無聊傾向與主觀幸福感：情緒調(diào)節(jié)效能感的作用

王琦　俞國良　董妍　周浩

摘要 以409名大學(xué)生為被試，采用問卷法考察無聊傾向?qū)τ谥饔^幸福感的影響，以及情緒調(diào)節(jié)自我效能感的中介作用。結(jié)果表明：無聊傾向負(fù)向預(yù)測積極情緒調(diào)節(jié)效能感、抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感及憤怒情緒調(diào)節(jié)效能感；無聊傾向負(fù)向預(yù)測主觀幸福感水平。積極情緒調(diào)節(jié)效能感和抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感在無聊傾向和主觀幸福感的關(guān)系中起到了部分中介作用。

關(guān)鍵詞 無聊傾向，主觀幸福感，情緒調(diào)節(jié)自我效能感。

分類號 B849

1.問題提出

“我很無聊”已經(jīng)成為越來越多人的口頭禪，用來表達(dá)自己無所事事、對什么都打不起精神來的狀態(tài)。無聊（boredom）是人們在日常生活中因為活動缺乏和興趣喪失所產(chǎn)生的一種消極情緒體驗。日常我們所談?wù)摰臒o聊主要包括空虛、郁悶以及使人無聊的狀態(tài)。雖然對于無聊的定義還沒有達(dá)成一致，但是綜合研究者們的結(jié)論，無聊是一種不愉快的情緒體驗，是一種特殊的情緒狀態(tài)。這種狀態(tài)主要是由貧乏的外部刺激和內(nèi)部刺激所造成，即個體由于無法得到所需的滿足，進(jìn)而產(chǎn)生的冷漠、孤獨、抑郁、無助等負(fù)性的綜合情緒。根據(jù)無聊跨時間、跨情境的穩(wěn)定性，可以分為狀態(tài)型無聊（state boredom）和特質(zhì)型無聊（trait boredom）。其中，狀態(tài)型無聊是指個體在特定情境中所產(chǎn)生的短暫無聊體驗，是一種可意識到的主觀感受，多由單調(diào)重復(fù)的外部刺激或者認(rèn)知能力缺乏所引發(fā)；特質(zhì)型無聊是指個體在各種情境中產(chǎn)生的穩(wěn)定無聊傾向，是一種一般性的人格特質(zhì)，自身調(diào)控能力、其它人格特征、內(nèi)在動機(jī)以及價值觀等重要因素與這種特質(zhì)傾向存在關(guān)聯(lián)（Belton&Priyadharshini，2007；Musharbash，2007）。本研究探討的是特質(zhì)無聊，采用了Farmer和Sundberg（1986）編制的無聊傾向性量表（Boredom PronenessScale，BPS），該量表主要用于特質(zhì)無聊的測量（周浩，王琦，董妍，2012）。

對于無聊傾向性的研究中，研究者發(fā)現(xiàn)，具有較高水平的無聊傾向性的被試會報告更高水平的抑郁癥狀或是其他較高水平的負(fù)性情緒（German&Latkin，2012；Tsapelas，Aron，&Orbuch，2009）。Soremers和Vodanovich（2000）認(rèn)為高無聊傾向個體更容易產(chǎn)生抑郁、焦慮等負(fù)性情緒，而焦慮、抑郁等消極情緒會對主觀幸福感有顯著的負(fù)性預(yù)測作用。此外，高水平的無聊傾向還會對個體的生活和工作產(chǎn)生不良影響，如容易產(chǎn)生工作倦怠、降低學(xué)生學(xué)業(yè)成績、增加沖動性行為等（Eiseh&Mariano，2008；Ruthig，Perry，Hladkyj，Hall，Pekrun&Chipperfield，2008）?？梢姡瑹o論是從情緒角度還是從行為的角度，無聊傾向性都可能是主觀幸福感的顯著預(yù)測變量。除了對于主觀幸福感的影響，無聊傾向性會對個人的情緒知覺產(chǎn)生影響。最近的研究表明，無聊傾向性水平較高的個體，對于自身的情緒狀態(tài)覺知較差，而且傾向于作出外部歸因。他們并不能夠意識到并且理解自己當(dāng)下的情緒狀態(tài)（Eastwood，Cavaliere，F(xiàn)ahlman，&Eastwood，2007）。此外，Seib和Vodanvich（1998）發(fā)現(xiàn)高無聊傾向個體的對于自身內(nèi)部狀態(tài)的意識相對消極，而這種意識將直接導(dǎo)致人們對于自身情緒的體驗、判斷和評估的偏差。個體的情緒調(diào)節(jié)能力是建立在正確認(rèn)識個體情緒狀態(tài)的基礎(chǔ)之上的，不適應(yīng)的情緒認(rèn)知會影響個體的對于自我情緒調(diào)節(jié)的信念，即情緒自我調(diào)節(jié)效能感。由此無聊傾向性對于情緒自我調(diào)節(jié)效能感可能會存在影響。

情緒調(diào)節(jié)自我效能感是指個體對能否有效調(diào)節(jié)情緒狀態(tài)的一種自信程度，是一種個體管理自身情緒的能力感，這種能力感會影響個體情緒調(diào)節(jié)的實際效果，同時也會影響個體的情緒狀態(tài)（Bandura，Caprara，Barbaranelli，Gerbino，&Pastorelli，2003；Capraro，Di Giunta，Eisenberg，Gerbina，Pastorelli&Tramontano，2008）。研究表明，情緒調(diào)節(jié)自我效能感可以影響主觀幸福感，作為自我信念體系的一部分，情緒調(diào)節(jié)自我效能感水平高，即意味著個體認(rèn)為自己調(diào)節(jié)積極情緒和消極情緒的能力較高，這種信念繼而會提高個體對于未來的積極預(yù)期、維持積極的自我概念，從而體驗到更多的積極情緒，提高個體的主觀幸福感（Steca&Caprara，2006）。因此，情緒調(diào)節(jié)自我效能感對于主觀幸福感是一個顯著的預(yù)測變量（Tsapelas et al，2009）。

綜上，本研究擬采用問卷法考察無聊傾向?qū)χ饔^幸福感的預(yù)測作用以及情緒調(diào)節(jié)自我效能感是否在兩者的關(guān)系中起到了中介作用。根據(jù)前人研究，研究假設(shè)：無聊傾向?qū)η榫w調(diào)節(jié)效能感和主觀幸福感有顯著預(yù)測作用；情緒調(diào)節(jié)效能感在無聊傾向和主觀幸福感的關(guān)系中起中介作用。

2.研究方法

2.1被試

本研究隨機(jī)取樣的方法抽取了北京某高校的409名大學(xué)一年級學(xué)生。其中，男生197名（45.7%），女生222名（54.3%），平均年齡20.1歲。

2.2工具

2.2.1無聊傾向量表

采用Farmer和Sundberg 1986年編制的無聊傾向量表（Boredom Proneness Scale），該量表屬于自陳式量表，包含28個項目，主要考察個體的無聊傾向水平。該量表有五個因子，分別為：外部刺激、內(nèi)部刺激、情感反應(yīng)、時間知覺、限制性。量表采用7點計分，從1（完全同意）到7（完全不同意），總分越高越說明無聊傾向水平越高。該量表早年曾以香港人群為被試做過調(diào)查，結(jié)果表明其適用于東亞文化群體（Sundberg，Latkin，F(xiàn)armer，&Saoud，1991）。國內(nèi)學(xué)者近幾年對于該量表使用的結(jié)果表明量表的信效應(yīng)良好，其Cronbach a系數(shù)在朱湘茹、張慧君等人的研究中為0.743（朱湘茹，張慧君，劉暢，李定川，羅躍嘉，2009）。在本研究中，該量表的Cronbach a系數(shù)為0.826。

2.2.2情緒調(diào)節(jié)自我效能感量表

采用意大利心理學(xué)家Caprara（2008）最新修訂的情緒調(diào)節(jié)自我效能量表（Regulatory EmotionalSelf-Efficacy，RES）的中文版，包括表達(dá)積極情緒的自我效能感（POS）、調(diào)節(jié)沮喪/痛苦情緒的自效能感（DES）和調(diào)節(jié)生氣/憤怒情緒的自我效能感（ANG）三個維度，共由12個項目組成，采用5點計分法，分值越高代表情緒調(diào)節(jié)能力越高。該量表在國內(nèi)學(xué)者的研究中顯示出了較高的信效度（文書鋒，湯冬玲，俞國良，2009；盧家楣，張萍，張敏，2010）。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.795。

2.2.3主觀幸福感量表

采用Diener等人編制的《國際大學(xué)生調(diào)查》（ICS）問卷，該量表已被跨文化研究證實有良好的信效度，在國內(nèi)研究的結(jié)果也表明適合中國大學(xué)生群體（Diener&Suh，2000；嚴(yán)標(biāo)賓，鄭雪，2006）。包括總體幸福感、生活滿意度、積極情緒和消極情緒四個分量表，共24個項目。其中，總體幸福感為9點計分，選項從1（非常不快樂）到9（非常快樂），分?jǐn)?shù)越高說明總體幸福感越高；生活滿意度量表為7點計分，選項從1（強(qiáng)烈反對）到7（極力贊成），分?jǐn)?shù)越高說明生活滿意度越高；積極情緒和消極情緒均為9點計分，選項從1（根本沒有）到9（所有時間），分?jǐn)?shù)越高說明相應(yīng)的情緒水平越高。該量表在本研究中的一致性系數(shù)為0.771。

2.3測量的實施

采用紙筆方式進(jìn)行匿名施測，施測之前被試均閱讀了知情同意書。問卷當(dāng)場收回。所有數(shù)據(jù)采用SPSS 18.0進(jìn)行統(tǒng)計分析。

3.數(shù)據(jù)分析和結(jié)果

3.1無聊傾向、情緒調(diào)節(jié)自我效能感與主觀幸福感的相關(guān)分析

由表1可知，無聊傾向與情緒調(diào)節(jié)自我效能感及主觀幸福感之間存在顯著負(fù)相關(guān)。說明無聊傾向越高的人主觀幸福感水平越低，情緒調(diào)節(jié)自我效能感越差。

3.2無聊傾向?qū)χ饔^幸福感和情緒調(diào)節(jié)自我效能感的預(yù)測作用

以無聊傾向作為預(yù)測變量、主觀幸福感和情緒調(diào)節(jié)自我效能感作為結(jié)果變量，通過回歸分析來考察無聊傾向?qū)χ饔^幸福感和情緒調(diào)節(jié)自我效能感的預(yù)測作用?；貧w分析結(jié)果表明，無聊傾向?qū)τ谥饔^幸福感有顯著的預(yù)測作用（B=-0.272，p<0.001）；對于積極情緒調(diào)節(jié)效能感（B=-0.227，p<0.001）、抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感（B=-0.250，p<0.001）以及憤怒情緒調(diào)節(jié)效能感（B=-0.209，p<0.001），無聊傾向也存在顯著的預(yù)測作用，驗證了假設(shè)。

3.3情緒調(diào)節(jié)自我效能感對于主觀幸福感的預(yù)測作用

回歸分析結(jié)果表明，積極情緒調(diào)節(jié)效能感和抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感對于主觀幸福感有顯著的預(yù)測作用（B=0.267，p<0.001；B=0.196，p<0.001），而憤怒情緒調(diào)節(jié)效能感的預(yù)測作用不顯著（B=0.012，p=0.823）。

3.4情緒調(diào)節(jié)自我效能感的中介作用

根據(jù)假設(shè)，本研究檢驗了無聊傾向（X）和主觀幸福感（y）之間可能存在的中介變量，依次為積極情緒調(diào)節(jié)效能感（W）、抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感（U）和憤怒情緒調(diào)節(jié)效能感（Z）。分析結(jié)果見表2、表3和表4。

積極情緒調(diào)節(jié)效能感（W）的中介效應(yīng)分析結(jié)果見表2，其中的結(jié)果是標(biāo)準(zhǔn)化解，用小寫字母代表相應(yīng)變量的標(biāo)準(zhǔn)化變量。由于依次檢驗都顯著的，所以積極情緒調(diào)節(jié)效能感的中介效應(yīng)顯著。由于第四個t檢驗也顯著，所以是部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.227×0.266/0.273=22.1%。

抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感（U）的中介效應(yīng)分析結(jié)果見表3，其中的結(jié)果是標(biāo)準(zhǔn)化解，用小寫字母代表相應(yīng)變量的標(biāo)準(zhǔn)化變量。由于依次檢驗都是顯著的，所以積極情緒調(diào)節(jié)效能感的中介效應(yīng)顯著。由于第四個t檢驗也顯著，所以是部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.250×0.205/0.273=18.8%。

憤怒情緒調(diào)節(jié)效能感（Z）的中介效應(yīng)分析結(jié)果見表4，其中的結(jié)果是標(biāo)準(zhǔn)化解，用小寫字母代表相應(yīng)變量的標(biāo)準(zhǔn)化變量。由于依次檢驗中的第三步檢驗不顯著（即z對y的回歸系數(shù)不顯著，t=1.997，p>0.05），需要進(jìn)行sobel檢驗，計算得z=-0.27，p>0.05。所以憤怒情緒調(diào)節(jié)效能感（z）的中介效應(yīng)不顯著。

4.討論

本研究發(fā)現(xiàn)，無聊傾向水平負(fù)向預(yù)測主觀幸福感；無聊傾向水平負(fù)向預(yù)測積極情緒調(diào)節(jié)效能感、抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感以及憤怒情緒調(diào)節(jié)效能感；積極情緒調(diào)節(jié)效能感和抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感正向預(yù)測主觀幸福感水平，在無聊和主觀幸福感的關(guān)系中起到了部分中介作用。

本研究發(fā)現(xiàn)個體無聊傾向水平越高，其主觀幸福感水平越低。這個結(jié)果與前人的研究是一致的，無聊屬于一種負(fù)性的情緒狀態(tài)，它的存在意味著個體體驗到焦慮、沮喪、抑郁等負(fù)性的情緒，而這些情緒的存在減少了個體的愉快體驗，繼而影響主觀幸福感水平。雖然以往研究鮮有考察無聊傾向與情緒調(diào)節(jié)自我效能感之間的關(guān)系，但有研究者認(rèn)為，無聊個體不能夠正確地覺知、評價和理解他們的情緒。一種解釋是個體壓抑了本我沖動，不能有效地認(rèn)知、標(biāo)定和監(jiān)控自己的情緒狀態(tài)（Eastwood et al，2007）；還有的研究者認(rèn)為無聊傾向性水平高的個體的認(rèn)知功能會受到一定的影響，如導(dǎo)致認(rèn)知任務(wù)的失敗（Diener&Suh，2000）。這種對于自我情緒狀態(tài)認(rèn)知的不足，可能會造成情緒調(diào)節(jié)自我效能感的降低。這解釋了本研究中無聊傾向性對于情緒調(diào)節(jié)自我效能感的負(fù)向預(yù)測作用。

本研究中還發(fā)現(xiàn)情緒調(diào)節(jié)自我效能感中的積極情緒調(diào)節(jié)效能感和抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感能夠正向預(yù)測主觀幸福感水平。根據(jù)情緒調(diào)節(jié)自我效能感的研究，積極情緒調(diào)節(jié)效能感和抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感較高的個體，積極情緒體驗較多而消極情緒體驗較少或者較弱，因此，其體驗到的幸福感水平就比較高。而憤怒情緒調(diào)節(jié)效能感對主觀幸福感并沒有顯著預(yù)測作用。這可能是由于個體在評價主觀幸福感時是對一段時間以來幸福感狀態(tài)的一個整體評價，而對于憤怒或生氣情緒調(diào)節(jié)效能感來說可能更多會作用于某個時間點中的某個特定事件或狀態(tài)（Caprara et al，2008），作用時間和作用的范圍較之積極情緒調(diào)節(jié)效能感和抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感較小，所以對于主觀幸福感的預(yù)測作用就較差。

本研究進(jìn)一步探討了無聊傾向性作用于主觀幸福感的機(jī)制，發(fā)現(xiàn)除了能夠直接預(yù)測主觀幸福感，積極情緒調(diào)節(jié)效能感和消極情緒調(diào)節(jié)效能感在無聊傾向性和主觀幸福感之間起到部分中介作用。當(dāng)無聊傾向性意味著更多的負(fù)性情緒以及消極行為時，積極情緒調(diào)節(jié)效能感會在一定程度上平衡無聊傾向性的效果。積極情緒調(diào)節(jié)效能感即個體在面對成功或其它愉快性事件時，積極體驗會允許自己表達(dá)快樂、自豪等積極情緒的效能信念（Caprara et al，2008）。所以積極情緒調(diào)節(jié)效能感水平高的個體，積極情緒水平較高；不僅如此，積極情緒調(diào)節(jié)效能感還能夠使個體有效應(yīng)對壓力、提高人際關(guān)系質(zhì)量、調(diào)節(jié)親社會行為及成癮行為等（嚴(yán)標(biāo)賓，鄭雪，2006）。

同時抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感也起到了部分中介作用。在前人的研究中，無聊傾向和抑郁、焦慮呈顯著的正相關(guān)。抑郁和焦慮是無聊傾向個體的基本特征，同時焦慮癥和抑郁癥也將高無聊傾向作為癥狀表現(xiàn)（Wallace，Vodanovich，&Restino，2003）?？梢姛o聊與焦慮和抑郁情緒聯(lián)系很緊密，無聊傾向性還會削弱個體的動機(jī)（湯冬玲，董妍，俞國良，文書鋒，2010）。抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感即個體面對這些負(fù)性情緒時，對于負(fù)性情緒管理和應(yīng)對能力的信念。具有較高抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感的個體，會通過改變對于消極事件的認(rèn)知來減弱失敗對自身的影響。個體對于管理或是戰(zhàn)勝失敗、挫折、沮喪、失望等懷有信心。對于自身能力的信念會使個體加倍努力。除了對于個體行為的影響，抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感也會影響個體面對問題采用的應(yīng)對策略。研究發(fā)現(xiàn)，抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感水平高的個體比較不受負(fù)性情緒的影響，相信自己有能力控制自身的情緒（Vodanovich，Wallace，&Kass，2005；Fein，Sciafani，&Finn，2010）。

5.結(jié)論

本研究可以得到如下結(jié)論：無聊傾向?qū)η榫w調(diào)節(jié)自我效能感和主觀幸福感有顯著預(yù)測作用：無聊傾向?qū)τ诜e極情緒調(diào)節(jié)效能感、抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感及憤怒情緒調(diào)節(jié)效能感都有負(fù)向預(yù)測作用；無聊傾向負(fù)向預(yù)測主觀幸福感水平。積極情緒調(diào)節(jié)效能感和抑郁情緒調(diào)節(jié)效能感在無聊和主觀幸福感的關(guān)系中起到了部分中介作用。