素检验法来检验程序控制的效果 [11]。结果显示,特征根值大于1的因子一共有9个,并且第一个因子的解释的变异量为13.03%,远小于40%的临界标准,该分析结果说明本研究的共同方法变异在可接受范围之内。
3.2. 青少年冲动行为、应对方式和情绪管理的描述和相关分析
青少年的冲动行为与积极应对呈显著负相关(P < 0.01),与消极应对呈显著正相关(P < 0.01),与情绪管理呈显著负相关(P < 0.01),见表1。
Table 1. Average value, standard deviation and correlation of impulsive behavior, coping style and emotional management of adolescents
表1. 青少年冲动行为、应对方式和情绪管理的均值、标准差和相关系数
注:*P < 0.05,**P < 0.01。
3.3. 青少年冲动行为、应对方式和情绪管理的回归分析
以青少年冲动行为得分为因变量,把积极应对、消极应对及情绪管理得分作为自变量,进行多元逐步回归分析。结果显示:r = 0.652,调整后的R2 = 0.426,F = 125.27,P = 0.000。根据回归分析的结果可知建立回归方程是有意义的。逐步回归分析结果显示积极应对、消极应对和情绪管理均进入回归方程,其标准回归系数分别为−1.295、6.129和−1.747,见表2。
Table 2. Regression analysis of impulsive behavior, coping style and emotional management of adolescents
表2. 青少年冲动行为、应对方式和情绪管理的回归分析
3.4. 青少年冲动行为、应对方式和情绪管理的结构方程模型分析
建立青少年应对方式、情绪管理和冲动行为的结构方程模型是为了深入探讨这三者之间的关系,本研究使用Amos 21.0进行结构方程模型的构建。结构方程模型的构建需注意充分的理论研究基础和树立多个模型假设的观念 [12]。在阅读了国内外关于冲动行为与应对方式和情绪管理关系研究文献的基础上,并结合以上相关与回归分析结果,本研究提出以下模型假设:1) 青少年的应对方式对其冲动行为有直接影响,积极应对负向预测其冲动行为,消极应对正向预测其冲动行为。2) 青少年的情绪管理直接影响其冲动行为,良好的情绪管理可以降低其冲动行为的发生几率。3) 青少年的情绪管理对其应对方式有直接影响,情绪管理能力强的更倾向于积极的应对方式,情绪管理弱的倾向于消极的应对方式。基于以上因素考虑,最终得到结构方程模型的指标分别是:卡方自由度比值(CMIN/DF)为1.814 < 2.000,RMSEA = 0.040 < 0.050,GFI = 0.993 > 0.900,AGFI = 0.973 > 0.900,RFI = 0.957 > 0.900,NFI = 0.986 > 0.900,CFI = 0.993 > 0.900,IFI = 0.993 > 0.900,TLI = 0.980 > 0.900,以上指标均达到了可接受水平,说明本研究的模型拟合的比较理想,青少年的冲动行为、应对方式和情绪管理的关系的结构方程模型见图1。
Figure 1. Structural equation model of the relationship between impulsive behavior, coping style and emotional management of adolescents
图1. 青少年的冲动行为、应对方式和情绪管理的关系的结构方程模型
通过青少年的冲动行为、应对方式和情绪管理的关系的结构方程模型进一步分解各变量对其冲动行为的效应,发现青少年积极应对对冲动行为的总效应为−0.381,其中直接效应为−0.303,间接效应为−0.078;消极应对对冲动行为的总效应为0.447,其中直接效应为0.394,间接效应为0.052;情绪管理对冲动行为的直接效应为−0.213;积极应对、消极应对和情绪管理对其冲动行为的总效应为0.550。结构方程结果显示:情绪管理在青少年的应对方式和冲动行为之间有部分中介效应,积极应对通过情绪管理的部分中介作用显著负向预测冲动行为,消极应对通过情绪管理的部分中介作用显著正向预测冲动行为。采用方差极大似然法和偏差校正的百分位Bootstrap检验对结构方程模型参数估计及中介效应进行检验,选定的Bootstrap自行取样量为1000。结果显示,情绪管理在积极应对、消极应对与冲动行为之间的中介效应95%的置信区间分别为[−2.8290, −1.5784],[1.4637, 2.9289],均不包括0,说明本研究所测得的中介效应具有可信度。
4. 讨论
4.1. 青少年的冲动行为与应对方式的关系
本研究的相关分析表明,青少年的冲动行为与其积极应对呈显著负相关。在多元逐步回归分析,积极应对和消极应对均进入回归方程。结构方程模型结果显示,积极应对和消极应对对于冲动行为均有显著的直接效应和间接效应。这与以往的研究结果相似,应对方式对冲动行为的发生有重要作用 [6] [13]。
4.2. 青少年的冲动行为与情绪管理的关系
本研究的相关分析表明,青少年的冲动行为与其情绪管理呈显著负相关。在多元逐步回归分析,情绪管理进入回归方程。结构方程模型结果显示,情绪管理对于冲动行为有直接效应。这一结果与南晓薇等人的研究结果相似,冲动行为与情绪管理能力呈负相关 [14]。线性回归分析显示情绪管理能力对冲动行为具有负向预测力 [5]。
4.3. 青少年的应对方式与情绪管理的关系
在本研究的相关分析和结构方程模型中均显示青少年的积极应对与情绪管理呈显著正相关,消极应对与情绪管理呈显著负相关。这一结果与赵静等人的研究结果一致 [15]。
4.4. 青少年的应对方式、情绪管理与冲动行为的关系
结构方程模型结果显示,青少年的情绪管理在其应对方式和冲动行为之间有部分中介作用。
冲动行为是青少年健康成长一个不利的影响因素。国内外很多研究表明青少年的冲动行为可能带来非常严重的后果。有研究者对我国的11,821名青少年学生进行问卷调查。旨在检测中国青少年自杀行为的流行,特征和危险因素。结果显示有自伤、自杀倾向和自杀未遂的青少年均有不同程度的冲动倾向 [16]。在一项针对台湾青少年的社区研究中,发现冲动性与自我伤害和自杀企图有不同程度的相关性 [17]。Sarkisian K.L.在对134对双胞胎进行自杀意念的影响因素进行探究式发现,注意力不集中和冲动性对自杀意念风险的增加有预测作用 [18]。
综上所述,青少年的半成熟心理使其尚不能用合理的情绪来应对生活中的负性事件,当负性生活事件出现时,有冲动倾向的青少年可能采用极端的方式去应对,如果生活学习中,我们忽略这一现象,可能产生严重的后果。根据本研究的统计结果,良好的自我情绪管理可提高其积极应对能力,积极应对能力可减弱其冲动倾向。因此,情绪的管理就显得尤为重要,本研究结果提示心理工作者应结合每个青少年的具体情况,请家长、学校和同学协助探究其冲动行为成因的根源,通过心理疏导等方法提高情绪管理能力以改变其消极应对方式,以积极的应对方式来应对生活中的负性事件,减少冲动行为的发生。
本研究虽然在一定程度上揭示了青少年的冲动行为可能的影响因子及其作用机制,但本研究中的结构方程模型显示模型中各因素的总效应仅为0.55,由于冲动行为的复杂成因,其他因素还有待以后进一步的探究分析。
NOTES
*通讯作者。