中國(guó)大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式變遷的橫斷歷史研究 *

辛素飛 劉麗君 辛自強(qiáng) 林崇德

(1 魯東大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，煙臺(tái) 264011) (2 中央財(cái)經(jīng)大學(xué)社會(huì)與心理學(xué)院，北京 100081)(3 北京師范大學(xué)發(fā)展心理研究院，北京 100875)

1 引言

當(dāng)前，我國(guó)正處于政治、經(jīng)濟(jì)、文化的轉(zhuǎn)型期。人們需要適應(yīng)轉(zhuǎn)型期帶來的各種緊張性刺激，面臨的壓力增大，從而可能會(huì)出現(xiàn)各種各樣的心理問題，這就可能會(huì)要求人們的應(yīng)對(duì)方式也要隨之發(fā)生相應(yīng)的變化。有研究（彭虎軍, 魏書堂,2008; 王斐然, 高樹剛, 葉紅, 周紫哲, 吳世瑾, 2013;王偉, 辛志勇, 雷靂, 2012; 王楨, 陳雪峰, 時(shí)勘,2006）發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式與其心理健康水平有著緊密的聯(lián)系，與心理健康狀況一般的學(xué)生相比，心理健康狀況良好的學(xué)生更多采用解決問題、求助等相對(duì)積極的應(yīng)對(duì)方式。另外，根據(jù)以往橫斷歷史研究（辛自強(qiáng), 張梅, 何琳, 2012）的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，近年來大學(xué)生的心理問題逐漸減少（即大學(xué)生心理健康狀況逐漸變好），那么大學(xué)生的應(yīng)對(duì)方式是否會(huì)隨年代呈現(xiàn)一種積極的上升趨勢(shì)呢？這是本研究要重點(diǎn)探討的問題。

應(yīng)對(duì)方式（coping style）是指?jìng)€(gè)體面對(duì)挫折或壓力時(shí)所采取的認(rèn)知和行為方式（岑延遠(yuǎn), 鄭雪,2005; 范曉琳, 楊伊生, 2007; 李金德, 劉惠珍, 2013;王偉, 辛志勇, 2008）。有研究（Ray, Lindop, &Gibson, 1982）發(fā)現(xiàn)，個(gè)體在高應(yīng)激狀態(tài)下，如果缺乏良好的應(yīng)對(duì)方式，其心理?yè)p害的危險(xiǎn)程度可達(dá)43.3%（為普通人群危險(xiǎn)度的兩倍）。由此可見，良好的應(yīng)對(duì)方式能有效地減輕個(gè)體的心理壓力或損害。目前在國(guó)內(nèi)關(guān)于應(yīng)對(duì)方式的研究大都采用肖計(jì)劃和徐秀峰（1996）編制的應(yīng)付方式問卷，此問卷包括解決問題、自責(zé)、求助、幻想、退避、合理化六個(gè)因子（肖計(jì)劃, 徐秀峰, 1996; 辛自強(qiáng), 劉春暉, 張莉, 2008）。其中“解決問題”“求助”因子屬于積極的應(yīng)對(duì)方式，“自責(zé)”“幻想”“退避”因子屬于消極的應(yīng)對(duì)方式，“合理化”因子則屬于混合型的應(yīng)對(duì)方式。當(dāng)前，大量研究表明該問卷具有較好的信效度，并在國(guó)內(nèi)得到了廣泛應(yīng)用（李金德, 劉惠珍, 2013; 彭虎軍, 魏書堂, 2008; 汪向東, 王希林, 馬弘, 1999）。

作為未來社會(huì)建設(shè)主力軍的大學(xué)生是一個(gè)特殊的社會(huì)群體，在學(xué)習(xí)、就業(yè)、人際交往等方面中面臨諸多問題，這就對(duì)大學(xué)生應(yīng)該采取什么樣的應(yīng)對(duì)方式提出了挑戰(zhàn)。當(dāng)前對(duì)于大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式現(xiàn)狀的觀點(diǎn)大多是“大學(xué)生更傾向于采用解決問題、求助等積極的應(yīng)對(duì)方式”（姜濤, 劉鶴,2016; 李樹軍, 2016; 盧鑫, 2017）；然而，這種對(duì)現(xiàn)狀的判斷是否代表了一種逐年變遷的趨勢(shì)，仍不清楚。關(guān)于大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式變遷僅有的一項(xiàng)研究（辛自強(qiáng)等, 2008）表明，從2001到2006年間，我國(guó)大學(xué)生的應(yīng)對(duì)方式?jīng)]有發(fā)生顯著變化（與年代呈正相關(guān)但不顯著）；不過，囿于當(dāng)時(shí)可得文獻(xiàn)較少，這項(xiàng)研究的時(shí)間跨度較小。隨著社會(huì)發(fā)展，值得探討在一個(gè)更長(zhǎng)的時(shí)間跨度內(nèi)，我國(guó)大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式是否表現(xiàn)出新的變遷趨勢(shì)。本文將采用橫斷歷史的元分析方法探究近15年來我國(guó)大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式隨年代變化的趨勢(shì)。

橫斷歷史的元分析（cross-temporal metaanalysis），又稱“橫斷歷史研究”，該方法最早是由美國(guó)學(xué)者Twenge（1997, 2000）在實(shí)證研究中使用。這種元分析采用橫斷研究“設(shè)計(jì)”對(duì)大跨度時(shí)間、時(shí)代（或歷史發(fā)展）有關(guān)的心理差異或變異進(jìn)行研究。這里的“設(shè)計(jì)”并非如關(guān)于個(gè)體發(fā)展的橫斷研究那樣預(yù)先構(gòu)造好了方法，而是“事后追認(rèn)的”，即將孤立的已有研究按照時(shí)間順序加以連貫，從而使這些研究成為關(guān)于歷史發(fā)展的橫斷取樣（辛自強(qiáng), 池麗萍, 2008）。Twenge已經(jīng)采用這種方法進(jìn)行了大量研究，例如，考察了焦慮（Twenge, 2000）、自尊（Twenge & Campbell,2001）和自戀人格（Twenge & Foster, 2010）等十幾項(xiàng)心理特征隨年代的變遷。而在國(guó)內(nèi)，辛自強(qiáng)等人首先詳細(xì)介紹了這種方法，并采用該方法對(duì)大學(xué)生群體的焦慮（辛自強(qiáng), 辛素飛, 張梅, 2011）、信任（辛自強(qiáng), 周正, 2012）、孤獨(dú)感和社會(huì)支持（Xin & Xin, 2016）等心理指標(biāo)進(jìn)行了一系列實(shí)證研究。上述研究均表明，個(gè)體的這些心理指標(biāo)會(huì)隨著年代表現(xiàn)出明顯的變遷趨勢(shì)。因此，我們擬沿用這種方法探討大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式隨年代變遷的趨勢(shì)。

本研究除了做橫斷歷史的元分析，還將采用一般元分析的方法進(jìn)一步考察不同性別大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式的得分差異。在以往關(guān)于大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式的研究中，性別大都被視為一個(gè)重要的變量予以考察。有研究表明，男生比女生更多地采取解決問題、求助和幻想的應(yīng)對(duì)方式（李俊茹, 2014），還有研究發(fā)現(xiàn)女生比男生更多地采用求助和幻想的應(yīng)對(duì)方式（郝雁, 閆瓊, 2016; 劉晶, 2016）。鑒于上述爭(zhēng)議，本研究希望能用一般元分析方法概括以往的結(jié)果，對(duì)大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式得分的性別差異做出更為全面的判斷。

2 研究方法

2.1 研究工具：應(yīng)付方式問卷簡(jiǎn)介

本研究分析的文獻(xiàn)均須是采用肖計(jì)劃和徐秀峰（1996）編制的《應(yīng)付方式問卷》（CSQ）來測(cè)量大學(xué)生的應(yīng)對(duì)方式。該問卷共有62個(gè)題目，分為6個(gè)因子：解決問題、自責(zé)、求助、幻想、退避、合理化（因篇幅限制，不再贅述這6個(gè)因子的具體意義）。所有題目均采用二值計(jì)分的方法，每個(gè)題都有“是”和“否”兩個(gè)選項(xiàng)，除“解決問題”因子中的1個(gè)題目和“求助”因子中的3個(gè)題目（選擇“是”得0分，選擇“否”得1分）外，其余題目均為選“是”得1分，選“否”得0分。根據(jù)各因子的得分，我們可以了解個(gè)體各類應(yīng)對(duì)方式的特點(diǎn)。

2.2 文獻(xiàn)檢索

2.2.1 文獻(xiàn)搜集的標(biāo)準(zhǔn)

為了保證研究的科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)，參考以往橫斷歷史研究（辛自強(qiáng)等, 2011）篩選文獻(xiàn)的方法后，本研究在文獻(xiàn)檢索時(shí)采用以下標(biāo)準(zhǔn)：（1）文獻(xiàn)均使用應(yīng)付方式問卷；（2）考察對(duì)象為一般大學(xué)本科生，不包括?？粕透呗毶唬?）測(cè)驗(yàn)時(shí)間為“平時(shí)”，特定時(shí)間排除在外，如考試周期間；（4）文獻(xiàn)提供了基本的應(yīng)對(duì)方式數(shù)據(jù)，如各因子的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和樣本量；（5）相同作者用同一批數(shù)據(jù)所做的多篇研究只能選擇發(fā)表最早的一篇。用于研究的每篇文獻(xiàn)必須符合以上所有的標(biāo)準(zhǔn)，否則予以刪除。

2.2.2 文獻(xiàn)檢索的結(jié)果

按照上述標(biāo)準(zhǔn)，在中國(guó)知網(wǎng)（CNKI）、萬方數(shù)據(jù)庫(kù)、維普資訊、優(yōu)秀碩士論文和博士論文等數(shù)據(jù)庫(kù)中，分別以“大學(xué)生”“應(yīng)對(duì)方式”“應(yīng)付方式”“CSQ”等詞匯進(jìn)行全文檢索。通過上述標(biāo)準(zhǔn)共篩選出67篇符合要求的文獻(xiàn)，這些文獻(xiàn)的發(fā)表時(shí)間分布在2003至2017年間，每年至少有3篇文獻(xiàn)。根據(jù)以往橫斷歷史研究的慣例，除去在文中說明數(shù)據(jù)具體采集年代外，本文數(shù)據(jù)收集年代（以下簡(jiǎn)稱“年代”）均按照發(fā)表年代減去兩年得到（Twenge, 2000; 辛自強(qiáng), 張梅, 2009），因此本研究的年代范圍為2001到2015年，共15年。這些研究總共涉及的樣本量為35332名大學(xué)生，各年代的文獻(xiàn)數(shù)量以及被試人數(shù)如表1所示。

2.3 變量編碼及數(shù)據(jù)整理

本研究將篩選后的67篇文獻(xiàn)進(jìn)行編碼及數(shù)據(jù)錄入，對(duì)只報(bào)告子研究數(shù)據(jù)而未報(bào)告總體數(shù)據(jù)的文獻(xiàn)，按照下面兩個(gè)公式（、ST、ni、xi、Si分別代表：合成后的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差，某研究的樣本量、平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差）對(duì)子研究結(jié)果進(jìn)行加權(quán)合成：

根據(jù)以往橫斷歷史研究的做法（Twenge, 2000,2011; 辛自強(qiáng), 張梅, 2009），本研究在建立數(shù)據(jù)庫(kù)時(shí)：（1）賦予每篇文獻(xiàn)唯一編號(hào)并把所有文獻(xiàn)的基本數(shù)據(jù)（N, M, SD）、發(fā)表年代和數(shù)據(jù)收集年代錄入數(shù)據(jù)庫(kù)；（2）把文獻(xiàn)中含有被試性別數(shù)據(jù)的分組報(bào)告結(jié)果（如表1所示），作為子研究進(jìn)行編碼并錄入數(shù)據(jù)庫(kù)；（3）對(duì)文獻(xiàn)的其他信息進(jìn)行編碼，包括文獻(xiàn)所發(fā)期刊類型（1=核心期刊, 2=非核心期刊, 3=學(xué)位論文或論文集）和數(shù)據(jù)收集地區(qū)（0=無明確地區(qū)信息, 1=東部沿海地區(qū), 2=東北地區(qū), 3=中部崛起地區(qū), 4=西部開發(fā)地區(qū), 5=包含上述兩類或更多類）等信息。

表1 大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式文獻(xiàn)數(shù)量及分布情況

3 研究結(jié)果

3.1 大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式隨年代的變化

為了準(zhǔn)確地量化描述大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式隨年代的變化情況（即各個(gè)因子與年代的關(guān)聯(lián)程度），我們采用以往研究（Twenge, 2000; Twenge & Im,2007; 辛自強(qiáng)等, 2012）的數(shù)據(jù)處理方法，將年代分別與6個(gè)因子得分的均值進(jìn)行了相關(guān)分析（見表2）。結(jié)果表明，解決問題和求助2個(gè)因子與年代存在顯著正相關(guān)，自責(zé)、幻想、退避和合理化4個(gè)因子與年代之間的相關(guān)不顯著。此外，回歸分析的結(jié)果顯示，在控制樣本量后，年代對(duì)解決問題和求助2個(gè)因子的預(yù)測(cè)作用更加顯著，年代可以分別解釋這2個(gè)因子16%和26%的變異。綜合上述結(jié)果可知，大學(xué)生積極的應(yīng)對(duì)方式得分呈逐年上升趨勢(shì)。

表2 應(yīng)對(duì)方式各因子與年代之間的相關(guān)

3.2 應(yīng)對(duì)方式隨年代的變化量及年代解釋率

以上研究表明，在2001至2015年間，我國(guó)大學(xué)生的應(yīng)對(duì)方式各因子得分隨年代大致呈上升趨勢(shì)，那么到底增長(zhǎng)了多少呢？為了求得這15年的變化量，我們根據(jù)以往橫斷歷史研究的方法（Twenge & Im, 2007; 辛自強(qiáng)等, 2012），利用回歸方程和研究樣本的平均標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行分析，通過計(jì)算效果量d或解釋率r2來衡量。首先，分別以應(yīng)對(duì)方式各因子均值為因變量，以年代為自變量，對(duì)樣本量進(jìn)行加權(quán)，從而建立回歸方程，本研究的回歸方程為y=Bx+C（其中y為六個(gè)因子的平均分，B為偏回歸系數(shù)，x為數(shù)據(jù)收集年代，C為常數(shù)）。然后，分別將年代2001和2015代入回歸方程獲得這兩年的平均分M2001和M2015。最后，計(jì)算M2001和M2015之差，再除以15年間的平均標(biāo)準(zhǔn)差SD（是通過對(duì)所有研究的標(biāo)準(zhǔn)差求平均數(shù)得到的），即可得到d值。

由表3可知，從2001到2015年，大學(xué)生在應(yīng)對(duì)方式各因子上的均值得分增加了0.13-0.42個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差（d）。依據(jù)Cohen（1992）對(duì)效果量（絕對(duì)值）大小的區(qū)分，當(dāng)效果量d在0.2到0.5之間為“小效應(yīng)”，在0.5到0.8間時(shí)視為“中效應(yīng)”，大于0.8時(shí)為“大效應(yīng)”。在本研究中，除解決問題和求助2個(gè)因子接近中效應(yīng)外，其余4個(gè)因子均為小效應(yīng)及以下（見表3）。這說明，近15年來我國(guó)大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式的各因子得分均有一定程度的上升，但其變化幅度較小。

3.3 男生和女生應(yīng)對(duì)方式隨年代的變化及差異

我們根據(jù)文獻(xiàn)搜集標(biāo)準(zhǔn)（提供男生和女生應(yīng)對(duì)方式各因子的均值和標(biāo)準(zhǔn)差），針對(duì)46篇報(bào)告了性別子研究的文獻(xiàn)進(jìn)行橫斷歷史的元分析，探究不同性別大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式的變化趨勢(shì)。由表4可知，在控制樣本量后，男生除解決問題因子沒有顯著的年代效應(yīng)外，其余5個(gè)因子均有明顯的年代效應(yīng)，除解決問題因子的年代解釋率較低外，其余5個(gè)因子年代解釋率均達(dá)到12%及以上；女生除求助因子沒有年代效應(yīng)外，其余各因子均有明顯的年代效應(yīng)，年代解釋女生應(yīng)對(duì)方式各因子7%到41%的變異。

表3 大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式各因子的變化量

表4 不同性別大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式各因子與年代的相關(guān)

為了更詳細(xì)地量化不同性別的大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式各因子隨年代的變化量，依據(jù)上述做法，利用年代和各因子的回歸方程計(jì)算了效果量d和解釋率r2。結(jié)果表明，從6個(gè)因子變化幅度來看（見表5），男生自責(zé)、幻想、退避和合理化4個(gè)因子的上升幅度為中效應(yīng)，解決問題和求助因子的上升幅度均為小效應(yīng)。女生在自責(zé)、幻想、退避和合理化4個(gè)因子上的變化幅度為中效應(yīng)，解決問題因子的上升幅度接近中效應(yīng)，求助因子則低于小效應(yīng)。

此外，為了進(jìn)一步探究這15年來大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式各因子得分是否存在性別差異，我們采用一般元分析的方法，以女生為實(shí)驗(yàn)組，男生為控制組，根據(jù)公式3-6（辛自強(qiáng), 周正, 2012），計(jì)算每年有相應(yīng)數(shù)據(jù)的平均效果量。其中，ne和nc分別為女生和男生的樣本量，Se和Sc分別為兩組的標(biāo)準(zhǔn)差，SD為兩組的合成標(biāo)準(zhǔn)差；M男與M女分別為男生和女生應(yīng)對(duì)方式各因子的均值；Wi是各研究的權(quán)數(shù)，Ni為各研究的樣本量。經(jīng)計(jì)算，由表6可知，除求助和幻想因子外，其他因子性別差異的平均效果量都是正值。即除求助和幻想因子外，男生在應(yīng)對(duì)方式其他因子上的得分大都高于女生。但根據(jù)Cohen（1992）的標(biāo)準(zhǔn)，應(yīng)對(duì)方式各因子性別差異的平均效果量均為小效應(yīng)及以下，這說明男女大學(xué)生在6個(gè)因子上的差異整體不明顯。

表5 不同性別大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式各因子隨年代的變化

表6 大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式性別差異的平均效果量

4 討論

4.1 大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式的整體變化狀況

本研究采用橫斷歷史的元分析方法考察了2001至2015年大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式隨年代的變化趨勢(shì)，結(jié)果顯示，大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式中的解決問題和求助因子均與年代呈顯著正相關(guān)，分別增加了0.42和0.41個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。也就是說，近15年來，我國(guó)大學(xué)生的積極應(yīng)對(duì)方式得分呈現(xiàn)出隨年代緩慢上升的趨勢(shì)。這說明，我國(guó)新一代的大學(xué)生逐漸傾向于采取成熟、積極的應(yīng)對(duì)方式，這與以往針對(duì)大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式變遷的研究（辛自強(qiáng)等, 2008）結(jié)果有所不同，這可能是因?yàn)楫?dāng)時(shí)收集的文獻(xiàn)年代跨度太小，大學(xué)生的應(yīng)對(duì)方式在短期內(nèi)很難發(fā)生顯著的變化。

目前，大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式整體呈現(xiàn)一種積極的應(yīng)對(duì)方式。盡管每個(gè)因子隨年代都呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，但并不完全顯著。其中解決問題和求助因子與年代之間存在顯著的正相關(guān)。究其原因，可能主要有以下兩個(gè)方面：第一，可能與大學(xué)生心理健康水平的提升有關(guān)。已有研究發(fā)現(xiàn)，心理健康水平高的大學(xué)生更傾向于采取積極的應(yīng)對(duì)方式（王偉等, 2012; 王楨等, 2006; 肖柳婷, 梁瑞瓊, 鐘泳如, 2016）。而且以往關(guān)于大學(xué)生心理健康變遷的橫斷歷史研究（辛自強(qiáng)等, 2012）發(fā)現(xiàn)，我國(guó)大學(xué)生心理健康水平逐年提升（大學(xué)生的心理問題逐漸減少），這可能會(huì)使得大學(xué)生在積極應(yīng)對(duì)方式上的得分呈上升趨勢(shì)。第二，可能也與大學(xué)生的外向性和開放性等人格特征得分的增加有關(guān)。有研究發(fā)現(xiàn)，外向性和開放性的人更容易采用積極的應(yīng)對(duì)方式（高彬, 2014; 王海民, 閻克樂, 楊玉忠,趙榮霞, 2003）。并且已有研究表明（田園, 明樺,黃四林, 孫鈴, 2017），近10年來我國(guó)大學(xué)生的外向性和開放性等人格因子得分均有顯著上升，這可能會(huì)使大學(xué)生在遇到問題時(shí)更加傾向于采取積極、成熟的應(yīng)對(duì)方式。

4.2 不同性別大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式的變化趨勢(shì)及得分差異

通過橫斷歷史的元分析發(fā)現(xiàn)，不同性別大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式的變遷趨勢(shì)略有不同：對(duì)男生來說，除解決問題因子外，其余各因子均與年代呈顯著正相關(guān)；而對(duì)女生而言，除求助因子外，其余各因子均隨年代呈逐漸上升趨勢(shì)。這可能與我們傳統(tǒng)的文化教育觀念有一定關(guān)系。我國(guó)文化中通常期望男性要比女性承擔(dān)更多的社會(huì)責(zé)任，遇到問題時(shí)要獨(dú)立解決，而對(duì)女性角色的定位則是謙讓、依附，她們傾向于尋求幫助去解決問題（辛自強(qiáng)等, 2008; 余欣欣, 羅日新, 沈陽(yáng), 2002）。這可能會(huì)使得男生的解決問題因子和女生的求助因子一直處于較高水平，導(dǎo)致其隨年代的變化趨勢(shì)不明顯。

通過一般元分析，本研究發(fā)現(xiàn)了與以往許多研究一致的結(jié)果（范曉琳, 楊伊生, 2007; 郝雁, 閆瓊, 2016），女生在求助、幻想這兩個(gè)因子上的得分高于男生，而在解決問題、自責(zé)、退避和合理化4個(gè)因子上的得分低于男生。這可能是因?yàn)榕笾脚c男生相比一直處于相對(duì)高的狀態(tài)，女生更多地采取尋求他人幫助的應(yīng)對(duì)方法（岑延遠(yuǎn),鄭雪, 2005; 武成莉, 2004; 章明明, 2003），同時(shí)，心思細(xì)膩、情感豐富的特點(diǎn)可能會(huì)使女生在遇到問題時(shí)容易采取幻想的應(yīng)對(duì)方式（余欣欣等,2002）。然而，從效果量上來看，男女大學(xué)生在應(yīng)對(duì)方式各因子上得分差異的平均效果量均為小效應(yīng)及以下，即不同性別大學(xué)生在應(yīng)對(duì)方式各因子上得分的差異并不明顯。其原因可能是現(xiàn)代社會(huì)的男性和女性在社會(huì)和家庭中的地位日益平等，受教育水平也不存在明顯差異，可能會(huì)使得男女大學(xué)生的應(yīng)對(duì)方式水平趨于一致（盧鑫, 2017; 王偉, 辛志勇, 2008; 相麟, 2015）。

4.3 本研究的局限

雖然得到了上述有價(jià)值的結(jié)果，本研究仍然存在一些局限。首先，本研究是在應(yīng)付方式問卷的基礎(chǔ)上研究的，此外，還有其他測(cè)量應(yīng)對(duì)方式的量表，如簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式量表，將來可以對(duì)使用這些測(cè)量工具的研究報(bào)告進(jìn)行元分析，以檢驗(yàn)本研究的結(jié)果。另外，本研究選取的大學(xué)生只包括本科生，不包括?？粕透呗毶热后w，為確保結(jié)論的穩(wěn)定性和可推廣性，今后的研究中可以選擇這些群體作為被試來檢驗(yàn)本研究的結(jié)果。

5 結(jié)論

本研究對(duì)2001至2015年間67篇采用應(yīng)付方式問卷測(cè)量中國(guó)大學(xué)生應(yīng)對(duì)方式的研究報(bào)告進(jìn)行橫斷歷史的元分析，結(jié)果表明：（1）從2001至2015年，大學(xué)生逐漸傾向于使用積極的應(yīng)對(duì)方式。（2）男生除“解決問題”因子、女生除“求助”因子隨年代沒有顯著變化外，其余因子都顯著升高，而且應(yīng)對(duì)方式各因子得分的性別差異整體不明顯。