1. 引言
愤怒是个体日常生活中的常见情绪，既往研究显示高愤怒特质个体(Spielberger et al., 1985)，即在日常生活中更容易体验到愤怒情绪者，更容易出现焦虑、强迫、躯体化症状等症状(Eum, Jang, & Sohn, 2017; Li et al., 2017; Liu, Liu, & Zhao, 2017; 刘亮，刘翠莲，& 赵旭东，2017)。此外，既往研究也提示愤怒情绪的压抑可导致心身障碍及人际关系质量下降，问题解决效率降低等后果(Del Vecchio et al., 2017; Koh et al., 2008; Liu et al., 2017; 宋丹 & 付海玲，2014；吴希庆，胡仟，& 陈翠，2012)。
然而，并非所有易怒或是倾向于压抑愤怒情绪表达的个体都会出现心理健康问题。这提示在愤怒特质/表达方式与心理健康症状的关联中可能存在某些因素，影响两者关联与否及关联的强度，进而使某些高愤怒特质或者习惯压抑愤怒的个体免于出现心理健康困扰。即个体在某项因素评分较高(或较低)时，其愤怒与心理健康症状存在显著关联，但当该项因素评分改变时，两者关联的显著性消失，该因素的这一作用被称为调节效应(Moderation effect)，此因素被称为调节变量(Baron & Kenny, 1986; Liu et al., 2017; 刘亮，刘翠莲，& 赵旭东，2017)。根据Baron等人(1985)提出的调节效应模型，若要证明某变量在自变量影响因变量过程中是否发挥调节作用，其需要满足的基本条件为：自变量对因变量存在显著预测效应，且潜在调节变量不能同时与自变量和因变量存在显著关联。
既往研究提示，个体心理健康与其所处家庭的家庭动力亦存在一定联系。“家庭动力”概念的提出始于1950年左右，它将家庭定义为一个相互作用的系统，而家庭动力学则反映了家庭内部成员的心理过程，行为习惯，独特的人际沟通模式，以及家庭和外部环境间交互作用(杨建中，康传媛，赵旭东，等，2002)。相对于过往研究中较常用到的“家庭环境”概念，家庭动力对家庭系统特征的描述更聚焦于成员间动态的互动过程。赵旭东等根据德国海德堡小组的系统家庭动力理论和中国家庭的具体特征，编制了较适合我国文化背景的系统家庭动力学自评问卷，用于对中国家庭的家庭动力的评定。问卷包含家庭气氛、个体化、系统逻辑、疾病观念4个维度，描述了家庭成员日常相处的轻松程度，成员自主分化的程度，问题思考心理过程的多元化程度以及对疾病的归因等(杨建中，2000)。
既往家庭动力应用研究发现，精神分裂症、抑郁症、焦虑症、癔症、抽动障碍、儿童及青少年行为问题的患者，其系统家庭动力学特征与健康人群存在差异。患者家庭在不同程度上存在家庭气氛沉闷，个性化低，多用“非此即彼”逻辑思维看事物，认为患者为“完全的受害者”，而健康人的家庭气氛偏于轻松愉快，个性分化高，偏于使“既……又……”的逻辑思维，同时更倾向于认为患病的人应该自我负责、“完全的行为者”(李静，2004；杨建中，2000)。在中学生和大学生等非临床人群中，研究发现非黑即白的家庭系统逻辑，个性化程度低，家庭气氛沉闷，疾病观念外向归因与人际关系、择业、情绪适应能力受损及低自尊存在关联(李惠，赵旭东，& 陈增堂，2009；徐佳 & 赵旭东，2017)。
相较而言，既往研究并未在家庭动力和愤怒特质、愤怒表达方式之间建立明确的关联。虽然有研究提示青少年当下愤怒体验与其家庭亲密度、适应性和家庭暴力等家庭相关因素存在一定关联，但并未证实个体愤怒特质和管理方式与家庭动力之间的直接关联(Houltberg, Henry, & Morris, 2012; Larkin, Frazer, & Wheat, 2011; Sigurvinsdottir et al., 2017; 毕晨虹，姚玉红，& 陈增堂，2015)。这提示，检验家庭动力在愤怒影响心理健康过程中的调节效应的统计学前提基本满足。
同时，根据McGoldrick等人提出的家庭代际理论，大学生(17~21岁)处于其个体心理发展及家庭生命周期的关键转变阶段。他们一方面需要追求人格独立，另一方面亦保持与原生家庭的连接(Mcgoldrick, Gerson, & Petry, 2008)。因此，作为个体层面心理特征的愤怒特质与表达方式，和家庭因素可能在影响大学生心理健康的过程中同时发挥重要作用。但是，其在影响大学生心理健康路径中的相互作用机制不明。因此，本研究选取全日制在校就读大学生为研究对象，以McGoldrick等人提出的家庭代际理论和Baron等人的调节效应模型为参考，探讨男女生愤怒特质、表达方式与心理健康的关联，并探讨家庭动力学因素在愤怒特质及表达方式影响心理健康的过程中发挥的调节作用。
2. 方法
2.1. 被试
2018年5月，方便选取温州市3所综合性大学大一及大二全日制在校大学生。选样时不分专业，以班级为单位进行团体测试。测试开始前由主试老师(本校心理老师)统一说明指导语，所有参与学生均签署知情同意书。问卷为匿名填写，共投放问卷2000份，收回有效问卷1500份。男657人，女843人；生源地城市620人，农村575人，缺失305人；独生子女727，非独生子女470，缺失303人；家庭经济状况自评好102人，中为986人，差112人，缺失330人。年龄18~21岁，平均(19 ± 1.2)岁。
2.2. 测量工具
2.2.1. 自编社会人口学调查表
包括性别、年龄、民族、家庭经济状况、父母受教育程度，生源所在地，是否独生子女等。
2.2.2. 健康调查量表(Mos 36 Item Short Form Health Survey, SF-36)中文修订版
包含10个问题，共36个测量条目，可归为8个因子：生理功能、生理职能、躯体疼痛、总体健康、活力、社会功能、情感职能和心理健康(许军，胡敏燕，杨云滨，等，1999)。本研究选取心理健康(Mental Health, MH)因子。该因子共5个条目，采用1 (所有的时间)~6 (没有此感觉)点计分，测量最近1个月被试体验到的紧张、低沉、快乐等主观感受，得分越高表明心理健康状况越好。在普通社区和大学生人群中，心理健康因子的Cronbach α系数介于0.75~0.82之间，1至2周测信度在0.70~0.80之间(李鲁，王红妹，& 沈毅，2002；刘朝杰，李俊，& 任晓晖，2001；张远妮，吴志华，姜虹，等，2014)。
2.2.3. 状态-特质愤怒表达量表修订版(State-Trait Anger Expression Inventory-2, STAXI-2)
用于测量被试的易怒程度及愤怒管理方式。包含57个条目，分为状态愤怒(SAS)、特质愤怒(TAS)和愤怒表达(AX)，3个分量表，分别包含15、10、32个项目，每个项目均采用1 (从来没有)~4 (总是) 4级评定(刘惠军 & 高红梅，2012)。其中TAS测量被试的易怒程度，包含2个因子，愤怒气质和愤怒反应。愤怒气质反映个体在日常无刺激状态下的易怒程度，愤怒反应体现个体在面临应激和挑战时的易怒程度。在大学生中SAS、TAS的内部一致性Cronbachα均 > 0. 8，重测信度分别为0.18和0.83 (刘惠军 & 高红梅，2012；赵琳，李贞，刘芳，等，2015)。AX测试个体管理愤怒的方式，分为4个因子。依照研究目的，本研究选取其中的愤怒内部表达和愤怒外部表达2个因子反映被试压抑和公开表达愤怒的程度，其Cronbach α系数分别为0.79和0.86。
2.2.4. 系统家庭动力学自评问卷(Self-rating Scale of Systemic Family Dynamic, SSFD)
用于评定家庭人际关系动力学特征，包括家庭气氛(8个条目)、个性化(6个条目)、系统逻辑(5个条目)、疾病观念(4个条目) 4个维度。每个条目均采用1 (完全不符合)~5 (完全不符合) 5级评定。家庭气氛得分越高，表明家庭的气氛越轻松愉快；个性化得分越高，则家庭成员的感情分化程度越高，父母对孩子控制越少；系统逻辑得分越高，则家庭成员更倾向于用“既……又……”的多元化思维模式来看待家庭规则和制度；疾病观念得分越高，则家庭成员越倾向于认为个人的心身状态和自身的努力和心理因素有关，可以靠自己调节起到一定作用。该问卷既往在大学生、中小学生、临床患者等人群中一定应用，4个维度α系数为0.67~0.89，重测信度0.74~0.93，总分重测相关为0.88，问卷具有一定的内在一致性和稳定性(徐佳 & 赵旭东，2017；杨建中，康传媛，赵旭东，等，2002)。
2.2.5. 焦虑与抑郁情绪测量
既往研究提示个体当下的焦虑与抑郁情绪不但与其心理健康状态相关，而且可能会使被试的心理评测结果出现偏移。因此，本研究同时使用PHQ-9抑郁量表(Patient Health Questionnaire-9, PHQ-9)和GAD-7焦虑量表(Generalized Anxiety Disorder-7, GAD-7)测量被试既往2周的焦虑和抑郁情绪，分析时将其作为混杂因素加以控制。PHQ-9包括9个抑郁自评的条目，0~3分4级计分，得分越高说明抑郁水平越高，其在青少年中应用中的信效度已经得到了证实(Zhang, Liang, & Chen, 2013; 胡星辰，张迎黎，梁炜，等，2014)。GAD-7包括7个焦虑自评的条目，0~3分4级计分，得分越高说明焦虑水平越高。GAD-7在高校大学新生心理健康状况调查中的信效度也得到了证实(鲁威，2013)。
2.2.6. 统计分析
应用SPSS 21.0统计软件进行统计分析。首先采用方差分析及非参数检验比较男女生各因子评分差异；然后运用Pearson相关分析探讨各因子之间的相关；而后采用多元线性回归(进入法)探讨当特质愤怒与愤怒表达4个因子相互之间的影响被控制后，哪些因子对心理健康的预测效应仍然显著；最后，采用多元线性回归(进入法)分别探讨男女生家庭动力学因子在愤怒气质和愤怒反应与心理健康关联中的调节作用，即以心理健康为因变量，以愤怒气质或愤怒反应为自变量，分别以家庭动力学4维度为调节变量，将自变量、调节变量及自变量 × 调节变量同时带入多元线性回归方程，并同时控制家庭经济状况、焦虑、抑郁等混杂因素。若自变量 × 调节变量的回归系数具有统计学意义，则提示该变量发挥调节作用(Baron & Kenny, 1986)。
3. 结果
3.1. 男女生主要变量得分比较
男女生心理健康、疾病观念得分差异无显著性。女生愤怒气质、愤怒反应、愤怒内部表达、家庭氛围、个性化、系统逻辑得分高于男生，而愤怒外部表达得分低于男生(见表1)。
Table 1. Comparison of male and female students’ scores on mental health, anger and family dynamic ( x ¯ ± s )
表1. 男女生心理健康、愤怒、家庭动力学因子得分比较(
)
注：a组间方差不齐，故采用非参数Mann-Whitney检验。bZ值。
3.2. 调节效应模型中各变量间的相关分析
男女生心理健康与愤怒气质、愤怒反应、愤怒内部表达呈负相关，与愤怒外部表达呈正相关。家庭动力学各因子得分与心理健康呈正相关(见表2)。愤怒气质及愤怒反应与家庭动力学各因子的相关系数介于−0.18~−0.13，P值均 < 0.001。
Table 2. Correlations between mental health and anger trait, anger response and family dynamic
表2. 男女生心理健康与愤怒气质、愤怒反应、家庭动力的相关性(r)
3.3. 特质愤怒与愤怒表达对心理健康的预测效应
多元线性回归(进入法)结果显示，当特质愤怒和愤怒表达4个因子同时带入方程后，仅愤怒气质和愤怒反应对心理健康的预测效应仍然保持显著(男：β = −0.22~−0.20，P均 < 0.001；女：β = −0.34~−0.14，P均 < 0.001)。
3.4. 家庭动力学在愤怒气质、愤怒反应与心理健康关联中的调节作用
前期相关分析结果提示，检验家庭动力学因子在愤怒气质和愤怒反应影响心理健康路径中的调节作用的条件得到满足。后续多元线性回归(进入法)结果显示，在男生中，愤怒气质 × 家庭氛围、愤怒气质 × 系统逻辑、愤怒气质 × 疾病观念的回归系数在统计学上有显著性，提示这3个因子在男生愤怒气质对心理健康的影响中发挥调节作用(见表3)，而愤怒气质×个性化的回归系数在统计学上无显著性(β = 0.22, t = 1.16, P > 0.05)。在女生愤怒气质与心理健康的关联中，未检测出家庭动力学因子的调节作用(表3)；在男女生愤怒反应对心理健康的影响中，未检测出家庭动力学因素的调节效应(P均 > 0.05)。
Table 3. Moderation effect of family dynamic in the links between anger trait and mental health
表3. 家庭动力学因子在愤怒气质与心理健康关联中的调节作用
注：家庭经济状况(1 = 好，2 = 中，3 = 差)，是否独生子女(0 = 独生，1 = 非独生)，生源地子(0 = 农村，1 = 城镇)，其中家庭经济状况设置了哑变量。***P < 0.001，**P < 0.01，*P < 0.05。
3.5. 家庭动力调节作用的简单斜率分析
为进一步明确家庭氛围、系统逻辑和疾病观念在男生的愤怒气质影响心理健康中的调节作用的方向，将男生样本按照上述3个维度评分分为高、中、低3组(高分组：得分 > 均数加上一个标准差；低分组：得分 < 均数减去一个标准；中间得分组：得分介于两者之间) (Liu et al., 2017; 刘亮，刘翠莲，& 赵旭东，2017)。以愤怒气质为自变量，心理健康为因变量，在控制年龄、家庭经济状况、是否独生子女、生源地、抑郁和焦虑的同时，为家庭氛围高分组(n = 143)和低分组(n = 135)，系统逻辑高分组(n = 139)和低分组(n = 140)，疾病观念高分组(n = 136)和低分组(n = 132)分别进行简单斜率分析。结果显示：在家庭氛围高分组中，愤怒气质影响心理健康的回归系数无统计学意义(β = −0.08, t = −0.92, P = 0.36)，而在家庭氛围低分组中具有统计学意义(β = −0.40, t = −5.02, P < 0.001)；在系统逻辑高分组中，愤怒气质影响心理健康的回归系数无统计学意义(β = −0.16, t = −1.68, P = 0.10)，而在系统逻辑分组中具有统计学意义(β = −0.50, t= −5.53, P < 0.001)；在疾病观念高分组中，愤怒气质影响心理健康的回归系数无统计学意义(β = −0.17, t = −1.55, P = 0.12)，而在疾病观念低分组中具有统计学意义(β = −0.38, t = −4.96, P < 0.001)。
4. 讨论
4.1. 男女生心理健康、愤怒特质与愤怒表达的异同
在本研究中，男女生心理健康水平无显著性差异，这与姚玉红等人的研究中男生心理健康优于女生的结果不一致(姚玉红，刘亮，& 赵旭东，2011)。该差异可能与选样地区不同有关，姚玉红等人的研究样本来自上海，在一线城市中男性可能被赋予更高的社会期待和成就感，而心理健康主要涉及被试激励、行为等方面的感受(许军，胡敏燕，杨云滨，等，1999)，故而其研究中男性心理健康评分高于女性。
本研究中女生愤怒气质及愤怒反应得分高于男生，这与既往研究结果一致，提示大学女生可能较男生更容易产生愤怒情绪(Liu et al., 2017; 刘亮，刘翠莲，& 赵旭东，2017)，但导致该性别差异的社会、文化心理学及生物学因素尚不明确。相较而言，男生的愤怒外部表达得分高于女生，内部表达评分低于女生，提示男生采用更多公开的方式，而女性则采用压抑的方式处理愤怒情绪。这可能与社会文化相关：女性的社会性别角色认同及行为模式也许更偏向于情感的内敛、温柔和耐心，而男性可能更倾向于拥有更多话语和情绪表达权(姚玉红，刘亮，& 赵旭东，2011；赵鑫，周德龙，戴莉，等，2017)。
4.2. 愤怒特质、愤怒表达方式、家庭系统动力与心理健康的相互关联
分析结果提示，原生家庭氛围越轻松，成员个体分化程度越高，越倾向于用“既……，又……”的方式看待问题，越强调成员主观上可以有所作为，个体的心理健康状态越好。这与既往针对精神障碍患者以及普通人群心理健康的家庭动力学特征研究结果相符，提示灵活、轻松和多元宽容的家庭氛围和视角是个体心理健康的保护性因素(李惠，赵旭东，& 陈增堂，2009；李静，2004；徐佳 & 赵旭东，2017)。相较而言，当控制了彼此的影响后，仅愤怒气质和愤怒反应对心理健康的关联仍然显著，提示相较于愤怒表达方式，愤怒气质这一相对稳定的人格特质可能是影响心理健康更加关键的因素，这与过往研究相符(Liu et al., 2017; 刘亮，刘翠莲，& 赵旭东，2017；吴希庆，胡仟，& 陈翠，2012)。此外，虽然家庭动力学因子与愤怒气质、愤怒反应的相关系数有显著性，但其相关系数较低，提示家庭动力可能只是影响个体愤怒体验和表达的间接因素，既往研究亦未明确证实个体愤怒特质和管理方式与其家庭环境之间的关联(Houltberg et al., 2012; Larkin et al., 2011; Sigurvinsdottir et al., 2017)。
4.3. 不同性别大学生家庭动力学在愤怒气质影响心理健康中的调节作用
本研究的主要结果为：在男生中，当控制焦虑、抑郁等混杂因素的同时，家庭氛围、系统逻辑和疾病观念在愤怒气质影响心理健康的过程中发挥调节作用。即对男生而言，轻松愉快的氛围、家人多元化的解读问题方式和鼓励个体发挥主观能动性的家庭氛围，在一定程度上可以降低个体易怒气质对其心理健康的不利影响。而在女生中则未发现该调节作用。
如何理解家庭动力学因子的调节作用在两性间的差别呢？对男性而言，社会性别角色认同更偏向于鼓励其公开表达情感和想法(姚玉红，刘亮，& 赵旭东，2011；赵鑫，周德龙，戴莉，等，2017)，故当易怒男性产生愤怒情绪时，如其家庭中家人更鼓励采用多元的视角看待问题(系统逻辑得分较高)，相信个体自身主观上能够有所作为(疾病观念得分较高)，并且家庭内相处气氛愈轻松(家庭氛围得分较高)，可能不仅使个体能够自发采用更加灵活和多元化的视角重新看待日常压力以及自身情绪，进而减少愤怒体验，而且可以助其采取更有弹性的应对方式处理生活应激和表达愤怒，加之轻松的家庭氛围可能使得压力和情绪能够被接纳和疏解，个体得到更多的支持，进而降低了愤怒气质对其心理健康的影响效力。既往针对精神障碍患者的系统家庭治疗效果研究发现经家庭治疗后，伴随着症状缓解，患者家庭氛围更加轻松，看待问题视角更加多元化，更加认同个体的主观能动性(赵旭东，许秀峰，杨昆，等，2000)，这与本研究中的上述理解部分相符。而个性化维度在既往研究中更多被发现与个体焦虑，而非愤怒情绪的产生和维持相关(Xue et al., 2018)，这可部分解释为何本研究中未发现其在愤怒与心理健康关联中的调节作用。这一结果提示，在针对有消沉、压抑、行为和情绪失控等心理困扰的易怒男性来访者时，培养其家庭中轻松的氛围，多元的视角，并培养成员坚信自己能够有所作为的信念，一定程度上可以缓解其负性的情绪体验。
相较而言，社会文化赋予女性的角色认同更强调情绪的克制、内敛、温柔、耐心，而女性对情绪体验的敏感性相对较高(Liu et al., 2017; 姚玉红，刘亮，& 赵旭东，2011；赵鑫，周德龙，戴莉，等，2017)，加之本研究中女生比男生更加易怒，且更偏向采取压抑的方式处理自身愤怒情绪。这可能使得本研究中的女大学生在更多且更加深刻地体验到愤怒情绪的同时，却不得不采用压抑的方式处理愤怒，因此更加容易产生消沉、主观体验差等感受，也使得家庭轻松的人际交往氛围、多元观念体系及对个体价值的认同这些家庭因素的保护作用相对不明显。这一发现提示，在面对消沉和压抑且易怒的女性来访者时，在处理其主观负性体验的同时，尝试调整或改变其易怒气质可能也会增进疗效。
4.4. 本研究的局限性
本研究存在以下局限。首先，样本仅为温州3所综合大学的大学生，研究结果在拓展到其他年龄人群是需谨慎。其次，本研究未纳入可能对心理健康产生影响的其它因素，比如自尊等。再次，本研究为横断面研究，无法完全揭示愤怒气质、表达方式、心理健康与家庭动力学因素彼此之间的因果联系，未来研究可以考虑采用纵向设计的研究进一步加以探讨。最后，本研究采用的测量工具均为自评量表，存在一定主观性。
5. 结论
本研究的主要结论为：大学生越易怒，心理健康状况越差。对于男性大学生，轻松愉快的家庭人际氛围、家人多元化的问题解读方式，及家人鼓励彼此发挥主观能动性的态度，一定程度上可以保护易怒男生免于出现心理健康问题。研究结果对有心理困扰的易怒男性的心理治疗方案的制订，有一定的参考价值。
基金项目
上海市卫生和计划生育委员会面上项目: 青少年抑郁障碍家庭治疗中的治疗性起效因素研究。编号：201740020；
上海市浦东新区卫生系统特色专病建设资助：青少年抑郁障碍特色专病。编号：PWZ2b 2017-03。
NOTES
*通讯作者。