日常压力对积极和消极心理健康的影响:自我效能的调节
原文作者 Pia Schouml;nfeld , Julia Brailovskaia, Angela Bieda, Xiao Chi Zhang, Juuml;rgen Margraf
摘要：与创伤性事件相比，日常压力源日益被认为是影响心理健康的重要危险因素。一般自我效能感对日常压力和心理健康各方面之间关系的作用尚未得到研究。考虑到心理健康的双因素模型，假设心理健康不仅仅是缺乏精神病理症状，我们分别测试了自我效能对积极心理健康和消极心理健康的中介作用。使用来自一个具有全国代表性的大型德国人口样本(N = 1031) 的数据，通过提供95%偏差纠正的引导置信区间的引导中介分析估计总效应、直接效应和间接效应。结果表明，自我效能感是日常压力源对心理健康影响的中介，与消极心理健康相比，积极心理健康的影响更大。在德国(394人)、俄罗斯(604人)和中国(8669人)的学生样本中，也重复了调解效应。研究结果表明，自我效能可以作为日常压力的缓冲器。然而，由于多种心理资源具有保护作用，因此不支持完整的中介模型。本研究为心理健康的两个维度提供了不同压力缓冲效应的第一个跨国证据。
关键词：自我效能感；心理健康；日常压力；中介；描述性调查研究
为了充分阐明压力对心理健康影响的工作过程，有必要研究心理资源和应对机制的缓冲潜力(Wheaton, 1985)。压力缓冲模型假设特定的心理社会变量对压力的致病影响具有保护作用(Cohen amp; Edwards, 1988；Lazarus amp; Folkman, 1984)。虽然压力被认为是一个重要的风险因素，但并非所有经历过压力的人都会心理健康受损。尽管有证据表明日常生活中的慢性压力是心理健康和幸福的更好预测因素(Newnham, Pearson, Stein，amp; Betancourt, 2014)，但之前的研究主要集中在创伤事件或重大生活事件上(e.g. Bosmans, Benight)，Knaap, Winkel，amp; van der Velden, 2013；Guerra,，Cumsille，amp; Martinez, 2014)。日常压力源的累积效应是抑郁和焦虑症状出现的重要预测因素(Drsquo;angelo amp; Wierzbicki, 2003;Parrish, Cohen，amp; Laurenceau, 2011)。然而，仅仅包括压力对健康的直接影响的假设是不完整的，并且忽略了可能的干预或减弱因素，从而导致对影响大小的潜在不准确估计。压力和精神状态之间联系的强度取决于区分个体之间的特征和策略(Leiva-Bianchi, Baher，amp; Poblete, 2012)。日常压力对心理健康的影响在多大程度上是通过个人特征来调节的还没有被研究。
自我效能感是一种积极的抵抗资源，是认知评估过程的一部分，对压力的调节至关重要(Bandura, 1992；Bisschop, Kriegsman, Beekman，amp; Deeg, 2004)。它指的是个人在具有挑战性的情况下适当执行的能力。基于这种压力调节能力，大量研究表明，自我效能感与心理健康和心理障碍的各个方面有关(e.g. Bandura, Caprara, Barbaranelli, Gerbino，amp; Pastorelli, 2003;Sandin, Sanchez-Arribas, Chorot，amp; Valiente, 2015)。此外，它作为压力生活事件和抑郁症状之间关系的中介(Maciejewski, Prigerson，amp; Marzure, 2000)。同样，有证据表明，在职业和学生考试压力的背景下发挥干预作用(Grau, Salanova，amp; Peiro, 2001;Karademas amp; Kalantzi-Azizi, 2004)。尽管发现了与日常困扰的相关性(Holohan, Holohan，amp; Belk，1984)，目前仍缺乏证据证明一般自我效能感的中介作用，自我效能感涉及广泛的各个功能领域，具有日常生活中的应激源，以保护心理健康。此外，考虑到人们认识完全的心理健康不仅仅是没有精神病理症状(世界卫生组织(WHO)， 2001)，传统的一维模型已不再足够。积极特征的保护性影响不仅有助于促进健康，而且有助于预防健康问题。在此基础上，将心理健康分为两个维度。积极的心理健康被定义为一种最佳的心理功能方式和一般的幸福感(Deci amp; Ryan, 2008;Keyes, Shmotkin，amp; Ryff, 2002)。相反，消极的心理健康包括有害的方面，如健康问题，精神病理学或精神障碍。尽管两者相互关联，但这两个因素是截然不同的，并且可能是相对独立的(Keyes, 2007；Suldo amp; Shaffer, 2008;Weich al.，2011)。因此，忽视积极特征的存在会降低压力的预测价值。自我效能感期望与积极心理健康呈正相关，与消极心理健康呈负相关。高自我效能感与高水平的主观幸福感、乐观主义和生活满意度相关(Azizli, Atkinson, Baughman,amp; Giarmmarco, 2015；Bandura，1992；Luszczynska,Gutierrez-Doña，amp; Schwazer,2005)。低自我效能反过来又与焦虑、苦恼和抑郁的更多症状相关(Kashdan amp; Roberts, 2004;Kwasky amp; Groh, 2014)。本研究旨在探讨一般自我效能感在解释日常压力对心理健康的积极和消极影响方面的作用。虽然文化背景确实是心理健康的一个重要决定因素(e.g.，Maercker et al.，2015)，但自我效能是否能够缓解不同文化之间的压力仍不清楚。因为东方文化被认为比西方文化更具集体主义色彩，更少个人主义和自我为中心，所以人们假定对自我效能感的看法存在差异(Bond, 1991)。因此，作为一个东方国家的中国，作为一个西方国家的德国，以及一个正在经历重大变革的国家，比如俄罗斯，揭示其影响是很有趣的。研究表明，中国人的自我效能低于西方文化(Schwarzer, Bassler, Kwiatek, Schroder， amp; Zhang, 1997)。与德国和俄罗斯相比，也有最低的值在中国((Scholz, Dona, tilde; Sud, amp; Schwarzer,2002)。然而，目前还没有任何迹象表明压力缓冲效应依赖于培养。因此，保护作用应该具有全球相关性。本研究的第一个目的是检验日常压力对心理健康两个维度的影响程度，通过具有代表性的人群样本中的一般自我效能感来调节。第二个目的是研究一般自我效能感的缓冲效应是否发生在德国、俄罗斯和中国的大学生样本中。根据其作为心理健康积极方面的一种特异性预测因子的识别(Karademas, 2007)，我们预计积极心理健康的中介效应大于消极心理健康的中介效应。
方法
参与者
这些数据是在波鸿乐观与心理健康研究项目(BOOM)的背景下收集的。该研究旨在通过一系列的横断面研究，调查积极和消极心理健康以及跨文化方面的保护因素。所有研究程序都得到了研究和伦理委员会的批准。研究人员向参与者提供了关于研究目的的信息，并保证他们在参与过程中不透露姓名，并为参与者提供了书面知情同意。对德国18-87岁普通人群(47.9%女性，Mage = 48.03, SDage = 14.26)的1031名具有代表性的参与者进行了完整的自述问卷调查。数据引用根据年龄,性别,国家,学校教育(1.3%仍在学校, 33.5%中等教育,34.7%高中教育,30.4%欧洲学士学位,0.2%没有学校教育)和教育资格(5.2%未受教育,2.4%学徒,5.4%学生,69.3%完成学徒和17.7%大学学位)调整德国人口的代表性。此外，学生样本由德国(波鸿鲁尔大学、德国杜塞尔多夫大学)、俄罗斯(莫斯科国立大学、沃罗涅什大学、奥伦堡大学)和中国(首都师范大学北京分校、河北联合大学、南京大学)的心理学系合作收集。招募了来自各个学科的学生，学生样本包括来自德国的394名参与者(69.0%女性，Mage = 26.33, SDage = 5.23)，来自中国的8669名参与者(62.7%女，Mage = 21.57, SDage = 1.68)和604名俄罗斯参与者(66.6%女性，Mage = 21.39, SDage = 2.19)。使用常规的翻译-反向翻译方法管理不同文书的特定语言版本。如有差异，则重复该程序，直到完全达成一致。
措施
采用广泛使用的抑郁焦虑应激量表(DASS-21;Henry amp; Crawford, 2005)。DASS-21提供了广泛的心理困扰症状。在抑郁、焦虑和压力三个亚量表中，参与者对前一周的21种核心情绪状态进行评分，范围从0(从不)到3(几乎总是)。对于总项目分数，可以在子量表内或在所有三个量表中进行平均。在临床和非临床样本中，心理测量特性都得到了很好的验证(Crawford amp; Henry, 2003;Ng et al.，2007)。在基于人群的样本中，Cronbach s alpha;系数为0.96的总分以及抑郁(alpha;= .93)、焦虑(alpha;= .86)和压力(alpha;= .91)的亚量表的内部一致性的信度评估从良好到优秀。
积极心理健康量表(PMH；Lukat, Margraf, Lutz, van der Veld，amp; Becker, 2015)评估了幸福感的情绪、心理和社会方面的9个项目，评分范围从0(不同意)到3(同意)。PMH是一份以人为中心的调查问卷，包含了对非特定情况的判断，因此构成了对心理功能的一般衡量。举个例子，我喜欢我的生活。在由学生、患者和一般人群组成的样本中具有较好的一维结构和较好的收敛性和判别效度。在本研究以人群为基础的样本中Cronbach s alpha;系数为.94的水平信度评分非常高。
每日压力源筛选(BDSS；Scholten, Lavalle, Velten, Zhang，amp; Margraf, 2014)用于评估9个项目的日常压力体验，这些项目在李克特五点量表上进行了评分，范围从0(根本没有)到4(非常多)。在过去12个月内，就日常生活的各个方面，包括家庭责任、健康问题、经济困难、对学业或工作的不满、对第二次就业的困难、对房屋的不满，以及与有关人士及其他人士相处的困难或以前未提及的问题，评估所遇到的困扰或不便。与DASS-21的量表不同，它由一般的压力指标组成，而不是与压力相关的症状，如放松问题。它把环境问题作为压力的来源，因此不能衡量压力的表现方式。高值表示日常压力高。Cronbach s alpha;系数为0.82说明信度良好。
一般自我效能感量表(GSE；Schwarzer amp; Jerusalem，1995)被用来评估在4个等级评定的10个项目的自我效能感的总体感知 (从完全不真实到完全真实)。GSE包括对一个人在意外情况或意外事件中如何表现的能力进行评估的判断。一个例子，我相信我可以有效地处理意外事件。由于在663名参与者(alpha;= .80)的试点学生样本中发现了5项解决方案的良好心理测量特性，我们使用了这个简化版本。本研究基于人群的样本的信度系数为0.86。
统计分析
在图1中，自我效能感是日常压力(X)与积极和消极心理健康(Y)之间关系的中介变量(M) 。我们使用自举（10000个样本）来分析日常压力的影响在多大程度上是通过自我效能感来调节的(Hayes, 2009;Hayes amp; Preacher，2014)。在这个过程中，选择一个来自完整数据集的案例样本，并在重采样中确定效果以生成自举采样分布。这是一个非参数检验，对非正态分布的变量进行偏置校正。采用普通最小二乘法(OLS)分别对正、负心理健康的总效应、直接效应和间接效应进行估计。自变量(日常压力)的影响在总效应中显示；当控制中介变量(自我效能感)时，它表现为直接效应。间接效应包括自我效能的路径。提供加速置信区间引导可以缓解功率问题，并构成更精确的I型错误率。因此，与传统的Sobel检验(Sobel, 1986)或Baron and Kenny(1986)的因果步长法(因果步长法)相比，该方法对间接效应的检验更为可靠。为了标准化间接效应的相对大小，计算了具有95% 自举置信区间下的kappa平方(Preacher amp; Kelley, 2011)。这是考虑样本特征如方差和协方差的间接效应与最大可能效应之比，与样本大小无关(Cohen, Cohen, West，amp; Aiken, 2003;MacKinnon, Fairchild，amp; Fritz, 2007;MacKinnon,Lockwood,Hoffman,West, amp; Sheets, 2002)。Preacher和Kelley参照Cohen指南(1988)的平方相关系数准则解释了k2的大小，确定了小、中、大效应值分别为0.01、0.09和0.25。所有统计数据都是使用Windows (IBM Corporation, 2012)和宏程序(Hayes, 2012)的IBM SPSS统计数据执行的。
图1 中介模
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