ABSTRACT

Objective: To explore the relation of self-regulation to mental health and subjective chronotype in college students. Methods: 314 college students were chosen as subjects from one college in Guangdong province. And we got 298 effective copies. Morningness/Eveningness Questionnaire (MEQ) was chosen to test the chronotype. General Health Questionnaire 12 Items (GHQ-12) was chosen to test the degree of mental health. Self-Control Scale (SCS) and Procrastination Scale (PS) were together used to measure Self-regulation. Results: The average score of MEQ in college students was (49.41 ± 8.07). The average score of GHQ-12 was (25.73 ± 5.00). The average score of SCS was (55.97 ± 8.74) and the average score of PS was (42.12 ± 6.49). The score of each scale significantly correlates with each other (r = −0.6 - 0.78, p < 0.01) and in variables of demology, only grades have a significantly negative correlation with the average score of MEQ (p < 0.01). Regression analysis revealed that the PS score, SCS score and grade can significantly predict the MEQ score (R² = 0.24). Grades and the sub- scale of MEQ: healthy habits and controling entertainment can significantly predict the MEQ score (R² = 0.34). To test the mediating effect, we found that self-regulation coefficient played a completely mediating role in the relation between mental health and chronotype. Conclusion: Grades and self-regu- lation can predict chronotype and mental health can affect chronotype through self-regulation ability.

Keywords:Mental Health, Self-Regulation, Chronotype, Mediating Effect

大学生心理健康、自我调节对时型的影响

甄鋒泉，吴坤，张耀心，夏侯雨欢，邱琦，罗俊熙

华南师范大学心理学院，心理应用研究中心，广东 广州

收稿日期：2016年6月6日；录用日期：2016年6月25日；发布日期：2016年6月28日

摘 要

目的：探讨大学生时型和心理健康、自我调节之间的关系。方法：选取某大学314名在校学生为被试，共收回298份有效问卷。采用清晨型/夜晚型问卷(MEQ)调查被试的时型，一般健康问卷(GHQ-12)测量被试的心理健康水平，自我控制量表中文版(SCS)和拖延量表(PS)测量被试的自我调节能力。结果：MEQ问卷平均得分(49.41 ± 8.07)，GHQ-12问卷平均得分(25.73 ± 5.00)，SCS量表平均得分(55.97 ± 8.74)，PS量表平均得分(42.12 ± 6.49)。各个量表分数之间均有显著相关(r = −0.6~0.78, p < 0.01)，年级与MEQ总分呈显著负相关(p < 0.01)。回归分析显示，PS总分、SCS总分和年级对MEQ总分的预测作用显著(R² = 0.24)，SCS的分量表健康习惯和节制娱乐、以及年级能显著预测MEQ总分(R² = 0.34)。中介效应检验显示，自我调节系数在心理健康与时型之间起完全中介作用。结论：年级和自我调节能力可以预测时型，心理健康可以通过自我调节能力影响时型。

关键词 :心理健康，自我调节，时型，中介效应

1. 引言

现代人有一种新的“疾病”——睡眠拖延症，也就是时常地熬夜晚睡。Czeisler的研究发现，由于入睡时间的推迟，我们在工作日的睡眠时间比50年前缩短了1.5个小时 (Czeisler, 2013) 。这一状况对青年人，尤其是大学生来说尤为明显，熬夜已然成为一种“新常态”。

受生物钟制约，我们每个人的生理节律相对一致又不尽相同，有些人偏爱早睡早起，在早晨进行身体与智力活动最有效率，这些人被形象地称作“百灵鸟”，即清晨型(morningness)；有些人则偏爱晚睡晚起，在下午或晚上的感受和表现更好，这些人被形象地称作“猫头鹰”，即夜晚型(eveningness)；而我们大多数人则处于这两种情况之间，叫做中间型(neutral) (宋晶晶，郑涌，2014) 。这种人们在昼夜节律上表现出的个体差异现象被称作时型(chronotypes)。对时型的测量，目前基本采用自评式问卷。其中，最常用的是Horne和Ostberg编制的清晨型/夜晚型问卷(Morningness/Eveningness Questionnaire, MEQ) (Horne & Ostberg, 1976) 。

自我调节被定义为对心灵的功能、状态和内在心理过程的控制，包括人们避免诱惑或达到目标的行为方式 (Digdon & Howell, 2008) 。国外已有研究表明，与其他时型相比，夜晚型的人更可能出现睡眠不规律的情况，社交节奏也更容易紊乱，如吃饭不定时等 (Carney et al., 2006) 。同时，夜晚型的人更容易使用咖啡因、酒精、尼古丁、槟榔等物质，并且也更容易增大这些物质的摄入量 (Gau et al., 2007) 。可以合理猜测，夜晚型的人可能存在普遍的自我调节困难。本研究将考察自我调节对时型是否有显著的预测作用。对自我调节的测量 (Digdon & Howell, 2008) 一般采用Tuckman编制的拖延量表(Procrastination Scale, PS) (Tuckman, 1991) ，以及Tangney，Baumeister和Boone编制的自我控制量表(Self-Control Scale) (Tangney, Baumeister, & Boone, 2004) ，谭树华和郭永玉修订了自我控制量表的中文版 (谭树华，郭永玉，2008) 。

一般认为，晚睡对身体健康不好，那么时型与心理健康又有什么关系呢？心理健康涉及医学、心理和社会等不同领域，是一个非常复杂的综合性概念。1946年的第三届国际心理卫生大会为心理健康下过一个定义：“心理健康是指在身体、智力及情感方面上，在与他人的心理健康不相矛盾的范围内，将个人心境发展成为最佳的状态” (康钊，2006) 。近年来，越来越多的研究指出夜晚型是心理健康的一个危险因素 (宋晶晶，郑涌，2014) 。抑郁症患者与健康被试的对比研究发现，前者属于夜晚型的人数著高于后者 (Drennan et al., 1991) 。注意缺陷多动障碍的研究中，Susman等人用儿童行为量表的测量结果显示，夜晚型的男童有更多的注意行为问题 (Susman et al., 2007) 。目前，对心理健康的测量通常采用一般健康问卷(General Health Questionnaire 12 Items, GHQ-12)来调查。此外，心理健康与自我调节也存在相关关系。Bakker和Ormel的研究表明，面对家庭的困境，自我调节能力强的青少年，他们的心理健康情况更加良好 (Bakker et al., 2011) 。沈莉、向燕辉和沃建中以高中生为被试，发现自我控制和心理健康均能显著预测主观幸福感 (沈莉，向燕辉，沃建中，2010) 。朱千和潘贵书对医学院大学生的调查研究表明，自我控制力与心理健康存在显著的正相关 (朱千，潘贵书，2014) 。由于国内外这方面的研究不多，尚不明确二者直接的因果关系。

前人研究显示，心理健康、自我调节与时型之间均存在两两相关关系。本研究基于自我调节与时型之间的预测作用，进一步考察自我调节在心理健康与时型之间是否存在中介效应。

综上，本研究以大学生为被试，用清晨型/夜晚型问卷(MEQ)调查被试的时型，用自我控制量表(SCS)和拖延量表(PS)调查被试的自我调节能力，用一般健康问卷(GHQ-12)调查被试的心理健康。研究假设一：自我调节与时型存在相关关系，并且自我调节对时型有显著的预测作用；研究假设二：自我调节在心理健康与时型间存在中介效应。

2. 对象、方法与工具

2.1. 方法与对象

采用网络问卷的方式进行调查研究，通过问卷星编辑并发放问卷(问卷见附录)。共发放314份问卷，其中有效问卷298份，问卷的有效率为94.9%。在298份有效问卷中，男性被试89人，女性被试209人；大一的被试65名，大二103名，大三85名，大四及以上45名。被试的平均年龄为21.11岁(SD = 6.87)。被试均了解调研目的并自愿无偿参与。收集到的问卷数据采用SPSS 21.0进行数据分析。

2.2. 工具

2.2.1. 清晨型/夜晚型问卷

清晨型/夜晚型问卷(Morningness/Eveningness Questionnaire, MEQ) [3]，用来衡量被试的昼夜偏好，量表的中文版由张斌、郝彦利和荣润国修订 (张斌，郝彦利，荣润国，2006) 。MEQ共19个的问题，包括人们平时喜欢的睡觉时间，起床时间，从事各种活动的最佳时间等。问卷可能的分数范围是16~86分，分数越高表明更偏向清晨型。根据被试的量表总分，可以将被试划分成绝对清晨型(70~86分)、中度清晨型(63~69分)、中间型(50~62分)、中度夜晚型(43~49分)和绝对夜晚型(16~42分) (张斌，郝彦利，荣润国，2006) 。MEQ有很好的内部一致性，英文原版的内部一致性系数为0.82 (Smith, Reilly, & Midkiff, 1989) ，中文版的内部一致性系数为0.72。

2.2.2. 拖延量表

拖延量表(Procrastination Scale, PS) (Tuckman, 1991) ，用于测量被试推迟完成任务或难于进行时间管理的倾向。在本研究中，6名心理学专业的本科生对该量表进行了翻译，并且进行了小范围试测，对不恰当的项目进一步修正。PS包括16个陈述句，采用4点计分，从1 (完全不符合)到4 (非常符合)。量表可能的分数范围是16~64分，被试的分数越高表明拖延越严重。Tuckman证明该量表具有良好的内部一致性，内部一致性系数为0.90 (Tuckman, 1991) 。在本研究中PS的内部一致性系数为0.87；使用Amos进行验证性因子分析，结果显示，χ²/df = 3.21，RMSEA = 0.09，GFI = 0.87，IFI = 0.85，TLI = 0.82，CFI = 0.85。问卷的信效度都达到了可接受的统计学标准，说明中文翻译结果良好。

2.2.3. 一般健康问卷

一般健康问卷(General Health Questionnaire 12 Items, GHQ-12) (李永鑫，申继亮，张娜，2008) ，广泛用于心理健康的测评，由于其兼具有效性和简便性的特点，已被翻译成10余种语言应用于不同的国家。该量表共12个项目，其中6个正向题，6个反向题，采用4级计分，从1 (从不)到4 (经常)，可能的得分范围是12到48分之间，被试的分数越高，表示心理健康水平越低。研究表明该量表在我国应用时也有很好的信度，内部一致性系数为0.74 (杨廷忠，黄丽，吴贞一，2003) 。

2.2.4. 自我控制量表

自我控制量表(Self-Control Scale, SCS) [8]，采用由谭树华和郭永玉修订的中文版。SCS中文版共有19个项目，包含冲动控制、健康习惯、抵御诱惑、专注工作和节制娱乐5个维度，均采用5点评分，从1 (完全不符合)到5 (非常符合)，可能的分数范围是19~95分。该量表信度良好，英文原版的内部一致性系数和重测信度均为0.89 (Tangney, Baumeister, & Boone, 2004) ，中文版的内部一致性系数为0.86，重测信度为0.85 (谭树华，郭永玉，2008) 。

3. 结果

3.1. 描述统计

对各量表的数据进行描述统计，其均值、标准差、分数范围以及内部一致性如下表1所示。各量表的内部一致性良好，部分维度内部一致性系数较小，可能是由于题目较少导致的。各个量表均有足够的变异，不存在天花板效应或地板效应。按照张斌等人的研究[16]，49分及以下即被划分为夜晚型，而本研究中MEQ总分的均值已低至49.41分，MEQ分数总体来说非常偏向夜晚型。一般来说夜晚型多见于青年人，清晨型多见于儿童和老人 (Koskenvuo et al., 2007) ，这与前人的研究是一致的。

3.2. 年级和自我调节对时型的回归预测

表2给出了各量表分数与人口学变量的相关矩阵。各量表分数之前均存在显著的相关，其中MEQ总分分别与PS总分(r = −0.39, p < 0.01)和GHQ-12总分(r = −0.22, p < 0.01)呈显著的负相关，与SCS总分(r = 0.44, p < 0.01)及其各分量表分数(r = 0.18~0.53, p < 0.01)呈显著的正相关；GHQ-12总分分别与MEQ总分(r = −0.22, p < 0.01)、SCS总分(r = −0.50, p < 0.01)及其各分量表分数(r = −0.39~−0.26, p < 0.01)呈显著的负相关，与PS总分(r = 0.40, p < 0.01)呈显著的正相关。而人口学变量中仅年级与MEQ总分呈显著的负相关(r = −0.17, p < 0.01)。年龄与MEQ总分的相关不显著，可能是因为样本均为在校大学生，年龄过于集中。

如上文所述，MEQ总分分别与PS总分、SCS总分和年级的相关均显著，为了进一步探究这些变量之间的关系，我们以MEQ总分为因变量，PS总分、SCS总分和年级为自变量进行多元回归分析，结果如表3所示。R² = 0.24，调整后的R² = 0.23，其中PS总分、SCS总分以及年级对MEQ总分的预测作用均达到显著。

因为SCS总分的预测作用显著，为了进一步探究SCS中具体哪些因子对MEQ总分有影响，进一步

表1. MEQ，PS，GHQ-12和SCS量表的描述统计

表2. 各量表与人口学变量的相关矩阵

注：^**表示p < 0.01

表3. MEQ总分对PS总分、SCS总分和年级的回归分析

注：^**表示p < 0.01；R² = 0.24，调整后的R² = 0.23

使用SCS各分量表分数替代SCS总分作为自变量再次进行多元回归分析，结果表4所示。R² = 0.34，调整后的R² = 0.32，解释力较之前有所提升。其中仅年级与SCS的分量表健康习惯和节制娱乐对MEQ总分的预测作用显著，PS总分与分量表冲动控制、抵御诱惑和专注工作的预测作用不显著。

3.3. 心理健康、自我调节对时型的中介效应检验

由上文表2可知，本研究所考察的3个变量间的相关均达到显著水平，可以进一步进行中介效应的检验。依据温忠麟和叶宝娟总结的中介效应分析方法 (温忠麟，叶宝娟，2014) ，接下来运用偏差矫正的百分位Bootstrap法进行中介效应的检验。

本研究分别使用了SCS量表和PS量表来测量被试的自我调节能力，由表2可知，SCS量表总分与PS量表总分呈显著的负相关，即自我控制水平越高的被试，越不容易出现拖延的情况，为了将两个量表整合成一个中介变量，本研究使用SCS量表总分除以PS量表总分，构造一个自我调节系数。该系数的均值为1.39，SD为0.43。

首先，考察自我调节系数与MEQ总分和GHQ-12总分之间的相关关系(见表5)。各相关均达到显著，可以进行进一步的分析。

进一步采用偏差矫正的百分位Bootstrap法进行中介效应检验，中介模型如图1所示。Bootstrap抽样5000次后，结果显示，自我调节系数在GHQ-12总分和MEQ总分之间的中介效应的95%置信区间为[−0.48，−0.23]，不包含0，所以中介效应显著，中介效应量为−0.35。控制了中介变量自我调节系数后，GHQ-12总分对MEQ总分的预测作用不显著(t = 0.02，P > 0.05，95%置信区间为[−0.19，0.19]，包含0)。所以，自我调节系数在GHQ-12总分和MEQ总分之间存在一个显著的完全中介效应。

表4. MEQ总分对PS总分、SCS各分量表分数和年级的回归分析

注：^**表示p < 0.01；R² = 0.34，调整后的R² = 0.32

表5. MEQ总分、GHQ-12总分和自我调节系数的相关矩阵

注：^**表示p < 0.01

图1. 自我调节在心理健康与时型间的中介效应示意图

4. 讨论

4.1. 年级和自我调节对时型具有显著的预测作用

Digdon和Howel提出采用拖延量表(PS)，以及自我控制量表(SCS)来测量自我调节[4]，他们的研究结果显示显示，只有SCS量表能够显著预测MEQ的问卷总分。而本研究发现，拖延情况和自我控制能力均能显著预测时型，即拖延情况越严重，自我控制能力越低，时型越倾向于夜晚型。这可能是由于本研究的被试均为大学生，他们没有固定的工作时间，所以拖延行为会直接导致熬夜晚睡的情况。而自我控制能力低的大学生，不能合理安排时间，并且难以抵御诱惑，容易牺牲健康、放纵娱乐，因而也会使睡眠时间后延。由于拖延量表和自我控制量表均能测量自我调节能力，由上述结果可知，自我调节能力可以显著预测时型，即自我调节能力越差，时型越倾向于夜晚型，自我调节能力越好，时型越倾向于清晨型，这一结果与我们的经验相符。此外，年级对时型的预测作用同样显著，可能是因为越到高年级，毕业找工作的压力越大，需要处理的事越多，因此睡觉时间普遍向后延迟，但具体的影响因素可以作为后续研究进一步设计变量来探究。

此外，进一步研究发现，自我控制量表中的健康习惯和节制娱乐对时型的预测作用显著，这可以理解为拥有健康生活习惯以及合理控制娱乐活动的习惯的大学生更倾向于早睡早起。Carney，Edinge，Meyer，Lindman和Istre的研究发现，不规律的睡眠或社交行为在夜晚型的人身上更加明显，即夜晚型更可能有不健康的生活习惯 (Carney et al., 2006) ；而我国也有相关调查研究，发现大学生的熬夜原因主要是娱乐活动，如玩各种电子产品、K歌等 (李佳欣，2014) (黄小靖等，2015) 。这与本研究的结论基本符合。目前，尤其是国内，对影响时型的心理因素研究比较少，且主要停留在对问卷数据的描述上；而晚睡熬夜确实是大学生中普遍存在的现象，这一因素对时型的心理学研究应该进一步加深。

4.2. 自我调节在心理健康对时型的影响中起完全中介作用

如引言所述，综合前人的研究，心理健康、自我调节与时型之间均存在相关关系。本研究进一步发现，自我调节在心理健康与时型之间存在完全中介效应，即心理健康通过影响自我调节进一步影响时型。这一结果表明，如果个体处于较低心理健康水平且自我调节能力较差，那么他的时型类型偏向于夜晚型的可能性会相对增高，这一结论与前人研究一致。宋晶晶和郑涌在总结前人的研究时发现，可能夜晚型的人更容易患有各种精神疾病[2]。也就是说，心理健康可能会影响时型，本研究也得到了类似的结果。通过进一步的中介效应检验发现，一种可能的作用路径是通过自我调节进一步影响时型。朱千和潘贵书的调查显示，心理健康水平与自我调节能力之间存在显著的正相关 (朱千，潘贵书，2014) ，说明心理健康与自我调节直接可能存在相互影响，这也佐证了本研究的结论。

从低心理健康水平、低自我调节能力和熬夜倾向可能性的关联性，我们可推知较低心理健康水平大学生的时型变化过程。由于这类大学生心理健康水平较低，为了释放精神上的压力，他们更可能为了获得短时的快感而放纵娱乐，表现出较低的自我调节能力，无法高效地处理生活工作中的各种事件，致使任务堆积，不得不延迟睡眠时间，导致夜晚型时型的形成。国外已有实证研究表明，夜晚型的人更冲动，喜欢冒险和追求刺激 (Adan et al., 2010) (Caci, Robert, & Boyer, 2004) ，他们更追求短期利益 (Gunawardane, Custance, & Piffer, 2011) ，而忽视了长远的健康，这些证据进一步支持了本研究的结果。同时这也就解释了，为什么在快节奏、高压力的现代社会，越来越多大学生发现自己处于亚健康状态，并且都更多地习惯于“刷夜”、“熬夜”的生活方式，结合我们的研究发现来看，这两者或许不无关系。

5. 结论

1) 清晨型/夜晚型问卷、自我控制量表、拖延量表和一般健康问卷的总分及分量表分数之间均存在显著的相关关系，而人口学变量中，仅年级与清晨型/夜晚型问卷总分存在显著的负相关；

2) 年级、拖延和自我控制能显著预测时型，进一步具体分析发现，年级以及自我控制量表中的健康习惯和节制娱乐能显著预测清晨型/夜晚型问卷总分；

3) 自我调节在心理健康与时型的之间起完全中介作用。

文章引用

甄鋒泉,吴 坤,张耀心,夏侯雨欢,邱 琦,罗俊熙. 大学生心理健康、自我调节对时型的影响
The Relationship of Mental Health, Self-Regulation and Chronotype in College Students[J]. 心理学进展, 2016, 06(06): 700-712. http://dx.doi.org/10.12677/AP.2016.66091

参考文献 (References)