自尊影響心理性應激反應的實證研究

自尊影響心理性應激反應的實證研究

1應激反應的關系在同樣的應對情況下，一些個體的反應強烈，而另一些個體的反應相對平靜。被試的個體差異,如自尊水平和控制力水平等,被認為是影響心理性應激反應的重要因素(Lazarus,1999)。國內外調查研究發(fā)現(xiàn),個體的自尊水平與其主觀報告的心理性應激癥狀(主觀報告的應激,疲勞,軀體抱怨和身心不安等癥狀總和)呈負相關(Schraml,Perski,Grossi,&Simonsson-Sarnecki,2011;Bodecsetal.,2011;楊娟,齊銘銘,關麗麗,沈伊默,張慶林,2013a)。由于個體的主觀報告可能帶有掩飾的成分,研究者嘗試通過實驗研究來探查自尊水平與心理性應激反應的客觀指標(例如:心率、皮膚電、唾液皮質醇含量等)之間的關系。國外研究者比較了高低自尊水平被試在TSST情境中(數(shù)字運算作業(yè))的應激反應差異,結果發(fā)現(xiàn)在年輕被試中,個體的唾液皮質醇水平與自尊水平呈顯著的負相關,即自尊水平越低,應激反應越強烈(Pruessneretal.,2005)。國內研究者考察了中國被試的自尊水平與心理性應激反應的關系,結果發(fā)現(xiàn)個體在TSST情境中的心率和唾液皮質醇水平與自尊水平呈正相關,即自尊水平越高,個體的在TSST情境中的應激反應越強烈(楊娟,侯燕,楊瑜,陳偉海,2013a)。由此看來,以TSST情境下客觀的應激反應參數(shù)為指標,國內外對自尊與心理性應激反應之間關系的研究上得到了相悖的結論。國外研究者認為,在TSST情境下,高低自尊水平個體不同程度的內控性(locusofcontrol)可能導致了他們不同的應激反應強度(Pruessner,2009),高自尊個體具有較強的內控性,當面臨應激情境的時候,他們認為通過自己的努力可以改變糟糕的情境,進而降低了應激情境的不可控性;而低自尊個體具有較弱的內部控制力,他們認為面對應激情境時只能依靠機遇和運氣等未知因素,而個人無能為力,因此應激情境的不可控性也較高,心理性應激反應也就更為強烈(Pruessneretal.,2005;Pruessneretal.,1997)。中西方關于自我及自尊的文化差異研究發(fā)現(xiàn),個人主義文化下的個體注重自我的能力與價值,而集體主義文化下的個體更在意集體或社會對自我的評價(Brown&Cai,2010;黃希庭,尹天子,2012),因此在集體文化背景下,他人負面評價的威脅可能會對高自尊個體造成更加強烈的應激反應。國內研究結果證實社會認可需求在自尊與心理性應激反應的關系中起著中介作用(楊娟,齊銘銘,關麗麗,沈伊默,張慶林,2013a)。由此可以看出,同樣是高自尊個體,國外研究者認為其內控性高,在心理性應激情境中的反應不那么強烈,而國內研究者從集體文化(中國)考慮,則認為其社會認可需求較高,因此在心理性應激情境中的反應更強烈。雖然問卷調查的初步結果支持社會認可需求在自尊與心理性應激反應的關系中起著顯著的中介作用(楊娟,齊銘銘,關麗麗,沈伊默,張慶林,2013a),但之前研究表明,自我報告的應激知覺水平容易受到多種外界因素的影響,如自我掩飾,知覺錯誤等,相對來說不能成功的預測個體真正的應激反應水平(Pruessneretal.,2005)。因此,需要采用更為客觀的指標來進一步探討社會認可需求在自尊和心理性應激反應之間的中介作用。本研究采用TSST作為應激反應誘發(fā)情境(楊娟,侯燕,楊瑜,張慶林,2011),采集被試在TSST情境下應激反應的客觀參數(shù)(心率)作為心理性應激反應的客觀指標,進一步考察自尊與心理性應激反應之間的關系。TSST被證實包含誘發(fā)個體心理性應激反應的主要內容,如公眾演講,觀眾評價性威脅,心理算術,期待等(Kirschbaum&Hellhammer,1994),該任務相對于以往的問卷調查,能更直接的考察個體的應激反應,為自尊與應激反應之間關系的結論提供相對客觀的證據(jù)。另外,根據(jù)國內研究的發(fā)現(xiàn)(Pruessner,2009;楊娟,齊銘銘,關麗麗,沈伊默,張慶林,2013a),我們構建了自尊預測心理性應激反應的模型示意圖(圖1),以心理性應激反應(心率)為客觀指標,同時考證社會認可需求和內控性的中介作用。其中實線部分是以社會認可需求為中介變量的模型,虛線部分是以內控性為中介變量的模型。我們認為,在集體主義文化(中國)下,自尊與心理性應激反應之間的關系是間接的,是通過社會認可需求這一中介變量起作用的。內控性在自尊預測心理性應激反應中不起中介作用。2方法2.1刪除了獨立的點通過張貼廣告的方式選取國內某高校43名本科生,2名被試因在貝克抑郁量表上的得分超過14分而被刪除。正式參與實驗的被試為41人,平均年齡為19.78±1.2歲,其中男性19人,平均年齡為20.44±1.3歲;女性22人,平均年齡為19.36±0.9歲。身體健康,無急慢性疾病,實驗結束后給予一定報酬。2.2是否可選用的量表:nhillbachiRosenberg自尊量表由10個條目組成,分4級評分。總分范圍為10~40分,分數(shù)越高,表示自尊水平越高(Rosenberg,1965)。該量表在國內外都得到了廣泛應用,具有良好的信效度。Fleming等(1984)曾報告該量表的Cronbachα系數(shù)分別為0.88,且與其他自尊量表具有顯著相關。國內研究中曾報告該量表的Cronbachα系數(shù)分別為0.83。在本次調查中,量表的Cronbach’sα系數(shù)值為0.81。2.2.2心理控制構成變量及量表lanson,1979內控性量表選自內控性、有勢力的他人及機遇(Internality,Powerfulothers,andchanceScale)量表。該組量表反映了心理控制構成中三個不同的組成部分:內控性、有勢力的他人和機遇,每個量表可被視為獨立的(Levenson,1981)。每一分量表包含8個條目,整個量表共有24個條目,以7分制評定。所有條目均以第一人稱陳述,評分-3(很不同意)~+3(很同意)。根據(jù)本研究的目的,只選擇了內控性分量表的得分。此量表在國內的研究中也被廣泛的應用(張磊等,2008)。本次調查中該分量表的Cronbach’sα系數(shù)值為0.61。2.2.3sclee,mcsd以往研究認為Marlowe-Crowne社會期望量表(Marlowe-CrowneSocialDesirabilityScale,MCSD)揭示了個體的認可需要,或者是對不認可的回避(Crowne&Marlowe,1960)。33個條目屬于下述兩種情況之一:(1)符合社會期望但不常見,(2)不符合社會期望但很常見,要求被試對每個條目做出“是”或“否”的回答,得分范圍是1~33分,高分表示較強的認可需求。本次調查中該分量表的Cronbach’sα系數(shù)值為0.74。2.3實驗室專家臨床主試被試首先在休息室完成自尊量表、內控性量表和MCSD,然后在實驗室完成TSST。TSST是由Kirschbaum教授設計的一個標準化的心理性應激情境,通過虛擬化的“工作面試”來誘發(fā)被試的心理性應激反應(Kirschbaum,Pirke,&Hellhammer,1993)。已有研究發(fā)現(xiàn)TSST誘發(fā)了中國被試現(xiàn)場的應激反應,具有良好的適用性(楊娟,侯燕,楊瑜,張慶林,2011)。在實驗準備階段,被試被帶到實驗室,實驗室中坐著2個“專家”,主試給被試講解實驗任務:“你的任務是參加一場工作面試,你有5分鐘的時間陳述你勝任這份工作的理由,你的語言陳述以及非語言的肢體表現(xiàn)都將由這2個資深的專家當面評判,同時你的整個面試過程都將被攝像和錄音,你將有10分鐘的時間準備面試,在準備過程中,你可以用紙筆記錄,但在正式面試過程中,將不允許用紙筆?！本o接著,被試被主試帶回休息室準備。測試階段,被試被再次帶到實驗室并開始正式的面試。面試過程持續(xù)10分鐘,分為兩個部分,第一部分是被試陳述,時間為5分鐘,如果陳述時間少于5分鐘,“專家”首先表現(xiàn)平淡,然后說“你還有一些時間,請繼續(xù)”;如果5分鐘陳述時間到,被試還在繼續(xù)陳述,“專家”要求被試停止陳述。第二部分是口算作業(yè),時間為5分鐘,專家告訴被試“你接下來的任務是口算作業(yè),從3271開始,依次減去13,越快越好,越準確越好,請開始?！币坏┍辉噲蟾娴慕Y果出錯,“專家”立即說“停止,從3271開始”,5分鐘口算時間到,被試被帶回休息室。實驗流程以及數(shù)據(jù)收集時間詳見表1。整個過程中,通過Spirit-10無線遙測(藍牙)10通道生物反饋儀和BioTrace軟件對心跳進行記錄和分析(Spirit,荷蘭)。被試用5點評分的方法評估自己在某一特定時刻的緊張和壓力程度,其中1、非常緊張;2、比較緊張;3、介于緊張與放松之間;4、比較放松;5、完全放松。2.4tsst預處理根據(jù)以往研究((Pruessneretal.,1997)對心率和主觀應激報告進行預處理,即以TSST過程中的峰值水平減去基線水平作為應激反應強度和主觀應急報告強度的指標。數(shù)據(jù)處理采用SPSS16.0統(tǒng)計分析軟件包進行,路徑分析采用AMOS22.0結構方程軟件包進行。3結果與分析3.1tsst準備階段102020206p的主觀應激報告強度4,5,4.對被試在5個時間點上的主觀應激報告走向見圖2。性別×主觀應激報告強度的二因素重復測量方差分析結果表明,主觀應激報告的主效應顯著,F(4,156)=28.38,p<0.01,η2p=0.42。進一步多重比較分析發(fā)現(xiàn),TSST準備階段(10分鐘時)的主觀應激報告強度顯著高于休息階段(50分鐘和60分鐘時),p<0.001。性別的主效應不顯著,F(1,39)=1.96,p=0.17;性別和主觀應激報告強度的交互作用不顯著,F(3,117)=1.78,p=0.15。3.2tsst和大量工資管理時率,性別主效應明顯被試在5個時間點上的心率走向見圖3。性別×應激反應強度(心率)二因素重復測量方差分析結果表明,心率的主效應顯著,F(4,156)=81.20,p<0.01,η2p=0.68。進一步分析后發(fā)現(xiàn),TSST準備階段(10分鐘)和面試結束(20分鐘)時的心率顯著高于休息階段(0分鐘,50分鐘和60分鐘時)時的心率,p<0.001。性別的主效應不顯著,F(1,39)=0.11,p=0.74;性別和時間的交互作用不顯著,F(1,117)=0.53,p=0.64。3.3結構方程模型將被試在20分鐘時候的心率作為心理性應激反應的指標,自尊、內控性、社會認可需求和心率的相關情況見表2。從表2可以看出,自尊得分與內控性、社會認可需求和心率都呈顯著的正相關,社會認可需求水平與心率呈正相關。之后,參照圖1設置了自尊分別通過社會認可需求和內控性預測心理性應激反應的飽和模型。通過結構方程模型的統(tǒng)計分析,逐步刪除不顯著的路徑后獲得了如圖4所示的模型。該模型擬合良好:df=2,χ2=1.99(p=0.37),NFI=0.93,CFI=1.00,IFI=1.00,RMSEA=0.00。進一步采用拔靴法(bootstrapping)對社會認可需求在自尊與心理性應激關系中的中介作用進行了檢驗,經(jīng)過2000次重復抽樣,選取95%的偏差矯正置信區(qū)間,結果表明自尊通過社會認可需求預測心率的置信區(qū)間(confidenceintervals)是0.006~0.132,這說明自尊通過社會認可需求來預測心理性應激反應的中介模型能夠獲得支持。4討論4.1大學生心理性應激與應激反應本研究以健康大學生為被試,以被試自尊量表得分和TSST過程中的心率水平為指標,分析自尊與心理性應激反應的關系。結果表明TSST成功地誘發(fā)了被試的心理性應激反應。在經(jīng)歷TSST的過程中,被試的主觀應激報告在準備階段顯著高于恢復階段,被試應激反應的客觀參數(shù)(心率)在20分鐘的時間點達到峰值,顯著高于其他階段。其次,在TSST開始時(20分鐘),自尊水平與心率呈正相關,這與之前的研究結果也是一致的,即個體的自尊水平越高,其在應激情境中的反應越強烈(楊娟,侯燕,楊瑜,陳偉海,2013b)。兩個研究采用相同的自尊問卷并經(jīng)歷了同樣的應激情景,但在不同時間以及不同受試群體中發(fā)現(xiàn)了一致的結果,從另一方面也證明了這種相關關系的可信度。這個結果與已有采用問卷調查的方法得到的結果相悖,已有研究發(fā)現(xiàn)個體的自尊水平越高,其主觀報告的應激性生活事件發(fā)生的頻率和受影響的強度越低(楊娟,齊銘銘,關麗麗,沈伊默,張慶林,2013a)。我們認為這是由于應激反應指標采集方式不同造成的。在問卷調查中,被試的應激反應是主觀應激指標,被試主觀報告出負性生活事件對自己造成的苦惱程度,例如“考試失敗或不理想”。由于高自尊被試的社會認可需要更強烈(這一點已經(jīng)通過本研究中的相關關系再次得到印證),因此他們更傾向于做出符合社會期望的回答,從而主觀報告出較低的應激水平。采用應激反應的客觀參數(shù)可以從一定程度上避免這一現(xiàn)象的發(fā)生,除非受過特殊訓練的人,無法主觀控制自己的客觀生理指標。因此,通過客觀生理參數(shù)獲得的心理性應激反應指標更為可靠。該結果同時與國外的同樣采用客觀生理參數(shù)的研究結果相悖,國外研究結果發(fā)現(xiàn)在心理性應激情境中,個體的唾液皮質醇水平與自尊水平呈顯著的負相關,即自尊水平越低,應激反應越強烈(Pruessneretal.,2005;Pruessneretal.,1997)。雖然本研究并未采集被試的唾液樣本,然而已有的研究結果發(fā)現(xiàn)同樣在中國被試中,個體的自尊與唾液皮質醇水平呈正相關,自尊水平越高,唾液皮質醇水平越高(楊娟,侯燕,楊瑜,陳偉海,2013b)。就表明相悖的結果并不是由于采集不同的客觀指標(國外研究采集唾液皮質醇,本研究采集心率)造成的。4.2社會認可的中介作用為了同時考證社會認可需求和內控性的中介作用,本研究采用結構方程模型的方法來考察自尊影響心理性應激反應的機制。結果發(fā)現(xiàn)自尊通過社會認可需求來預測心理性應激反應的中介模型能夠獲得支持,內控性在自尊預測心理性應激反應中不起中介作用。這與已有研究結果一致,結果發(fā)現(xiàn)社會認可需求在自尊水平與受應激性生活事件的強度的關系中起著顯著的中介作用(楊娟,齊銘銘,關麗麗,沈伊默,張慶林,2013a)。雖然一系列研究結果支持自尊通過社會認可需求來預測心理性應激反應。然而社會認可需求并非是自尊預測心理性應激反應的唯一中介變量。值得注意的是,目前支持社會認可需求中介作用的所有研究都是在中國被試中開展的,受中國集體主義文化的影響,中國人在集體性特質上的自我評價要高于其在主體性特質詞上的自我評價;而在西方文化則相反,西方人在主體性特質上的自我評價要高于在集體性特質上的自我評價(Brown&Cai,2010)。這表明中國文化下更加強調個體的集體特質,而西方文化下強調個體的個人特質。已有的國外研究成果也一再強調由于高低自尊個體不同程度的內控性造成了其在心理性應激情境中的不同反應(Pruessner,2009),由此看來,自尊預測心理性應激反應的模型可能需要在不同文化環(huán)境中來分別探討。4.3自尊影響心理性應激反應機制的中介作用以往研究都從相關關系的角度出發(fā),探討自尊與心理性應激反應的關系,雖然也在一定程度上對自尊影響應激的機制做出了分析,但都停留在現(xiàn)象學分析層面,例如低自尊個體的內控性水平更低(Pruessner,2009),過高估計消極反饋帶來的負面影響(Brown,1988),傾向于對應激源做出負性的認知評價(Lee-Flynn,Pomaki,Delongis,Biesanz,&Puterman,2011),并且缺少應對應激源的能力和資源(Schneiderman,Ironson,&Siegel,2005);高自尊個體的社會認可需求更高(楊娟,齊銘銘,關麗麗,沈伊默,張慶林,2013a),在面對威脅時通過自我提升的策略來降低消極反饋所帶來的負面影響(Baumeister,1982)等。雖然已有的問卷調查結果支持社會認可需求在自尊與心理性應激反應的關系中起著顯著的中介作用(楊娟,齊銘銘,關麗麗,沈伊默,張慶林,2013a),然而被試的自我主觀報告畢竟帶有掩飾性的成分。本研究采集被試的客觀參數(shù)(心率)作為心理性應激反應的指標,并且采用結構方程建模的方法來考察自尊影響心理性應激反應的機制,這對于深入揭示自尊影響心理性應激反應的機制具有重要的理論意義。其次,從文化差異角度提出自尊預測心理性應激反應的機制可能是不同的,中西方文化下個體對待自我的概念存在差異(Brown&Cai,2010