ASS  >> Vol. 7 No. 6 (June 2018)

    孤儿健康妥协行为与情绪、认知情绪调节的关系研究
    Relationship between Health-Compromising Behavior, Emotion and Cognitive Emotional Regulation of Orphans

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作者:  

汪 洋:衡阳师范学院教育科学学院,湖南 衡阳;湘潭云龙小学,湖南 湘潭;
凌 子:衡阳师范学院教育科学学院,湖南 衡阳;湖南科技大学教育学院,湖南 湘潭;
郭小琴,邹雨点,刘衔华:衡阳师范学院教育科学学院,湖南 衡阳;
仇召武:辽宁省孤儿学校(光明学校),辽宁 沈阳

关键词:
孤儿健康妥协行为情绪认知情绪调节Orphans Health-Compromising Behavior Emotions Cognitive Emotional Regulation

摘要:

目的:探讨孤儿的健康妥协行为、情绪、认知情绪调节的状况及其关系,为预防和干预孤儿的健康妥协行为提供科学依据。方法:采用青少年健康相关危险行为问卷、正负性情绪量表和认知情绪调节问卷对346名孤儿和271名非孤儿进行了问卷调查。结果:1) 孤儿与非孤儿在健康妥协行为上的差异显著的(P < 0.001)。2) 孤儿的正性情绪和积极认知情绪调节策略对健康妥协行为有显著负向预测作用(P < 0.05),负性情绪和消极认知情绪调节策略对健康妥协行为有显著正向预测作用(P < 0.05)。结论:孤儿是健康妥协行为的易感群体;正性情绪和积极认知情绪调节策略是孤儿健康妥协行为的保护性因素,而负性情绪和消极认知情绪调节策略是孤儿健康妥协行为的危险性因素。

Objective: To explore the status of health-compromising behavior of orphans and its relationship with emotions and cognitive emotional regulation in order to provide scientific basis for preventing and intervening orphans’ health-compromising behaviors. Methods: 346 orphans and 271 non-orphans were surveyed with the Adolescent Health Related Risky Behavior Inventory (AHRBI), the Positive and Negative Affect Scale (PANAS) and the Cognitive Emotion Regulation Questionnaire (CERQ). Results: 1) Orphans obtained significant higher scores of health-compromising behaviors than non-orphans (P < 0.001). 2) Positive affect and positive strategies of cognitive emotional regulations could significantly negatively predict Orphans’ health-compromising behaviors could be significantly negatively predicted by positive affect and positive strategies of cognitive emotional regulations (P < 0.05), and significantly negatively predicted by negative affect and negative strategies of cognitive emotional regulations (P < 0.05). Conclusion: Orphans are the vulnerable population. Positive effect and positive strategies of cognitive emotional regulations are the protective factors of orphans’ health-compromising behaviors, and negative effect and negative strategies of cognitive emotional regulations are the risky factors.

1. 引言

美国青少年危险行为监测系统把健康妥协行为归于6类健康危险行为中的第五项不良饮食行为和第六项缺乏身体锻炼,它直接或间接地损害了年轻人的健康、完美状态甚至生活质量 [1] 。孤儿作为社会的一个特殊的弱势群体,其生存质量已引起社会的普遍关注,但迄今,主要体现在社会救助方面,对他们身心健康方面的关注度尚不够。已有研究发现,孤儿是健康危险行为的易感群体 [2] ,他们身心水平低于一般同龄儿童 [3] 。影响青少年健康危险行为的因素来自多个方面,情绪唤醒是其中的重要因素之一 [4] ,Patel和Schlundt研究发现,在不同情绪状态下,人们的饮食行为也不同,在正性情绪(如高兴、愉悦、喜欢等)下,人们更喜欢吃健康类食品,在负性情绪(抑郁、焦虑、愤怒等)下,人们更喜欢吃不健康的食品 [5] 。情绪不仅影响饮食行为,也影响身体锻炼,Biddle和Stuart发现,在正性情绪下,人们从事身体锻炼的积极性高,而在负性情绪下,人们就会减少他们原来的身体锻炼活动 [6] 。因此,对情绪进行适当的干预对于减少健康妥协行为具有重要意义,而认知情绪调节是一个重要的途径。Houck、Hadley等人认为认知情绪调节往往通过影响个体的情绪反应,进而影响个体的行为,但这种影响可能具有两面性,积极的认知情绪调节可以消除负性情绪的影响,加强正性情绪的作用,进而减少不健康的饮食行为,增加身体锻炼活动;消极的认知情绪调节则可能进一步恶化负性情绪的影响,降低正性情绪的作用,进而增加不健康的饮食行为,减少身体锻炼活动 [7] 。本研究拟在既往研究的基础上,以孤儿这一特殊群体为研究对象,探讨孤儿的健康妥协行为和情绪、认知情绪调节之间是否存在同样的关系,为预防和干预孤儿的健康妥协行为提供科学依据,以促进孤儿的身心健康水平。

2. 对象与方法

2.1. 对象

此次研究对象共650人,有效样本616个。其中的非孤儿样本采用方便取样法取自湖南、广东、辽宁等地的中学,发放300份问卷,剔除无效问卷后保留270份。孤儿样本采用方便取样法取自湖南、广东、辽宁等地的孤儿中学,发放问卷360份,剔除无效问卷后保留346份。被试的基本情况具体如下:1) 孤儿组346人,平均年龄16.51 ± 1.77;其中,男性孤儿171人,女性孤儿175人;初一49人,初二82人,初三84人,高一63人,高二36人,高三32人。2) 正常中学生270人,平均年龄14.17 ± 2.13;其中,男生134人,女生正常人136人;初一95人,初二22人,初三49人,高一49人,高二0人,高三71人。

2.2. 方法

2.2.1. 测试工具

本项目采用自编的基本情况问卷收集被试的性别、年龄、目前就读学校、所在的年级、有谁抚养等信息。

采用青少年健康相关危险行为问卷(Adolescent Health Related Risky Behavior Inventory, AHRBI)调查被试的健康危险行为状况。该问卷由王孟成等在Auerbach等人编制的《青少年危险行为问卷》的基础上进行修订而完成,包括50个条目,分别测量过去一年时间内的六大类群常见的危险行为:攻击与/或暴力行为、破坏纪律行为与/或违法行为、自杀与/或自残行为、吸烟与/或过度饮酒行为、健康妥协行为以及无保护的性行为。每个条目采用1~5级评分。根据调查的内容分成六个分量表,对应六个方面的危险行为,每个分量表得分越高,代表危险行为发生频度就越高,总分越高反映健康危险行为水平越高。检出率的计算以条目3分以上计入标准(发生频度每个月2~4次)。本研究中量表的Cronbach系数为0.78~0.89,间隔四周的重测信度为0.85,具有较好的信效度 [8] 。根据研究需要,本研究仅选用了健康妥协行为分量表。

采用邱雪修订的正负性情绪量表(Positive and Negative Affect Scale, PANAS)来评估被试的情绪状况。该原始量表由Watson等编制,共20个项目,包括分正性情绪和负性情绪两个分量表。正性情绪分高表示个体精力旺盛,能全神贯注和快乐的情绪状况,而分数低表明淡漠;负性情绪分高表示个体主观感觉困惑,痛苦的情绪状态,而分数低表示镇定 [9] 。

采用认知情绪调节问卷中文版(Cognitive Emotion Regulation Questionnaire-Chinese Version, CERQ-C)评估被试的认知情绪调节策略。该问卷由朱熊兆等人根据Garnifski编制的认知情绪调节问卷修订。问卷包含36个条目,包括自责、接受、沉思、积极再关注、重新计划注意、积极再评价、理性分析、灾难性和责备性9个分量表。每个子表有4个条目。一个分量表上得分越高,受试者在消极事件面前使用这种特殊认知策略的可能性就越大。克龙巴赫的调查问卷的α系数为0.81,重测信度为0.56。验证性因子分析各指标均符合测量学要求,规模九因素模型的支持理论 [10] 。

2.2.2. 施测过程

采用团体施测方式进行测试,在填写问卷前,主试采用统一指导语向被试详细说明调查的目的和意义、问卷的填写方式以及保密方式等,被试在规定时间内完成问卷。在被试答完问卷后统一回收问卷。

2.2.3. 数据处

本研究主要采用SPSS17.0软件,对有效数据进行整理和分析处理,采用t检验、方差分析、相关分析、回归分析等方法进行统计分析。

3. 结果

3.1. 孤儿与非孤儿健康妥协行为的差异比较

孤儿与非孤儿健康妥协行为的差异分析结果显示,孤儿的健康妥协行为得分高于非孤儿的健康妥协行为,差异具有统计学意义(P < 0.01),见表1

3.2. 孤儿与非孤儿的情绪、认知情绪调节的差异比较

孤儿与非孤儿的情绪差异分析结果显示,孤儿与非孤儿在正性情绪和负性情绪上的得分差异不具有统计学意义(P < 0.05),见表1

孤儿与非孤儿的认知情绪调节差异分析结果显示,孤儿与非孤儿在自我责难、接受、沉思、重新关注计划上的得分差异具有统计学意义(p < 0.01),在积极重新关注、积极重新评价、理性分析、灾难化、责难他人等5个因子的得分差异不具有统计学意义(P > 0.05),见表1

3.3. 孤儿健康妥协行为与情绪的关系分析

孤儿健康妥协行为与情绪相关分析结果显示,孤儿的健康妥协行为与正性情绪存在显著负相关(r = −0.23, P < 0.01),与负性情绪存在显著正相关(r = 0.13, P > 0.05)。为了进一步探讨孤儿健康妥协行为与情绪的关系,本研究以健康妥协行为为因变量,以正负性情绪为自变量,进行回归分析,结果显示回归方程显著(P < 0.01),其中,正性情绪对健康妥协行为有显著负向预测作用(P < 0.01),负性情绪对健康妥协行为有显著正向预测作用(P < 0.01),见表2

Table 1. Compare analysis of health-compromising behaviors, self-esteem and self-control between orphans and non-orphans (M ± SD)

表1. 孤儿与非孤儿健康妥协行为、情绪、认知情绪调节的差异比较(M ± SD)

注:*P < 0.05,**P < 0.01 (下同)。

3.4 孤儿健康妥协行为与认知情绪调节的关系分析

孤儿健康妥协行为与认知情绪调节相关分析结果显示,孤儿的健康妥协行为与自我责难(r = −0.12)、接受(r = −0.18)、积极重新关注(r = −0.13)、重新关注计划(r = −0.33)和积极重新评价(r = −0.24)存在显著

正相关(P > 0.05)。为了进一步探讨孤儿健康妥协行为与认知情绪调节的关系,本研究以健康妥协行为为因变量,以认知情绪调节中的自我责难、接受、沉思、积极重新关注、重新关注计划、积极重新评价、理性分析、灾难化、责难他人的为自变量,进行回归分析,结果显示回归方程显著(P < 0.01),其中,沉思和灾难化对健康妥协行为有显著正向预测作用(P < 0.01),重新关注计划对健康妥协行为有显著负向预测作用(P < 0.01),见表3

4. 讨论

4.1. 孤儿健康妥协行为的特点

本研究结果显示,孤儿在健康妥协行为上的发生率明显高于非孤儿,说明孤儿比非孤儿更容易的产生不良饮食行为或缺乏体力活动。原因可能在于孤儿与非孤儿所处的生活环境不同,孤儿缺乏父母的关爱,监护人或收养单位监护不力,社会经济状况也要比非孤儿差,容易出现不良的饮食行为或缺乏体力活动。本研究结果提示,孤儿是健康妥协行为的易感群体。

4.2. 孤儿情绪和认知情绪调节的特点

本研究结果提示,孤儿的情绪体验与非孤儿没有明显差异,说明孤儿有着正常的情绪体验。但是,在认知情绪调节上,孤儿与非孤儿有着不同的认知情绪调节策略。与非孤儿比较而言,孤儿在进行情绪的自我调节时,不太倾向于采用自我责难、接受、沉思、重新关注计划等策略,而在积极重新关注、积极重新评价、理性分析、灾难化、责难他人等策略的使用上与非孤儿无异。既往研究认为,接受、重新

Table 2. Regression analysis of health-compromising behaviors and emotion in orphans

表2. 孤儿的情绪对健康妥协行为的回归分析

Table 3. Regression analysis of health-compromising behaviors and cognitive emotion regulation in orphans

表3. 孤儿的认知情绪调节对健康妥协行为的回归分析

关注计划、积极重新关注、积极重新评价、理性分析等属于积极的调节策略,有利于减少情绪的消极影响,而自我责难、沉思、灾难化、责难他人等属于消极的调节策略,反而会进一步恶化情绪的消极影响 [11] 。根据本研究结果,孤儿的认知情绪调节策略不具有明显的积极和消极倾向性,其策略不同于非孤儿的原因有待进一步研究探讨。

4.3. 孤儿健康妥协行为与情绪、认知情绪调节的关系

本研究结果显示,孤儿的健康妥协行为与情绪存在密切的关系,与既往研究结果一致 [4] [5] [6] [12] 。具体而言,正性情绪和负性情绪对孤儿健康妥协行为起作用的方式不同,正性情绪对孤儿的健康妥协行为具有负向预测作用,表明孤儿的正性情绪越强,他们健康妥协行为的发生率就越低;而负性情绪对孤儿的健康妥协行为具有正向预测作用,表明孤儿的负性情绪越强,他们健康妥协行为的发生率就越高。既往研究也发现,在愤怒时更容易的产生冲动性进食行为,他们此时更愿意快速地、马虎地直接吃那些能够随手得到的随意类型的食物;而在高兴期间被试者则更加倾向于增加享乐性的进食,即食物有令人舒服的口味而吃,或因为吃的食物被认为是健康食物而吃 [13] 。因此,正性情绪是孤儿健康妥协行为的保护性因素,而负性情绪是孤儿健康妥协行为的危险性因素。

孤儿的健康妥协行为与情绪关系表明,对情绪进行必要的干预是减少孤儿健康妥协行为的有效途径。为此,本研究进一步探讨了孤儿健康妥协行为与认知情绪调节的关系。认知情绪调节是个体在处理来自内部或外部的生活事件时所做的认知努力,而不是自己的资源负担。当人们经历应激事件时,会使用不同的认知情绪调节策略,而不同的调节策略与不同情绪、行为的产生有关 [14] 。本研究结果提示,当孤儿采取自我责难、接受、积极重新关注、重新关注计划、积极重新评价等认知情绪调节策略时,其健康妥协行为的发生率就会降低,而采用沉思、理性分析、灾难化等认知情绪调节策略时,其健康妥协行为的发生率就会增高。因此,本研究结果提示,接受、积极重新关注、重新关注计划、积极重新评价等认知情绪调节策略是孤儿健康妥协行为的保护性因素,可以有效地减少健康妥协行为的发生,而沉思和灾难化是孤儿健康危险行为的危险性因素,可能会增加孤儿健康妥协行为发生的风险。

4.4. 建议

本研究结果证明,孤儿的正性情绪越高,负性情绪越低,他们的健康妥协行为的发生率越低。因此我们可以适当调节孤儿的情绪,培养正性情绪,来降低健康妥协行为的发生率。孤儿的接受、积极重新关注、重新关注计划、积极重新评价五个认知情绪策略越高,则健康妥协行为的发生率越低。因此我们可以增加对孤儿以上五个认知策略的培养,来降低健康妥协行为的发生率。据此,本研究提出以下建议以有效地预防和干预孤儿的健康妥协行为。

1) 社会福利机构应该组织全校师生开展健康营养教育,使学生建立健康饮食行为,促进健康成长。引导学生学会利用课余时间合理安排自己的活动,并积极开展课外体育健身活动,增强孤儿体质 [15] [16] 。学校可以适当减轻学生的学习任务,添置各种体育器材,增加学生身体锻炼的兴趣,确保学生有足够的体育锻炼时间和锻炼机会;学校通过健康教育和健康促进等方式,培养学生积极参加身体锻炼的意识,从而改变缺乏身体锻炼的现状 [17] 。

2) 社会福利机构和孤儿院应加强对孤儿的关心与照顾,培养和维持孤儿的积极情绪和情感,减少消极情绪和情感的发生。失去了父母这一非常主要的社会支持,孤儿在情绪情感上相对比较敏感、脆弱,老师和工作人员成为他们重要的社会支持源,所以老师和工作人员要有一种积极向上的精神,在工作的时候要认真负责,对人热情大方,努力成为孤儿的模仿的对象,给予孤儿尽可能多的关爱、温暖和支持,培养他们积极、乐观的情绪品质,从而减少孤儿健康妥协行为发生的几率。

3) 根据不同的认知情绪调节策略对孤儿健康妥协行为影响的不同,老师和心理健康教育工作者要注意培养孤儿采用接受、积极重新关注、重新关注计划、积极重新评价等积极的认知情绪调节策略,达到预防和干预孤儿健康妥协行为的目的。

5. 结论

1) 孤儿是健康妥协行为的易感群体。

2) 正性情绪有利于减少孤儿的健康妥协行为,负性情绪则会增加孤儿健康妥协行为发生的风险。

3) 接受、积极重新关注、重新关注计划、积极重新评价等认知情绪调节策略是孤儿健康妥协行为的保护性因素,而沉思和灾难化是孤儿健康妥协行为的危险性因素。

基金项目

湖南省教育科学“十二五”规划重点项目(XJK015AXL001);湖南省哲学社会科学基金项目(16YBA039);湖南省社会科学成果评审委员会项目(XSP17YBZC006);衡阳师范学院应用心理学专业“卓越教师培养计划”实验班项目。

NOTES

*通讯作者。

文章引用:
汪洋, 凌子, 郭小琴, 邹雨点, 仇召武, 刘衔华. 孤儿健康妥协行为与情绪、认知情绪调节的关系研究[J]. 社会科学前沿, 2018, 7(6): 756-762. https://doi.org/10.12677/ASS.2018.76116

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