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。

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。

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。

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

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。

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。