1 引言

自我控制（self-control）又称为自我调控（self-regulation）、自律（self-discipline）、意志力（willpower）、执行控制（executive control）等等（Duckworth, 2011），传统上被描述为抵制诱惑的能力（Ent, Baumeister, & Tice, 2015）。在特质层面上，自我控制是个体不顾或改变内在反应、打断并抑制不想要的行为倾向的一种能力（Tangney, Baumeister, & Boone, 2004）。在状态层面上，自我控制是自我（self）对自我施与的控制（Duckworth, 2011; Muraven & Baumeister, 2000）。两个层面上的自我控制具有中等程度的相关（Schmeichel & Zell, 2007），而自我控制特质高的人往往有更强和更稳定的状态性自我控制能力（Guan & He, 2018）。研究表明，自我控制与学生更高的平均绩点、更高的自尊水平、更好的人际关系、合作水平、安全依恋、更少的心理疾病和酒精依赖相关（Duckworth & Seligman, 2005; Kocher, Martinsson, Myrseth, & Wollbrant, 2017; Tangney et al., 2004），对个体具有重要的积极作用。

过去的研究发现，积极情绪有利于提升个体的自我控制水平。例如，Tice等人（Tice, Baumeister, Shmueli, & Muraven, 2007）发现，积极情绪有助于提高自我损耗以后的自我控制表现。根据自我控制的资源模型（resource model），各个领域的自我控制就像肌肉一样，使用同一种有限的资源，当这种资源因为重复的自我控制而损耗时，个体在随后自我控制任务中的表现就会降低，这种现象被称为自我损耗（ego-depletion）（Baumeister, Bratslavsky, Muraven, & Tice, 1998）。此外，研究者也发现自豪这种积极情绪能提升个体在无外源奖赏的枯燥任务中的自我控制表现（Williams & DeSteno, 2008）。

近来，研究者开始特别关注感恩这种积极情绪对自我控制的效应（DeSteno, Li, Dickens, & Lerner, 2014; Dickens & DeSteno, 2016），这主要是因为感恩能提升个体互惠行为，而后者需要自我控制抑制个体对短期利益的冲动反应。过去的研究发现，感恩有助于增强亲社会行为，并且这种效应强于一般积极情感（Bartlett & DeSteno, 2006; Ma, Tunney, & Ferguson, 2017; Tsang & Martin, 2017）。McCullough等人（McCullough, Kimeldorf, & Cohen, 2008）认为，感恩的功能是促进互惠利他行为，尽管回报行为在短期会损害个体的利益，但是凭借互惠关系的建立却能提升个体的长期利益，因而具有进化优势。由于感恩能促使个体放弃目前的利益而追求长期利益，因此Desteno等人（DeSteno et al., 2014; Dickens & DeSteno, 2016）认为感恩有助于提升自我控制能力，他们通过两个研究表明，无论是状态性的感恩情绪还是感恩特质都有利于降低个体的时间贴现（temporal discounting），即相比于即时收益人们过分低估未来收益价值的现象（Ainslie, 1975）。

尽管一些研究者把时间贴现当作自我控制失败的一个指标（Shamosh & Gray, 2008），但是有研究表明，时间贴现同时受到对未来结果的考虑以及对即时结果的考虑影响（Joireman, Balliet, Sprott, Spangenberg, & Schultz, 2008; Watson & Milfont, 2017）。换言之，感恩降低时间贴现既可能是因为感恩减弱了考虑即时结果的影响，也可能是因为感恩增强了考虑未来结果的影响。更重要的是，Joireman等人（2008）的研究表明，自我控制特质更能被对即时而不是未来结果的考虑所预测，即自我控制与抗拒即时诱惑的关系更密切。因此，过去关于感恩和时间贴现之间关系的发现（DeSteno et al., 2014; Dickens & DeSteno, 2016）并不能直接说明感恩能提升自我控制。在特质层面上，有必要直接检验感恩与自我控制之间的关系，在状态性层面上，有必要使用更加直接测量自我控制的指标，如在自我损耗以后在无外源奖赏的枯燥任务中的坚持时间，后者只与抗拒休息/放弃的即时诱惑有关。

另一方面，Desteno等人（2014）的研究虽然发现感恩条件比快乐条件对时间贴现的影响更大，但是由于感恩通常伴随更高水平的快乐，在他们的实验中也发现了感恩条件所诱发的快乐水平比快乐条件中的更高，因此仅仅比较两个条件对时间贴现的差异并不能排除感恩只是通过提升快乐来减弱时间贴现的可能性，有必要对快乐水平进行控制作进一步检验。

本研究的目的是从特质和状态两个层面检验感恩与自我控制之间的关系，同时假设两者的关系在排除了一般积极情感的影响后仍然显著。我们通过两个研究来检验这些假设。研究一从特质的层面考察感恩特质与自我控制之间的关系，预期两者呈显著正相关，并且这种效应在控制了一般积极情感特质之后仍然显著。研究二从状态的层面采用实验室启动范式考察感恩情绪和自我控制的关系，预期与控制组相比，感恩组被试在自我损耗后的控制任务中坚持的时间更长，并且这种效应在控制了状态性一般积极情感之后仍然显著。

2 研究一 2.1 目的

研究一为相关研究，从特质层面考察感恩与自我控制之间的关系，并使用回归分析检验在排除了一般积极情感特质造成的变异之后感恩特质是否仍然能显著预测自我控制特质。

2.2 方法 2.2.1 被试

共350名大学生通过研究人员在高校论坛发放的电子版或在高校校内发放的纸质版广告招聘信息报名参加了该研究，其中有5名被试没有完成测量自我控制特质或感恩特质的量表而被排除在分析之外，最终有效数据为345名，有效回收率为98.6%，其中男性174人，女性171人，平均年龄为22.71±2.85岁。

2.2.2 测量工具

（1）自我控制特质

自我控制特质的测量采用由易洁美（2013）翻译的中文版简式自我控制量表，该量表翻译自Tangney等人（2004）编制的简式自我控制量表（The Brief Self-Control Scale, BSCS），题项如“我能很好地抵制诱惑”。量表采用5点式计分，用1–5表示非常不符合到非常符合，共13个题项，最后计算13道题的平均分作为自我控制特质的得分。在本研究中，该量表的内部一致性α系数为0.83。

（2）感恩特质

感恩特质的测量采用由魏昶、吴慧婷、孔祥娜和王海涛（2011）翻译的中文版GQ-6量表，该量表翻译自McCullough，Emmons和Tsang（2002）编制的感恩量表（The Gratitude Questionnaire, GQ-6），题项如“我生命中有非常多值得感谢的地方”。量表采用7点式计分，用1–7表示非常不符合到非常符合，共6个题项，最后计算6道题的平均分作为感恩特质的得分。在本研究中，该量表的内部一致性α系数为0.80。

（3）一般积极情感特质

一般积极情感特质的测量使用由黄丽、杨廷忠和季忠民（2003）翻译的中文版正性负性情绪量表中的积极情绪分量表，该量表翻译自Watson，Clark和Tellegen（1988）编制的正性负性情绪量表（Positive and Negative Affect Scale, PANAS）。其中，积极情绪分量表由10个表示积极情绪的形容词组成，被试需要评定自己在最近一段时间里体验到每种情绪的频率。量表采用5点式计分，用1-5表示很少到很多，最后计算10道题的均分作为一般积极情感特质的得分。在本研究中，该量表的内部一致性α系数为0.87。值得注意的是，有5名被试没有完成本量表，他们在该量表上的分数在分析中以组均分代入进行分析。

2.2.3 研究流程

为了最大程度地降低共同方法偏差，我们对研究流程采取了以下措施：（1）所有被试都以随机顺序完成三个量表；（2）尽量让被试在同一个实验室的不同电脑上完成不同的问卷；（3）其中一部分被试分两次完成三个量表，第一次来实验室随机完成其中两个量表，数天后第二次来实验室完成第三个量表。此外，中文版BSCS以及GQ-6量表本身包含反向计分题，并且GQ-6量表跟另外两个量表采用不同范围的Likert计分法，都能在一定程度上降低共同方法偏差。

2.2.4 共同方法偏差检验

为了检验本研究的数据是否在很大程度上受到共同方法偏差的影响，我们使用被广泛应用的Harman单因素分析法进行检验。该方法背后的逻辑是，如果共同方法偏差在本研究中是是一个严重的问题，那么一个单一的因子将会从因素分析中得出或者其中一个因子能解释大部分的方差（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003; Podsakoff & Organ, 1986; 周浩, 龙立荣, 2004）。我们对三个量表中的所有题项进行因素分析，抽取出8个eigen值大于1的因子。此外，在非旋转的因素结构中并没有出现一个能解释大部分方差的因子，其中因子1只能解释22%的方差。因此，事后检验表明共同方法偏差在本研究中不是一个严重的问题。

2.2.5 数据处理

使用SPSS20.0对数据进行因素分析、相关分析、偏相关分析以及分层回归分析。

2.3 结果 2.3.1 各变量之间的相关分析

为了考察感恩特质、自我控制特质和一般积极情感特质之间的关系，我们对这几个变量进行相关分析。结果发现，感恩特质、一般积极情感特质与自我控制特质之间两两呈显著正相关，结果如表1所示。

2.3.2 感恩特质对自我控制特质的分层回归分析

为了考察感恩特质是否在排除了一般积极情感特质的影响之后对自我控制仍然有显著的预测作用，我们进行了分层回归分析。在该分析中，我们把自我控制特质作为因变量，在第一层回归分析中以一般积极情感特质作为自变量，在第二层回归分析中以一般将积极情感特质和感恩特质作为自变量。此外，我们还把一般积极情感特质作为协变量，对感恩特质和自我控制特质进行偏相关分析。结果如表2所示。

分层回归分析表明，在将感恩特质加入回归方程以后，ΔR²显著，表明即使在排除了一般积极情感特质的变异之后，感恩特质仍然能显著预测自我控制特质的变异。另一方面，偏相关分析也发现即使在控制了一般积极情感特质之后，感恩特质与自我控制特质仍然显著相关。

2.4 讨论

该研究结果验证了假设。感恩特质与自我控制特质之间显著正相关，并且即使在排除了一般积极情感特质造成的变异之后，感恩特质对自我控制之间的预测作用仍然显著。这个结果说明，感恩特质并不仅仅只通过一般积极情感特质来提升自我控制特质，感恩特质对自我控制特质具有比一般积极情感特质更强的效应。不过，研究一只是相关研究，对于感恩对自我控制的预测作用只能起到证伪而不是证实的作用，还不能断定感恩与自我控制之间的因果关系，因此研究二将采用实验室启动范式考察两者在状态层面上的因果关系。

3 研究二 3.1 目的

研究二通过操纵状态性感恩情绪的水平考察不同感恩水平的被试是否表现出不同程度的状态性自我控制水平。自我控制水平通过被试在握力任务中坚持的时间长度来测量，作为自我控制的指标，该任务被广泛应用于对自我损耗的研究中（Goto & Kusumi, 2013; Muraven, Baumeister, & Tice, 1999; Tice et al., 2007）。实验采用双因素混合设计，组间变量为启动条件——感恩组（感恩启动）和控制组（中性启动），组内变量为（启动）前测和（启动）后测，因变量为被试在握力任务中所坚持的时间长度。其中，启动前的握力任务既起到作为被试体力的控制变量的作用，也起到作为损耗任务的作用。

3.2 方法 3.2.1 被试

75名大学生参与了该研究，其中2个由于没有遵守实验指导而被剔除，2个由于前后测之差超过了2.5个标准差而被剔除，最终有效数据为71名，其中男性34人，女性37人，平均年龄为23.82±3.90岁。被试被随机分配到感恩组和控制组。

3.2.2 实验材料

（1）握力器

为一般锻炼用的泡棉握力器，最大受力5 kg。

（2）纸片

一张印名片用的空白纸片，在纸片的角落上画有一个边长1 cm的正方形。

（3）感恩形容词评定量表（Gratitude Adjectives Checklist，GAC）

该量表由McCullough等（2002）编制，包含感恩（grateful）、感谢（thankful）、感激（appreciative）三个形容词，用于测量被试的状态性感恩情绪水平，方便进行操作检验，被试根据自己当前的主观体验从“1=很弱”到“7=很强”来评估自己的情绪强度，最后计算3道题的均分作为感恩情绪的得分。

（4）积极情感分量表

同研究一中的中文版PANAS量表，区别在于指导语要求被试评价此时此刻感受到的每一种情绪的强度，并用1–7来表示，1=很弱，7=很强，最后计算10道题的均分作为状态性一般积极情感的得分。

3.2.3 实验流程

首先，实验者向被试介绍实验，获得知情同意后进行实验。两组被试一开始都需要进行握力任务，主试告知被试需要用握力器握住纸片上画有正方形的地方，并尽可能久地握住纸片不让它掉下来，同时主试记录时间作为握力任务的前测。之后，感恩组的被试被要求用5分钟时间写一段关于自己感谢的人的文字，而控制组的被试则需要用5分钟写一段客观的描述自己寝室的文字，两组被试都通过键盘在电脑屏幕上输入要写的文字。写完后，两组被试都填写GAC和积极情感分量表。最后，被试再进行一次握力任务，主试记录坚持时间作为握力任务的后测。

3.3 结果

为了考察实验启动操控是否有效，对两组被试的GAC分数进行独立样本t检验，结果为t（69）=7.93，p < 0.001，d=1.88，感恩组的被试比控制组的被试体验到更强烈的感恩情绪，表明启动操控有效。

在前测中，感恩组被试用握力器握住纸片的平均时间是53.85±36.26 s，而控制组被试握住的平均时间是62.67±46.31 s，对两个启动条件在前测时间上进行独立样本t检验，结果为t（69）=0.89，p=0.375，没有显著差异。将实验条件（控制组/感恩组）作为组间变量、前/后测作为组内变量，对被试在握力任务中的坚持时间进行重复测量方差分析。结果发现前后测对握力任务坚持时间的主效应显著，F（1, 69）=6.60，p=0.012，η_p²=0.09，其中前测的坚持时间为58.32±41.60 s，后测为53.49±37.68 s；实验条件对坚持时间的主效应不显著，F（1, 69）=0.30，p=0.587。不过，实验条件和前后测对坚持时间的交互作用显著，F（1, 69）=4.09，p < 0.05, η _p²=0.06。为了进一步检验，我们对两组的前后测之差进行独立样本t检验，结果显示两个实验条件存在显著差异，t（69）=2.02，p < 0.05, d=0.48（见图1）。其中感恩组的坚持时间前后测之差为–1.02±15.34 s，而控制组的坚持时间前后测之差为–8.54±16.01 s。

为了考察实验条件和前后测的这种交互作用在控制了状态性一般积极情感之后是否仍然显著，我们在上述的方差分析中加入一般积极情感得分作为协变量，结果表明交互作用仍然显著，F（1, 69）=4.08，p < 0.05, η _p²=0.06。

3.4 讨论

该研究验证了状态性感恩情绪启动与状态性自我控制之间的因果关系。结果显示，实验条件和前后测对握力任务坚持时间的交互作用显著，结合两组被试前后测的坚持时间可知，感恩组的被试在前后测坚持时间的差异更小，表明感恩能有效补偿自我损耗，从而提高自我控制水平。此外，这种效应即使在控制了状态性一般积极情感之后仍然显著，表明感恩比一般积极情感具有更强的提升自我控制的效应。

4 总讨论

本文通过两个研究从特质性和状态性两个层面考察了感恩与自我控制之间的关系，并提供了关于两者关系的直接证据。研究一从特质的层面发现感恩与自我控制之间呈显著的正相关，并且即使在排除了一般积极情感特质造成的变异之后感恩特质对自我控制特质的预测作用仍然显著。实验二则通过启动感恩情绪，发现相对于控制组，感恩组的被试在前测任务中的损耗得到了有效补偿，并且这种效应在控制了状态性一般积极情感之后仍然显著。虽然研究一是相关研究，并不能直接证明感恩特质与自我控制特质之间的因果关系，因为感恩特质与自我控制特质之间的关系也可能是由其他变量造成的，但是考虑到研究二所揭示的关于两者在状态层面上的因果关系，感恩特质提升自我控制特质的可能性是比较高的。

本研究拓展了已有的关于感恩与自我控制之间关系的研究。过去的研究发现，感恩情绪能提升助人行为（Bartlett & DeSteno, 2006; Ma et al., 2017; Tsang & Martin, 2017），减弱时间贴现等现象（DeSteno et al., 2014; Dickens & DeSteno, 2016），但是这种效应既可能是由于对未来结果的考虑也可能是受到跟自我控制更密切的对即时结果的考虑造成的。而本研究则通过使用无外源奖赏的自我损耗任务来直接证明了感恩与自我控制之间的因果关系，表明感恩有助于降低即时诱惑对个体的影响。

值得注意的是，过去研究者认为感恩能提升自我控制的理由是认为感恩能促使个体为了长远利益而抑制具有即时利益的冲动行为（DeSteno et al., 2014; Dickens & DeSteno, 2016）。可是本研究却表明，即时在没有长远利益这种外源的奖赏下，感恩仍能促使个体抑制冲动行为，这与过去研究的发现是一致的。例如，Bartlett和DeSteno（2006）发现感恩不仅能促使个体帮助自己的恩人，也能促使个体帮助其他陌生人（即上行互惠，upstream reciprocity），Nowak和Roch（2007）则用数学建模的方法证明了感恩这种促进上行互惠的作用。值得注意的是，上行互惠并不能直接帮助个体建立牢固的合作关系以保证未来更多的收益，但是感恩仍然促进了这种行为。这也在一定程度上支持了感恩不一定需要特定的长期目标来抑制短期的冲动行为，这与自我控制的核心概念（Ent et al., 2015）一致。今后，研究者需要采用纵向研究或者干预研究进一步检验感恩特质与自我控制特质的因果关系。在状态层面上，未来需要进一步探究感恩情绪补偿自我损耗及提升自我控制的心理机制。

5 结论

在特质层面上，感恩与自我控制具有显著的正相关关系，并且这种关系在控制了一般积极情感特质之后仍然显著。在状态层面上，感恩情绪能降低自我损耗，从而提升自我控制水平，这种效应在排除状态性一般积极情感之后仍然显著。