武汉市某高校学生心理健康素养与积极应对方式之间的关系

刘陈陵，孙 斌，贾亚菲，周文琪，侯金波，张淑芳，宋静静

1华中师范大学心理学院，湖北武汉，430079；2中国地质大学教育研究院，湖北武汉，430074；3中国地质大学心理科学与健康研究中心，湖北武汉，430074；4中国地质大学学生心理健康教育中心，湖北武汉，430074；5武汉市精神卫生中心，湖北武汉，430022

提升国民心理健康素养是当前“健康中国行动”的重要目标[1]。心理健康素养的概念由Jorm等在健康素养概念的基础上首次提出[2]，国内学者江光荣等将其界定为个体在促进自身及他人心理健康，应对自身及他人心理疾病方面所养成的知识、态度和行为习惯[3]。在健康素养领域，心理健康素养已经成为关注的热点和焦点[4]，但是心理健康素养影响个体心理健康的路径和机制仍然不清晰。本研究拟在高校学生群体中探索心理健康素养在预防心理健康问题中的作用。

积极应对方式是心理健康的重要保护因素之一[5]，它是指个体在面对挫折或压力时采用的较积极的认知和行为方式，比如问题解决和求助[5]。研究发现心理健康素养越高，大学生更有可能因为心理健康问题而求助；心理健康素养越低，大学生的求助态度越消极[6-7]。有学者将此解释为健康素养是一种能力，拥有高健康素养的人可以正确地接收和处理有关疾病的信息，能够在个体层面建立心理弹性[8]。心理弹性是指个体在遭遇逆境时能够成功应对或适应良好的心理结构[9]，对积极应对有正向预测作用，心理弹性越高，采用积极应对的频率越高[10]。有研究者比较了适应良好组(轻度抑郁、较少负性生活事件)，心理弹性组(轻度抑郁、较多负性生活事件)和脆弱组(重度抑郁、较多负性生活事件)个体的应对情况，发现心理弹性组问题解决的应对得分高于另外两组[11]。在心理健康问题的预防中三者的关系尚缺乏实证支持，因此本研究提出假设1：心理弹性在心理健康素养对积极应对方式的影响中起中介作用。

性别差异在心理健康领域是一个较为普遍的现象。在12-25岁人群中的调查发现，男性相比于女性在心理疾病相关症状的认知方面表现不佳，而且倾向于借助酒精回避心理健康问题[12]。在职业学校中，尽管男生相比女生更了解有关心理障碍的知识，他们依然更不愿意寻求心理健康问题的帮助[13]。可以看到，男性更难通过心理健康素养产生积极的行为转变。通常，女性心理健康素养显著高于男性[12,14]，经过心理健康素养的课程教学后此种差异依然存在，而且随着时间的推移，男性的心理健康素养下降至课程开始前的水平，女性的心理健康素养依然显著高于课程开始前[14]。据此本研究推断心理健康素养对女性心理弹性的提升效果要好于男性。本研究提出假设2：性别调节了心理健康素养-心理弹性-积极应对方式这一中介机制的中段路径和前段路径。

1 资料来源与方法

1.1 研究对象

本研究以武汉市某高校全体本科生、研究生作为调查对象，通过学生心理健康教育中心提前发布通知，2020年10月在全校范围内集中组织机房测验，发放电子问卷供所有在校学生填写。共回收答卷13823份，剔除作答时间过短、过长的答卷以及无效答卷，最终有效答卷12971份，有效率为93.84%。研究设计已取得本单位伦理委员会批准(编号为RCPHS-20201001)，调查对象均知悉调查内容，同意参与调查。

1.2 研究工具

1.2.1 一般资料调查问卷。自编问卷，用于收集基础的人口学资料，包括出生年月、性别、所在年级、家庭主要居住地等。

1.2.2 心理健康素养问卷。由Wu等开发[15]，内容分为心理健康/心理疾病的知识和观念、维护和促进自己/他人心理健康的态度和习惯、应对自己/他人心理疾病的态度和习惯6个维度，共计60个条目。1-30条目涉及知识和观念，根据陈述选择“是”“否”或“不知道”，按0、1计分；31-60条目涉及态度和习惯，采用Likert 5点计分。总分越高代表心理健康素养越好。量表6个维度的Cronbach's alpha在0.64-0.76之间；在大学生群体中，总分间隔3周的重测信度为0.72。

1.2.3 简易应对方式量表。由解亚宁编制[16]，内容分为积极应对和消极应对2个分量表，共计20个条目，1-12条目反映积极应对的特点，13-20条目反映消极应对的特点。量表使用4点计分，评估行为的频率，0代表“不采取”，3代表“经常采取”。积极应对分量表总分在0-36分之间，分数越高代表个体的应对越积极。量表间隔2周的重测信度为0.89，积极应对分量表的Cronbach's alpha为0.89。

1.2.4 中文版Connor-Davidson心理弹性量表。采用Yu等根据Connor-Davidson心理弹性量表修订的中文版本[17]，共计25个条目。量表使用Likert 5点计分，1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”，总分在25-125分之间，分数越高代表心理弹性越好。量表的三因素结构(坚韧性、力量性、乐观性)较为合理，Cronbach's alpha为0.91，3个分量表Cronbach's alpha分别为0.88、0.80和0.60。

1.3 统计学方法

采用SPSS 26.0、Mplus 8.3和AMOS 24.0进行数据分析。描述性统计结果用均数和标准差表示，使用Pearson积差相关考察心理健康素养、积极应对方式、心理弹性总分和各维度之间的相关性；探索性因素分析用于检验共同方法偏差；验证性因素分析用于结构方程建模前的数据打包，Bootstrap法用于心理弹性的中介效应检验；多群组分析用于性别的调节效应检验。P<0.05代表差异具有统计学意义。

2 结果

2.1 调查对象基本情况

调查对象平均年龄(20.84±2.61)岁，其中男生7629人(58.82%)，女生5342人(41.18%)；大一2577人，大二3308人，大三3051人，大四1572人，硕士生2120人，博士生343人；家庭主要居住地是直辖市、省会及地级市的有4847人(37.37%)。

2.2 共同方法偏差检验

Harman单因素法的结果显示，提取出18个特征值大于1的公因子，第一个公因子解释了总变异量的18.53%，小于40%的判断标准。因此，本研究没有严重的共同方法偏差。

2.3 心理健康素养、积极应对方式和心理弹性的描述性统计与相关分析

学生心理健康素养和心理弹性显著正相关，只有“心理健康的知识和观念”维度与“坚韧性”“乐观性”维度不存在显著相关；心理健康素养与积极应对方式显著正相关；心理弹性与积极应对方式显著正相关。见表1。独立样本t检验显示，女性心理健康素养显著高于男性(t=-17.69，P<0.001)；男性心理弹性显著高于女性(t=11.95，P<0.001)；女性积极应对水平显著高于男性(t=-6.27，P<0.001)。

2.4 心理弹性的中介效应检验

简易应对方式量表中的积极应对分量表是单维结构，符合结构方程建模中题目打包的前提条件，按照量表条目因子负荷由大到小(最大为0.79，最小为0.60)依次排序为9、10、7、4、3、11、8、6、5、12、2、1，使用高高负荷法对其进行打包处理。条目打包为3个观测变量，分别命名积极应对1(包含条目9、10、7、4)，积极应对2(包含条目3、11、8、6)，积极应对3(包含条目5、12、2、1)。

结果显示，模型拟合不理想：χ2/df=187.73，P<0.01，CFI=0.90，TLI=0.87，RMSEA(90%CI)为0.12(0.118，0.122)，SRMR=0.08。根据修正指数对模型进行修正，关联“心理健康的知识和观念”和“心理疾病的知识和观念”两个维度后，模型拟合结果为：χ2/df=63.05，P<0.01，CFI=0.97，TLI=0.96，RMSEA(90%CI)为0.07(0.067，0.071)，SRMR=0.05。由于本研究采用的是样本数大于1000的大样本，卡方差异检验的显著结果可以忽略，根据近似拟合指数可以认为模型拟合良好。基于模型拟合结果进行中介效应检验，共重复抽样10000次。结果表明，心理健康素养正向预测积极应对方式(β=0.53，P<0.001)，95%CI为(0.51，0.55)，不包含0。加入中介变量后，心理健康素养对积极应对方式的直接效应大小为0.23，95%CI为(0.21，0.25)，不包含0；心理弹性的间接效应大小为0.30，95%CI为(0.28，0.31)，不包含0。心理弹性在心理健康素养和积极应对方式间起中介作用，中介效应占总效应的56.6%，假设1得到验证。见图1。

表1 描述性统计与相关分析结果

图1 心理弹性在心理健康素养和积极应对方式之间的中介作用模型(标准化)

2.5 性别的调节效应检验

在多群组分析中，如果男生、女生组间存在显著差异说明性别在中介模型中存在调节作用。结果发现，男生、女生组模型中，心理健康素养与心理弹性之间的路径系数分别为0.54(P<0.001)和0.60(P<0.001)，参数间差异的临界比值为5.01>1.96，说明性别在心理健康素养对心理弹性的影响中起调节作用，符合假设2，即相对于男性，心理健康素养的提升对女性心理弹性的影响更大；与假设2不一致的是，性别在心理健康素养对积极应对方式的影响中没有显著的调节作用，男生、女生组模型中，心理健康素养与积极应对方式之间的路径系数分别为0.23(P<0.001)和0.17(P<0.001)，参数间差异的临界比值为|-1.39|<1.96。假设2得到部分验证。

3 讨论

3.1 心理弹性在学生心理健康素养和积极应对方式之间具有中介作用

首先本研究显示，心理健康素养显著正向预测了高校学生的积极应对，这与Katz等在中小学群体的研究结论是一致的[18]，证明该结论可以在不同的群体中适用。其次，本研究初步证实了心理弹性在心理健康素养与积极应对之间存在中介作用。心理弹性作为一种能力或特质，帮助个体在与环境的交互中取得良好的适应结果，基于此理解一种新的干预理论逐渐发展出来，它把心理弹性视作个体内部的一种动机力量，能够驱动个体追求精神和谐[19]。结合本研究的发现，一方面培育心理健康素养能够提高学生的自我效能[20]，从而成为心理弹性形成和发展的内部“保护性因素”[21]，这符合积极心理健康教育的理念，即应当以预防教育为主要目标[22]，帮助个体系统地塑造各项内部能力，而不是局限于缺陷的修正[23]。另一方面，心理弹性作为内部的一种动机力量，当个体遭遇困难或逆境时，心理弹性越高就越可能主动改变自己的处境，采取行动解决问题，而不是自责[24]。心理弹性不仅可以帮助个体在应对的思维、行为方面产生积极转变，而且心理弹性高的学生更有能力和自制力，更能容忍消极情感，以积极的态度接受改变[24]。与本研究类似，Tomczyk等发现，心理健康的知识和观念与寻求帮助无相关甚至存在负相关[25]，纯粹的知识和观念也不能构成心理弹性的保护性因素[21]，因此本研究认为心理健康素养对心理弹性和积极应对产生的影响主要是通过态度和习惯的改变实现的。对于高校心理健康教育的实践，本研究有两点启示：一是要重视预防的理念，通过提高心理健康素养培育学生的积极心理品质；二是不局限于心理知识的课堂传授，应当通过多种形式开展心理健康教育，真正促进学生态度和习惯的改变。

3.2 性别在心理健康素养和心理弹性之间具有调节作用

本研究发现心理健康素养的提升更有助于女性心理弹性的提高，不过在对积极应对的影响方面性别差异不大。可能的原因是心理健康素养对积极应对的影响与男性气质存在关联，而非与生理性别存在关联，有研究发现在较少符合男性气质规范的男性中，心理健康素养越高，对正式和非正式求助的态度越积极，然而这种关系并没有在符合男性气质规范的男性中发现[26]。类似的是，心理弹性是一个受性别社会规范影响的构念，男性倾向于认同坚强意味着减少求助，对敞开心扉持有消极态度[27]，认为寻求心理疾病诊断、暴露自己的困境和寻求他人帮助是软弱的，是女性特有的行为[28]；男性往往把心理疾病的症状归咎于外部，如同伴压力、家庭矛盾等，不认为这是内在的问题[12]，这可能削弱心理健康素养带来的积极影响。因此，在性别方面的差异更多地是由文化和社会观念塑造的，这对高校的心理健康教育工作是一个有益的提示：心理健康教育的过程中可以融合性别教育，打破性别刻板印象，帮助学生摆脱特定的性别角色带来的不良影响，促进心理健康素养带来的实际效果。具体而言，特定的社会支持对于男生心理健康态度的改变是重要的[28]，如在支持性的、非正式的环境中与专业的年轻人交谈可以让他们感到放松，赋予求助行为新的意义，摆脱歧视性的看法[29]。对于女生则应当帮助她们发掘和利用自身的积极力量，认识到在面对危机时她们并不是软弱的或无助的[30]。

4 结论

本研究发现心理健康素养可以促进学生积极应对心理健康问题，这种积极影响也可以通过提升心理弹性来实现，性别会在其中起调节作用。这一结果为高校深入开展心理健康素养教育提供了科学依据，同时也提示高校心理健康教育工作者制定教育方案时需要注意到性别差异。本研究也存在一定的局限性。①样本均来自一所综合性大学，结论的外推性受限。本研究调查主要考虑到研究对象涵盖本科生和硕士、博士研究生，与高校心理健康普查工作进行结合，可为学校的政策制定服务，因此选择方便取样。未来可以考虑在不同年龄段，不同教育、工作背景的群体中进行验证。②积极应对方式是一个相对宽泛的概念，而本研究的研究方法较为单一，只采用了问卷调查的方式，所得到的研究结果可能不足以展现高校学生的心理特点全貌。