中国大学生应对方式变迁的横断历史研究 *

辛素飞 刘丽君 辛自强 林崇德

(1 鲁东大学教育科学学院，烟台 264011) (2 中央财经大学社会与心理学院，北京 100081)(3 北京师范大学发展心理研究院，北京 100875)

1 引言

当前，我国正处于政治、经济、文化的转型期。人们需要适应转型期带来的各种紧张性刺激，面临的压力增大，从而可能会出现各种各样的心理问题，这就可能会要求人们的应对方式也要随之发生相应的变化。有研究（彭虎军, 魏书堂,2008; 王斐然, 高树刚, 叶红, 周紫哲, 吴世瑾, 2013;王伟, 辛志勇, 雷雳, 2012; 王桢, 陈雪峰, 时勘,2006）发现，大学生应对方式与其心理健康水平有着紧密的联系，与心理健康状况一般的学生相比，心理健康状况良好的学生更多采用解决问题、求助等相对积极的应对方式。另外，根据以往横断历史研究（辛自强, 张梅, 何琳, 2012）的结果发现，近年来大学生的心理问题逐渐减少（即大学生心理健康状况逐渐变好），那么大学生的应对方式是否会随年代呈现一种积极的上升趋势呢？这是本研究要重点探讨的问题。

应对方式（coping style）是指个体面对挫折或压力时所采取的认知和行为方式（岑延远, 郑雪,2005; 范晓琳, 杨伊生, 2007; 李金德, 刘惠珍, 2013;王伟, 辛志勇, 2008）。有研究（Ray, Lindop, &Gibson, 1982）发现，个体在高应激状态下，如果缺乏良好的应对方式，其心理损害的危险程度可达43.3%（为普通人群危险度的两倍）。由此可见，良好的应对方式能有效地减轻个体的心理压力或损害。目前在国内关于应对方式的研究大都采用肖计划和徐秀峰（1996）编制的应付方式问卷，此问卷包括解决问题、自责、求助、幻想、退避、合理化六个因子（肖计划, 徐秀峰, 1996; 辛自强, 刘春晖, 张莉, 2008）。其中“解决问题”“求助”因子属于积极的应对方式，“自责”“幻想”“退避”因子属于消极的应对方式，“合理化”因子则属于混合型的应对方式。当前，大量研究表明该问卷具有较好的信效度，并在国内得到了广泛应用（李金德, 刘惠珍, 2013; 彭虎军, 魏书堂, 2008; 汪向东, 王希林, 马弘, 1999）。

作为未来社会建设主力军的大学生是一个特殊的社会群体，在学习、就业、人际交往等方面中面临诸多问题，这就对大学生应该采取什么样的应对方式提出了挑战。当前对于大学生应对方式现状的观点大多是“大学生更倾向于采用解决问题、求助等积极的应对方式”（姜涛, 刘鹤,2016; 李树军, 2016; 卢鑫, 2017）；然而，这种对现状的判断是否代表了一种逐年变迁的趋势，仍不清楚。关于大学生应对方式变迁仅有的一项研究（辛自强等, 2008）表明，从2001到2006年间，我国大学生的应对方式没有发生显著变化（与年代呈正相关但不显著）；不过，囿于当时可得文献较少，这项研究的时间跨度较小。随着社会发展，值得探讨在一个更长的时间跨度内，我国大学生应对方式是否表现出新的变迁趋势。本文将采用横断历史的元分析方法探究近15年来我国大学生应对方式随年代变化的趋势。

横断历史的元分析（cross-temporal metaanalysis），又称“横断历史研究”，该方法最早是由美国学者Twenge（1997, 2000）在实证研究中使用。这种元分析采用横断研究“设计”对大跨度时间、时代（或历史发展）有关的心理差异或变异进行研究。这里的“设计”并非如关于个体发展的横断研究那样预先构造好了方法，而是“事后追认的”，即将孤立的已有研究按照时间顺序加以连贯，从而使这些研究成为关于历史发展的横断取样（辛自强, 池丽萍, 2008）。Twenge已经采用这种方法进行了大量研究，例如，考察了焦虑（Twenge, 2000）、自尊（Twenge & Campbell,2001）和自恋人格（Twenge & Foster, 2010）等十几项心理特征随年代的变迁。而在国内，辛自强等人首先详细介绍了这种方法，并采用该方法对大学生群体的焦虑（辛自强, 辛素飞, 张梅, 2011）、信任（辛自强, 周正, 2012）、孤独感和社会支持（Xin & Xin, 2016）等心理指标进行了一系列实证研究。上述研究均表明，个体的这些心理指标会随着年代表现出明显的变迁趋势。因此，我们拟沿用这种方法探讨大学生应对方式随年代变迁的趋势。

本研究除了做横断历史的元分析，还将采用一般元分析的方法进一步考察不同性别大学生应对方式的得分差异。在以往关于大学生应对方式的研究中，性别大都被视为一个重要的变量予以考察。有研究表明，男生比女生更多地采取解决问题、求助和幻想的应对方式（李俊茹, 2014），还有研究发现女生比男生更多地采用求助和幻想的应对方式（郝雁, 闫琼, 2016; 刘晶, 2016）。鉴于上述争议，本研究希望能用一般元分析方法概括以往的结果，对大学生应对方式得分的性别差异做出更为全面的判断。

2 研究方法

2.1 研究工具：应付方式问卷简介

本研究分析的文献均须是采用肖计划和徐秀峰（1996）编制的《应付方式问卷》（CSQ）来测量大学生的应对方式。该问卷共有62个题目，分为6个因子：解决问题、自责、求助、幻想、退避、合理化（因篇幅限制，不再赘述这6个因子的具体意义）。所有题目均采用二值计分的方法，每个题都有“是”和“否”两个选项，除“解决问题”因子中的1个题目和“求助”因子中的3个题目（选择“是”得0分，选择“否”得1分）外，其余题目均为选“是”得1分，选“否”得0分。根据各因子的得分，我们可以了解个体各类应对方式的特点。

2.2 文献检索

2.2.1 文献搜集的标准

为了保证研究的科学严谨，参考以往横断历史研究（辛自强等, 2011）筛选文献的方法后，本研究在文献检索时采用以下标准：（1）文献均使用应付方式问卷；（2）考察对象为一般大学本科生，不包括专科生和高职生；（3）测验时间为“平时”，特定时间排除在外，如考试周期间；（4）文献提供了基本的应对方式数据，如各因子的均值、标准差和样本量；（5）相同作者用同一批数据所做的多篇研究只能选择发表最早的一篇。用于研究的每篇文献必须符合以上所有的标准，否则予以删除。

2.2.2 文献检索的结果

按照上述标准，在中国知网（CNKI）、万方数据库、维普资讯、优秀硕士论文和博士论文等数据库中，分别以“大学生”“应对方式”“应付方式”“CSQ”等词汇进行全文检索。通过上述标准共筛选出67篇符合要求的文献，这些文献的发表时间分布在2003至2017年间，每年至少有3篇文献。根据以往横断历史研究的惯例，除去在文中说明数据具体采集年代外，本文数据收集年代（以下简称“年代”）均按照发表年代减去两年得到（Twenge, 2000; 辛自强, 张梅, 2009），因此本研究的年代范围为2001到2015年，共15年。这些研究总共涉及的样本量为35332名大学生，各年代的文献数量以及被试人数如表1所示。

2.3 变量编码及数据整理

本研究将筛选后的67篇文献进行编码及数据录入，对只报告子研究数据而未报告总体数据的文献，按照下面两个公式（、ST、ni、xi、Si分别代表：合成后的平均数和标准差，某研究的样本量、平均数和标准差）对子研究结果进行加权合成：

根据以往横断历史研究的做法（Twenge, 2000,2011; 辛自强, 张梅, 2009），本研究在建立数据库时：（1）赋予每篇文献唯一编号并把所有文献的基本数据（N, M, SD）、发表年代和数据收集年代录入数据库；（2）把文献中含有被试性别数据的分组报告结果（如表1所示），作为子研究进行编码并录入数据库；（3）对文献的其他信息进行编码，包括文献所发期刊类型（1=核心期刊, 2=非核心期刊, 3=学位论文或论文集）和数据收集地区（0=无明确地区信息, 1=东部沿海地区, 2=东北地区, 3=中部崛起地区, 4=西部开发地区, 5=包含上述两类或更多类）等信息。

表1 大学生应对方式文献数量及分布情况

3 研究结果

3.1 大学生应对方式随年代的变化

为了准确地量化描述大学生应对方式随年代的变化情况（即各个因子与年代的关联程度），我们采用以往研究（Twenge, 2000; Twenge & Im,2007; 辛自强等, 2012）的数据处理方法，将年代分别与6个因子得分的均值进行了相关分析（见表2）。结果表明，解决问题和求助2个因子与年代存在显著正相关，自责、幻想、退避和合理化4个因子与年代之间的相关不显著。此外，回归分析的结果显示，在控制样本量后，年代对解决问题和求助2个因子的预测作用更加显著，年代可以分别解释这2个因子16%和26%的变异。综合上述结果可知，大学生积极的应对方式得分呈逐年上升趋势。

表2 应对方式各因子与年代之间的相关

3.2 应对方式随年代的变化量及年代解释率

以上研究表明，在2001至2015年间，我国大学生的应对方式各因子得分随年代大致呈上升趋势，那么到底增长了多少呢？为了求得这15年的变化量，我们根据以往横断历史研究的方法（Twenge & Im, 2007; 辛自强等, 2012），利用回归方程和研究样本的平均标准差进行分析，通过计算效果量d或解释率r2来衡量。首先，分别以应对方式各因子均值为因变量，以年代为自变量，对样本量进行加权，从而建立回归方程，本研究的回归方程为y=Bx+C（其中y为六个因子的平均分，B为偏回归系数，x为数据收集年代，C为常数）。然后，分别将年代2001和2015代入回归方程获得这两年的平均分M2001和M2015。最后，计算M2001和M2015之差，再除以15年间的平均标准差SD（是通过对所有研究的标准差求平均数得到的），即可得到d值。

由表3可知，从2001到2015年，大学生在应对方式各因子上的均值得分增加了0.13-0.42个标准差（d）。依据Cohen（1992）对效果量（绝对值）大小的区分，当效果量d在0.2到0.5之间为“小效应”，在0.5到0.8间时视为“中效应”，大于0.8时为“大效应”。在本研究中，除解决问题和求助2个因子接近中效应外，其余4个因子均为小效应及以下（见表3）。这说明，近15年来我国大学生应对方式的各因子得分均有一定程度的上升，但其变化幅度较小。

3.3 男生和女生应对方式随年代的变化及差异

我们根据文献搜集标准（提供男生和女生应对方式各因子的均值和标准差），针对46篇报告了性别子研究的文献进行横断历史的元分析，探究不同性别大学生应对方式的变化趋势。由表4可知，在控制样本量后，男生除解决问题因子没有显著的年代效应外，其余5个因子均有明显的年代效应，除解决问题因子的年代解释率较低外，其余5个因子年代解释率均达到12%及以上；女生除求助因子没有年代效应外，其余各因子均有明显的年代效应，年代解释女生应对方式各因子7%到41%的变异。

表3 大学生应对方式各因子的变化量

表4 不同性别大学生应对方式各因子与年代的相关

为了更详细地量化不同性别的大学生应对方式各因子随年代的变化量，依据上述做法，利用年代和各因子的回归方程计算了效果量d和解释率r2。结果表明，从6个因子变化幅度来看（见表5），男生自责、幻想、退避和合理化4个因子的上升幅度为中效应，解决问题和求助因子的上升幅度均为小效应。女生在自责、幻想、退避和合理化4个因子上的变化幅度为中效应，解决问题因子的上升幅度接近中效应，求助因子则低于小效应。

此外，为了进一步探究这15年来大学生应对方式各因子得分是否存在性别差异，我们采用一般元分析的方法，以女生为实验组，男生为控制组，根据公式3-6（辛自强, 周正, 2012），计算每年有相应数据的平均效果量。其中，ne和nc分别为女生和男生的样本量，Se和Sc分别为两组的标准差，SD为两组的合成标准差；M男与M女分别为男生和女生应对方式各因子的均值；Wi是各研究的权数，Ni为各研究的样本量。经计算，由表6可知，除求助和幻想因子外，其他因子性别差异的平均效果量都是正值。即除求助和幻想因子外，男生在应对方式其他因子上的得分大都高于女生。但根据Cohen（1992）的标准，应对方式各因子性别差异的平均效果量均为小效应及以下，这说明男女大学生在6个因子上的差异整体不明显。

表5 不同性别大学生应对方式各因子随年代的变化

表6 大学生应对方式性别差异的平均效果量

4 讨论

4.1 大学生应对方式的整体变化状况

本研究采用横断历史的元分析方法考察了2001至2015年大学生应对方式随年代的变化趋势，结果显示，大学生应对方式中的解决问题和求助因子均与年代呈显著正相关，分别增加了0.42和0.41个标准差。也就是说，近15年来，我国大学生的积极应对方式得分呈现出随年代缓慢上升的趋势。这说明，我国新一代的大学生逐渐倾向于采取成熟、积极的应对方式，这与以往针对大学生应对方式变迁的研究（辛自强等, 2008）结果有所不同，这可能是因为当时收集的文献年代跨度太小，大学生的应对方式在短期内很难发生显著的变化。

目前，大学生应对方式整体呈现一种积极的应对方式。尽管每个因子随年代都呈现上升的趋势，但并不完全显著。其中解决问题和求助因子与年代之间存在显著的正相关。究其原因，可能主要有以下两个方面：第一，可能与大学生心理健康水平的提升有关。已有研究发现，心理健康水平高的大学生更倾向于采取积极的应对方式（王伟等, 2012; 王桢等, 2006; 肖柳婷, 梁瑞琼, 钟泳如, 2016）。而且以往关于大学生心理健康变迁的横断历史研究（辛自强等, 2012）发现，我国大学生心理健康水平逐年提升（大学生的心理问题逐渐减少），这可能会使得大学生在积极应对方式上的得分呈上升趋势。第二，可能也与大学生的外向性和开放性等人格特征得分的增加有关。有研究发现，外向性和开放性的人更容易采用积极的应对方式（高彬, 2014; 王海民, 阎克乐, 杨玉忠,赵荣霞, 2003）。并且已有研究表明（田园, 明桦,黄四林, 孙铃, 2017），近10年来我国大学生的外向性和开放性等人格因子得分均有显著上升，这可能会使大学生在遇到问题时更加倾向于采取积极、成熟的应对方式。

4.2 不同性别大学生应对方式的变化趋势及得分差异

通过横断历史的元分析发现，不同性别大学生应对方式的变迁趋势略有不同：对男生来说，除解决问题因子外，其余各因子均与年代呈显著正相关；而对女生而言，除求助因子外，其余各因子均随年代呈逐渐上升趋势。这可能与我们传统的文化教育观念有一定关系。我国文化中通常期望男性要比女性承担更多的社会责任，遇到问题时要独立解决，而对女性角色的定位则是谦让、依附，她们倾向于寻求帮助去解决问题（辛自强等, 2008; 余欣欣, 罗日新, 沈阳, 2002）。这可能会使得男生的解决问题因子和女生的求助因子一直处于较高水平，导致其随年代的变化趋势不明显。

通过一般元分析，本研究发现了与以往许多研究一致的结果（范晓琳, 杨伊生, 2007; 郝雁, 闫琼, 2016），女生在求助、幻想这两个因子上的得分高于男生，而在解决问题、自责、退避和合理化4个因子上的得分低于男生。这可能是因为女生求助水平与男生相比一直处于相对高的状态，女生更多地采取寻求他人帮助的应对方法（岑延远,郑雪, 2005; 武成莉, 2004; 章明明, 2003），同时，心思细腻、情感丰富的特点可能会使女生在遇到问题时容易采取幻想的应对方式（余欣欣等,2002）。然而，从效果量上来看，男女大学生在应对方式各因子上得分差异的平均效果量均为小效应及以下，即不同性别大学生在应对方式各因子上得分的差异并不明显。其原因可能是现代社会的男性和女性在社会和家庭中的地位日益平等，受教育水平也不存在明显差异，可能会使得男女大学生的应对方式水平趋于一致（卢鑫, 2017; 王伟, 辛志勇, 2008; 相麟, 2015）。

4.3 本研究的局限

虽然得到了上述有价值的结果，本研究仍然存在一些局限。首先，本研究是在应付方式问卷的基础上研究的，此外，还有其他测量应对方式的量表，如简易应对方式量表，将来可以对使用这些测量工具的研究报告进行元分析，以检验本研究的结果。另外，本研究选取的大学生只包括本科生，不包括专科生和高职生等群体，为确保结论的稳定性和可推广性，今后的研究中可以选择这些群体作为被试来检验本研究的结果。

5 结论

本研究对2001至2015年间67篇采用应付方式问卷测量中国大学生应对方式的研究报告进行横断历史的元分析，结果表明：（1）从2001至2015年，大学生逐渐倾向于使用积极的应对方式。（2）男生除“解决问题”因子、女生除“求助”因子随年代没有显著变化外，其余因子都显著升高，而且应对方式各因子得分的性别差异整体不明显。