1. 引言
大学生作为国家未来发展的重要力量，其身心健康状况直接关系到国家竞争力与民族复兴进程。随着社会经济的快速发展和生活方式的多元化，大学生群体面临的心理压力与行为健康问题日益突出，焦虑、抑郁等情绪困扰以及不健康生活方式的普遍存在，已成为影响其全面发展的重要因素。研究表明，自我分化水平较低的个体常表现出认知灵活性差、情绪调节困难、人际关系敏感及自尊水平低下等问题，进而对其学习、生活与社交功能产生广泛的负面影响[1]。因此，深入探讨自我分化对大学生健康行为的内在作用机制，具有重要的理论价值与现实意义。
自我分化(self-differentiation)源于Bowen的家庭系统理论，指个体在情感与理智之间保持平衡，并在亲密关系中维持自我独立性的能力[2]。高自我分化的个体能够更好地管理情绪、建立健康的人际界限，并在压力情境中保持心理适应能力，从而更少出现心理行为问题。现有研究多从社会支持、环境因素等外部变量探讨健康行为的影响机制，而对自我分化这一内在心理特质的作用路径尚缺乏系统阐释。
控制感(sense of control)作为个体的基本心理需求，是指人们对自身能否掌控事件发展过程的主观感知[3]。它在个体应对压力、调节行为中扮演着关键角色。研究表明，自我分化水平较低的个体更容易陷入情绪困扰与压力反应中[4] [5]，导致心理资源耗竭，进而削弱其自我控制能力[6]，增加行为失控风险[7]。根据Crosby的相对剥夺理论，控制感是连接心理体验与行为结果的重要中介[8]。由此可见，自我分化可能通过影响个体的控制感，间接作用于其健康行为的形成与维持。
尽管已有研究分别探讨了自我分化与健康行为、自我分化与控制感，以及控制感与健康行为之间的关系，但尚未有研究将这三者纳入一个整合模型中，系统考察控制感在自我分化与健康行为之间的中介机制。基于自我分化理论、控制感的行为调控机制及相关实证证据，本研究提出如下理论路径：自我分化水平较高的个体，因其具备更好的情绪管理与自主决策能力，在面对生活挑战时能够维持较高的控制感；而这种控制感进一步促使他们采取并坚持健康行为。换言之，控制感很可能是自我分化影响健康行为的关键心理中介。
因此，本研究旨在通过构建一个以控制感为中介的理论模型，系统检验自我分化对大学生健康行为的作用机制。研究结果不仅有助于深化对健康行为形成机制的理解，也将为高校开展心理健康教育与行为干预提供有针对性的理论依据与实践路径。
2. 对象与方法
2.1. 研究对象
本研究采用非概率抽样中的便利整群抽样方法。首先，基于研究者的社会资源，从全国19个省份非随机选取若干高校作为抽样单元。随后，在每所大学内部，通过线上渠道(如学生群)和线下途径进行便利抽样，邀请600名大学生参与问卷填写，共回收有效问卷541份，有效回收率为90.2%，所有被试者均知情同意。其中男生142人，占26.2%，女生399人，占73.8%。需要说明的是，受非概率抽样方法的限制，本研究在院校选择和学生招募环节均存在选择偏差，样本对全国大学生总体缺乏统计代表性。因此，研究结论在推广至更广泛群体时应保持审慎。
2.2. 研究工具
2.2.1. 《大学生自我分化量表》
在Skowron和Schmitt修订的《自我分化量表(修订版)》(DSI-R)基础上，吴煜辉和王桂平(2010)针对中国大学生群体编译了《大学生自我分化量表》。该量表保持了原版的4个核心维度，分别是与人融合、自我位置、情绪反应和情绪断绝。量表包含27道题，其中正向题5个，反向题22个。量表采用6点计分，得分越高，自我分化水平越高。该量表的α系数为0.896，分半系数为0.868，四个维度的α系数在0.684~0.851之间，具有较好的信效度。
2.2.2. 《大学生健康生活方式量表(修订版)》
来源于焦建鹏、王冬基于结构方程模型的大学生健康生活方式评价量表的修订。计分标准为：量表由33个条目组成，分成8个行为维度。每个条目采用1~5等级计分，“从不”计1分，“偶尔”计2分，“约半”计3分，“经常”计4分，“总是”计5分。各条目分数之和为健康生活方式得分，范围为33~165分，得分越高，表示生活方式越健康。
2.2.3. 《控制感量表(Sense of Control Scale, SCS)》
采用1998年由Lachman与Weaver编制并由李静在2012年翻译和修订的中文版控制感量表。该量表划分了掌控感和限制感这2个维度，共包含12个条目，其中掌控感维度包含4个条目(第1、3、5、7题)，测量被试对控制感的感受程度；限制感维度包含8个条目(第2、4、6、8、9、10、11、12题)，测量被试无法控制的感受水平。使用李克特7级评分方法，1代表完全不同意，7代表完全同意，个人控制感维度使用正向计分方法，限制感维度使用反向计分方法，量表总得分为各维度的得分之和，总得分越高，则说明控制感越高。本研究以均值作为后续数据处理。在本研究中，量表的克隆巴赫α系数达到0.746，具有良好的信度。
2.3. 统计学方法
采用集体施测方法，对不同大学的大学生进行问卷调查，使用Excel进行初步的数据整理和统计，导入SPSS 25.0进行描述性统计、可靠性检验、Pearson相关分析、回归分析等进一步的分析，用PROCESS 3.5进行中介效应检验。以P < 0.05为差异有统计学意义。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
采用Harman单因子方法检验本研究的共同方法偏差。将自我分化、健康方式和控制感3个变量的所有项目做探索因子分析。结果显示，第一因子所解释的变异量为24.314%，小于40%的临界标准，表明本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 描述性分析结果
自我分化在母亲学历、成绩、睡前视屏时间上有显著差异。母亲学历越高、成绩越好、睡前视屏时间越短的同学，自我分化水平越高。健康方式在父亲学历、母亲学历、家庭人均收入、成绩、睡前视屏时间上差异显著。其中，父母亲学历越高，健康方式得分越高。成绩越好，健康方式得分越高。睡前视屏时间越短，健康方式得分越高。人均收入水平在1000~1999者健康方式得分最高，随着收入水平降低或升高，健康方式得分降低。控制感在家庭所在地和成绩上有显著差异，家庭所在地在城市或城镇者控制感高于在农村者。成绩越好，控制感越强。见表1。
3.3. 相关分析结果
结果表明，自我分化水平与控制感呈显著正相关(r = 0.529, P < 0.01)。自我分化水平与大学生的健康行为呈显著正相关(r = 0.395, P < 0.01)。控制感与健康方式呈显著正相关(r = 0.429, P < 0.01)。见表2。
3.4. 中介效应检验结果
本研究采用PROCESS 3.5，在控制父母学历、月收入、家庭所在地、每周上课学时、学习成绩以及睡前视屏时间的条件下，以自我分化水平为自变量，控制感为中介变量，大学生健康行为为因变量，纳入模型4对控制感的中介效应进行检验。控制感、自我分化水平与健康方式三者变量间系数如图1所示。结果表明，自我分化水平显著正向影响大学生的健康行为方式。加入控制感这一中介变量后，自我分化水平对于健康方式的影响仍然显著。Bootstrap的检验表明，控制感在自我分化水平与健康方式之间的中介作用显著，中介效应值为0.1251，95%的置信区间为[0.0758, 0.1796]，中介效应占总效应(0.3551)的35.2%。见表3。
Figure 1. The mediating effect model of the sense of control
图1. 控制感的中介效应模型
Table 1. Difference comparison of self-differentiation, health behaviors, and sense of control across demographic variables (M ± SD)
表1. 自我分化、健康方式以及控制感在人口学变量上的差异比较(M ± SD)
|
自我分化 |
健康方式 |
控制感 |
(家庭所在地)城市或城镇 |
107.47 ± 19.129 |
119.18 ± 19.180 |
55.25 ± 10.080 |
农村 |
102.26 ± 18.665 |
115.35 ± 19.335 |
53.17 ± 8.745 |
t |
3.207 |
2.316 |
2.561* |
(父亲学历)小学及以下 |
99.55 ± 17.479 |
108.29 ± 18.250 |
52.94 ± 7.615 |
初中 |
106.37 ± 18.421 |
117.86 ± 18.877 |
54.58 ± 9.422 |
高中(或中专) |
105.01 ± 20.315 |
118.62 ± 19.375 |
53.89 ± 10.214 |
大专及以上 |
106.30 ± 19.282 |
122.46 ± 18.824 |
55.10 ± 10.024 |
F |
2.954 |
9.271* |
0.955 |
(母亲学历)小学及以下 |
100.616 ± 17.955 |
100.76 ± 18.984 |
52.390 ± 8.694 |
初中 |
106.744 ± 19.249 |
117.92 ± 18.026 |
54.518 ± 9.255 |
高中(或中专) |
104.630 ± 20.179 |
121.15 ± 19.584 |
54.709 ± 10.381 |
大专及以上 |
108.740 ± 17.408 |
121.71 ± 19.947 |
56.137 ± 9.576 |
F |
4.132* |
8.946* |
3.015 |
(家庭人均月收入) 1000元以下 |
100.304 ± 20.644 |
115.21 ± 23.865 |
53.500 ± 9.798 |
1000~1999元 |
99.784 ± 18.333 |
122.51 ± 17.413 |
54.730 ± 9.936 |
2000~2999元 |
106.235 ± 19.291 |
119.99 ± 17.430 |
53.635 ± 9.478 |
3000~4999元 |
104.455 ± 17.718 |
116.92 ± 22.556 |
54.761 ± 9.617 |
5000元及以上 |
108.942 ± 19.457 |
118.68 ± 18.297 |
54.495 ± 9.950 |
不知道 |
105.830 ± 18.513 |
112.64 ± 16.947 |
53.993 ± 8.755 |
F |
2.849 |
3.281* |
0.260 |
(学时) ≥40学时 |
107.175 ± 19.933 |
119.31 ± 20.129 |
55.209 ± 10.036 |
30~39学时 |
102.424 ± 18.347 |
114.45 ± 17.796 |
53.083 ± 9.386 |
20~29学时 |
104.570 ± 16.505 |
118.26 ± 18.146 |
53.728 ± 8.128 |
29学时以下 |
101.563 ± 21.456 |
113.25 ± 21.420 |
53.812 ± 9.762 |
F |
2.447 |
2.705 |
1.678 |
(成绩)好 |
111.793 ± 22.122 |
131.69 ± 17.641 |
58.655 ± 10.648 |
中等偏上 |
105.490 ± 16.833 |
121.66 ± 16.217 |
55.892 ± 8.753 |
中等 |
106.775 ± 19.173 |
117.17 ± 19.633 |
54.596 ± 9.284 |
中等偏下 |
100.733 ± 20.083 |
111.04 ± 19.413 |
51.244 ± 9.646 |
差 |
97.532 ± 18.822 |
105.93 ± 18.860 |
49.702 ± 8.917 |
F |
4.455* |
13.595* |
8.187* |
(睡前视屏时间)不足1小时 |
109.177 ± 19.019 |
121.12 ± 21.282 |
55.210 ± 10.209 |
1~2小时 |
104.380 ± 18.188 |
117.75 ± 17.792 |
54.479 ± 9.182 |
2小时及以上 |
101.872 ± 20.319 |
112.60 ± 19.807 |
52.692 ± 9.308 |
F |
4.977* |
6.544* |
2.522 |
注：*P < 0.01。
Table 2. Correlations among self-differentiation, health behaviors, and sense of control
表2. 自我分化、健康行为和控制感之间的相关关系
|
M ± SD |
3 |
2 |
1 |
1.自我分化 |
104.86 ± 19.060 |
0.529** |
0.395** |
1 |
2.健康行为 |
117.26 ± 19.335 |
0.429** |
1 |
|
3.控制感 |
54.21 ± 9.483 |
1 |
|
|
注：**P < 0.01。
Table 3. Mediating effect Bootstrap test and effect size
表3. 中介效应Bootstrap检验和效应量
路径 |
Effect |
Boot SE |
Boot LLCI |
Boot ULCI |
效应占比 |
总效应 |
0.3551 |
0.0390 |
0.2785 |
0.4318 |
100% |
直接效应 |
0.2301 |
0.0438 |
0.1440 |
0.3162 |
64.8% |
中介效应 |
0.1251 |
0.0269 |
0.0758 |
0.1796 |
35.2% |
4. 讨论
4.1. 自我分化水平与大学生健康行为的关系
本研究探讨了自我分化水平对大学生健康行为的影响，以及控制感在二者中的中介作用。结果表明，自我分化水平可以显著正向预测大学生的健康行为，研究假设得到验证并且与Bowen家庭系统理论的研究结果相一致。自我分化理论强调个体在心理和情感上的独立性和自主性，而健康行为的养成需要个体具备自我管理能力、自主决策能力和对自身健康的重视。本研究结果表明，自我分化水平较高的大学生更有可能展现出积极的健康行为，高自我分化水平的大学生对亲近感的接纳以及对他人的信任程度更高，同时焦虑程度越低，从而得到更高的生活满意度[9]。以往研究多从人生目标感[10]、儿童期虐待经历[11]-[14]、自我调适能力[12]、体育运动[13]等角度探讨大学生健康行为的影响因素，而本研究着重从自我分化水平这一内在因素来探讨对大学生健康行为的影响。自我分化水平的提高对于大学生健康行为的改善至关重要。本实验数据表明，母亲学历越高、成绩越好、睡前视屏时间越短的同学，自我分化水平越高，同时良好的家庭氛围[15]、父母的教养方式[16]、自我对情绪的接纳及自洽可以显著提高自我分化水平，因此，父母应当在孩子的童年时期给予其恰当的教养方式，提供足够的情感支撑，这有利于提高孩子在成年后对情绪和理智的平衡能力，从而提高自我分化水平。同时高校可以通过开展相关的课程和活动，帮助大学生提高自我管理能力、自主决策能力和健康意识。例如，可以开设自我管理技能训练课程、心理健康教育讲座等，引导大学生认识自我分化的重要性和影响因素，培养他们的自我分化能力。
4.2. 控制感的中介作用
控制感在自我分化水平与大学生健康行为之间起到了重要的中介作用。研究结果表明：自我分化水平正向预测大学生的控制感，而控制感也能正向预测健康行为方式。正如已有研究所述，控制感可以直接正向预测大学生的主观幸福感[17]，从而提高大学生的健康行为方式。与本次研究结果一致。情绪与理智平衡能力强的大学生在面对生活中的各种情境时，能够更好地运用自己的控制能力，这种控制感使他们相信自己有能力通过自己的努力来实现健康目标。控制感高的大学生负面情绪少，能更积极地处理自己的需求与追求自己确切的目标，更容易得到主观幸福感[17]。同时，控制感可以钝化外部压力，缓解焦虑和抑郁水平，还可以在一定程度上弥补由于亲子关系缺失造成的自我分化水平降低，最终有利于健康行为的优化[18]。例如，有些大学生当面对学业压力时，他们不会感到无助和焦虑，而是能够通过合理安排时间、调整学习方法等方式来应对压力，同时保持健康的生活方式。因此，通过提高控制感，如高校开展相关课程或心理咨询，鼓励大学生走出宿舍，多参与社会实践可以改善学生的健康方式。同时，加强社会支持系统也可以增强学生的主观幸福感[19]，如：家长为学生提供正确的引导，家庭关系的和睦，给予孩子更多的自主权等。增强控制感，更好地管理自己的健康行为，为自己的身心健康奠定坚实的基础。
4.3. 研究局限与未来研究方向
尽管本研究揭示了自我分化通过控制感影响大学生健康行为的中介机制，但必须审慎看待研究结论的推广范围，其核心限制源于样本的局限性。本研究采用便利整群抽样，样本主体集中于山东省的医学专业大学生，且女性比例(73.8%)显著偏高。这种样本结构可能导致结论存在系统性偏差。首先，医学专业学生因其学科背景，通常对健康知识有更高的认知度和认同感，其健康行为的基线水平及心理机制可能不同于文科或工科学生，这限制了研究模型在更广泛专业群体中的适用性。其次，样本在地域、专业和性别上的高度同质性，使得研究结论在推广至全国不同地区、不同专业构成及性别比例均衡的大学生群体时，其外推效度将面临挑战。例如，来自经济发达地区与欠发达地区的学生，其家庭资源、教养方式及面临的生存压力迥异，这些因素都可能调节自我分化、控制感与健康行为三者之间的关系强度甚至方向。
此外，样本结构的偏差也可能影响模型中变量关系的稳健性。虽然本研究在统计分析中控制了若干人口学变量，但某些亚组(如低家庭收入、农村户籍)的样本量相对不足，可能导致回归模型在这些特定群体中的估计不够稳定。换言之，本研究所验证的中介效应(占总效应的35.2%)在更广泛的、异质性更高的全国大学生总体中，其效应值可能被高估或低估。未来的研究应致力于采用涵盖不同地域、院校类型和专业的多阶段分层随机抽样方法，以获取更具代表性的大样本，从而检验本研究模型的普适性，并深入探讨不同亚群体中的作用路径差异。
基金项目
国家自然科学基金资助项目(72204129)。
NOTES
*通讯作者。