家校共育视域下大学生心理健康影响因素探析

王可心，刘 巍

（1.白城师范学院教育科学学院，吉林 白城 137000；2.白城师范学院家庭教育研究中心，吉林 白城 137000；3.吉林省龙井市龙井中学，吉林 龙井 133400）

大学生心理健康一直是社会各界关注的热点问题，同时也是当代高等教育亟待解决的重要课题。而个体心理健康受多种因素影响，如社会因素、家庭因素和学校因素，其中家庭因素和学校因素对大学生心理健康的影响较为重要。

家庭是个体首先接触的环境因素，是自我成长和心理发展的开端，父母是作为个体社会化过程中的重要他者，对大学生身心发展起至关重要的作用，其中在教养过程中父母教养方式是重要的影响因素之一，它主要指父母抚养子女时的情感氛围或促进子女社会化过程中的特殊行为，［1］对个体的知、情、意、行产生深远影响。［2］总体而言，积极的教养方式能够促进个体更好的发展，使个体更加独立、自信，并促进人际关系良性发展，心理健康水平较高；反之消极的教养方式会增加个体消极情绪发生概率，并可能产生不适当的行为（如物质滥用、逃学甚至自杀等），缺乏责任感，心理健康水平较低。Mckinney 等调查了教养方式和大学适应之间的关系，研究发现权威型（authoritativeness）教养方式越高，大学适应越好，抑郁情绪水平较低；但相对于男孩而言，权威型教养方式会增加女孩的焦虑和抑郁情绪。［3］然而一些学者指出，权威型教养方式和拒绝-忽视型教养方式（rejecting-neglecting）对自杀倾向有显著正向作用。［4］因此，需进一步探索性别在不同教养方式和结果之间的差异，以及权威型教养方式对个体的作用效果。

当个体逐渐从家庭中“脱离”后，便进入到学校环境中，接受学校教育，进一步发展个体社会化。在学校背景下，归属感被认为是与学生各种学习和生活质量相关的基本心理结构，它是人类的基本动机，所有个体天生都渴望与他人形成并保持积极的关系，其中Goodenow等将学校归属感定义为学生个人感知在学校环境中被他人接受、尊重、包容和支持的程度，是情感和心理上的认同和投入。［5］以往研究表明，学校归属感与学术能力、社会习惯、情绪健康以及心理健康有关。［6］当学生经历过忽视和拒绝（尤其是同龄人和老师），学生可能在学术能力、社会交往和心理健康水平上都处于劣势，甚至会产生更严重的心理和行为问题，如攻击性行为、社会压力和抑郁等。［7］因此，具有较高学校归属感的个体易产生积极情绪，如快乐和满足；而低归属感或缺乏归属感往往与负面情绪有关，如抑郁、焦虑和孤独。［8］

一、研究方法

（一）研究对象

采用方便取样法对东北三省12所高校（辽宁省4所，吉林省6所，黑龙江省2所）的大学生进行数据收集，所有被试均在知情同意的情况下以自我报告的形式进行线上填答，共计回收有效问卷1 822 份。其中男生648 人，占35.6%；女生1 174人，占64.4%。本科生1 079 人，占59.2%；专科生743 人，占40.8%。2021 级学生826 人，占45.3%；2020级学生567人，占31.1%；2019级学生338人，占18.6%；2018级学生91人，占5.0%。

（二）研究工具

1.父母教养方式问卷

父母教养方式量表采用Arrindell 等开发，由蒋奖等进行修订，共21 题目，分为父亲和母亲两个版本，题目内容相同，包括拒绝型（如父/母亲经常当着别人的面批评我既懒惰又无用）、情感温暖型（当遇到不顺心的事时，我能感到父/母亲在尽量鼓励我，使我得到安慰）和过度保护型（如父/母亲不允许我做一些其他孩子可以做的事情，因为害怕我会出事）三个维度。［9］采用李克特4点计分，1表示从不，4表示总是，其中17题为反向计分题，各维度得分越高，表示相应的教养方式越强。在本研究中内部一致性α系数为0.884。

2.学校归属感问卷

采用包克冰和徐琴美等修订的学校归属感问卷，共15 道题目（如我乐意成为学校里的一分子），采用李克特5点计分，1表示完全不同意，5表示完全同意，得分越高表示学校归属感越强。［10］在本研究中内部一致性α系数为0.879。

3.焦虑自评量表

采用Zung 编制的焦虑自评量表（SAS），共20个题目（如我容易心里烦乱或觉得惊恐），采用李克特4点计分方式（1代表无或少许时间，2代表部分时间，3 代表经常，4 代表总是），分数越高则焦虑症状水平越强。［11］在本研究中内部一致性α系数为0.796。

4.抑郁自评量表

采用Zung 编制的抑郁自评量表（SDS），共20个题目（如我觉得闷闷不乐，情绪低沉），采用李克特4点计分方式（1代表无或少许时间，2代表部分时间，3 代表经常，4 代表总是），分数越高表明抑郁症状水平越强。［12］在本研究中，SDS的内部一致性系数α为0.859。

5.控制变量

本研究以性别、学历和年级作为控制变量。性别作为虚拟变量，男性编码为1，女性编码为2；学历：专科编码为0，本科编码为1，硕士编码为2；年级：2021 级编码为1，2020 级编码为2，2019 级编码为3，2018级编码为4。

6.数据处理

采用SPSS 21.0 软件对所得数据进行共同方法偏差检验、相关分析、独立样本t检验、单因素方差分析和回归分析。

二、研究结果

（一）共同方法偏差

由于所获得的数据均来自学生自评，可能存在共同方法偏差。因此，本研究采用Harman 单因子检验方法，将抑郁自评量表、焦虑自评量表、父母教养方式和学校归属感量表所有题目放在一起进行探索性因子分析。结果显示，在未旋转时第一个因子解释的变异量为19.80%，小于40%，说明不存在严重的同源偏差问题。

（二）描述性统计与相关分析

各变量的均值、标准差及其相关系数如表1所示。由表1 可以看出，父亲和母亲对孩子的教养方式的相关系数在0.84 ～0.92 之间，说明一个家庭中父亲与母亲对孩子的教养方式存在一致性，其余观测变量的相关系数在-0.01 ～0.49之间，呈中等程度及以下相关，说明焦虑、抑郁和父母教养方式为不同的构念，具有概念独立性。抑郁与焦虑成显著正相关（r=0.49，p＜0.01），与学校归属感成显著负相关（r=-0.38，p＜0.01），与（父/母）拒绝型教养方式成显著正相关（r=0.21/0.25，p＜0.01），与（父/母）情感温暖型教养方式成显著负相关（r=-0.33/-0.35 ，p＜0.01），与（父/母）过度保护型教养方式相关性不显著（r=0.03/0.04，p＞0.05）。同时，焦虑与学校归属感成显著负相关（r=-0.31，p＜0.01），与（父/母）拒绝教养型方式成显著正相关（r=0.25/0.26，p＜0.01），与（父/母）情感温暖型教养方式成显著负相关（r=-0.26/-0.27，p＜0.01），与（父/母）过度保护型教养方式相关性不显著（r=0.08 0.08，p＞0.05）。

表1 各变量的均值、标准差及其相关系数

（三）心理健康问题检出率

由表2可以看出，在疫情防控常态化下，学生抑郁情绪总检出率为44.71%，焦虑情绪总检出率为16.68%，从整体上来看学生的情绪状态并不稳定（不排除会出现“假阳性”等个别情况）。其中中度和重度抑郁情绪占12.51%，中度和重度焦虑情绪占5.15%，这部分学生群体需要学校和家庭着重关注，避免出现极端行为。

表2 焦虑情绪和抑郁情绪检出比例

（四）人口统计学差异分析

1.性别差异分析

独立样本t检验的结果表明（见表3），抑郁情绪存在性别差异（t=-2.28，p=0.03）。其中女生的抑郁情绪显著高于男生。而焦虑情绪不存在显著的性别差异（t=1.65，p=0.10）。

表3 焦虑情绪和抑郁情绪的性别差异

2.年级差异分析

单因素方差分析的结果表明（见表4），抑郁情绪存在年级差异（F=9.62，p＜0.001），其中大四学生抑郁情绪水平显著高于其他三个年级的抑郁情绪水平。而焦虑水平在年级上不存在显著性差异。

表4 焦虑和抑郁情绪的年级差异

（五）回归分析

本文以抑郁情绪（SDS）为因变量，三种教养方式（拒绝型、情感温暖型和过度保护型）和学校归属感为自变量建立多元线性回归模型，结果发现可决系数R2为0.20，调整后的R2为0.19，表明学校归属感和三种教养方式可以解释抑郁情绪的20%的变异。F=109.96，在0.001 水平上显著，表明在p＜0.001 的显著性水平下模型回归系数显著。方差膨胀因子VIF 值均小于10，不存在多重共线性问题。回归分析结果显示（见表5），学校归属感、拒绝型和情感温暖型教养方式能显著正向或负向预测抑郁情绪，而过度保护型教养方式不能显著预测抑郁情绪。因此，采用回归法得到多元回归方程为：SDS＝49.63-0.32×学校归属感-0.24×情感温暖型教养方式+0.19×拒绝型教养方式。

表5 学校归属感和父母教养方式对抑郁情绪的回归分析

同上，以焦虑情绪（SAS）为因变量，三种教养方式（拒绝型、情感温暖型和过度保护型）和学校归属感为自变量建立多元线性回归模型，结果发现可决系数R2为0.14，调整后的R2为0.14，表明学校归属感和三种教养方式可以解释焦虑情绪的14%的变异。F=76.36，在0.001 水平上显著，表明在p＜0.001 的显著性水平下模型回归系数显著。方差膨胀因子VIF 值均小于10，不存在多重共线性问题。回归分析结果显示（见表6），学校归属感、拒绝型和情感温暖型教养方式能显著正向或负向预测焦虑情绪，而过度保护型教养方式不能显著预测焦虑情绪。因此，采用回归法得到多元回归方程为：SAS＝42.13-0.19×学校归属感-0.11×情感温暖型教养方式+0.27×拒绝型教养方式。

表6 学校归属感和父母教养方式对焦虑情绪的回归分析

三、讨论与结论

（一）讨论

1.心理健康状况不容乐观

健康的核心是心理健康，心理健康通常以情绪作出反应，因此可通过焦虑和抑郁情绪状况来反映学生的心理健康状况。从研究结果来看，抑郁情绪总检出率为44.71%，其中中度及以上抑郁情绪占总人数的12.51%；焦虑情绪总检出率为16.68%，其中中度和重度焦虑情绪占5.15%，此研究结果与刘海娟等相似，均发现疫情期间学生消极情绪表现明显。［13］同时，根据研究结果还可以发现，女生的抑郁情绪水平显著高于男生，与以往的研究相一致，如Barton等指出女生比男生患抑郁症的可能性更大。［14］其原因可能在于女生心思缜密，受外界环境刺激更敏感，因此情绪波动比男生大；大四年级的学生抑郁情绪显著高于其他三个年级的学生，其原因可能面临多种压力，如学业论文压力、就业压力等，因而造成抑郁情绪较重。综上，所调查的东北三省12 所高校学生心理健康状况整体不容乐观，需要予以重视，家庭和学校要密切关注学生情绪变化，及时做好心理疏导工作，避免极端事件发生。

2.父母教养方式和学校归属感对心理健康有显著影响

研究结果显示，情感温暖型教养方式与焦虑、抑郁情绪有显著负相关性，拒绝型教养方式与焦虑、抑郁情绪有显著正相关性，进而表明积极的教养方式有助于提高学生的心理健康水平，反之消极的教养方式会降低学生的心理健康水平，该研究结果与以往研究结果保持了一致性，即积极的育儿方式，如“情感温暖型”和“支持型”教养方式显著负向地预测了青少年的自杀倾向，而消极的育儿方式，如“权威型”和“拒绝-忽视型”显著正向地预测青少年的自杀倾向。［15-16］一个问题孩子的背后，大概率会有一个有问题的家庭，由此可见，父母教养方式的重要性。良好的家庭教育环境能够给予孩子足够的情感温暖和安全感，促进孩子形成自信、乐观等积极心理品质，提高心理弹性，面对挫折或困难时，也能采取积极的应对方式，减少过度负面情绪的出现和避免极端行为的发生。同时研究结果显示，过度保护型教养方式对焦虑和抑郁情绪没有显著影响，与刘彩茹等研究结果相矛盾，其研究结果显示过度保护教养方式与焦虑和抑郁情绪存在显著正相关，［17］需要进一步探索。而其他研究者发现，过度保护教养方式与主动攻击型行为存在显著正相关和心理健康存在显著正相关，［18］因此推测过度保护型教养方式可能对外显行为和整体心理健康影响更大，而对于特定的情绪影响较小。

研究结果显示，学校归属感对焦虑和抑郁情绪有显著的负相关，与以往研究结果相一致。［19-21］具体而言，抑郁、焦虑与低水平的学校归属感成正相关，反之成负相关。当学生认同、喜欢自己的学校就会产生强烈的归属感，而学校归属感作为一种心理健康保护因素，是个人心理成长和幸福的基本心理需求，这种需求的存在可以增强心理健康。按照埃里克森发展理论的观点可以得出，大学生正处于获得亲密感避免孤独感阶段，当有了强烈的归属感后，人际关系会得以顺利发展，会减少因孤独带来的负面情绪；同时，马斯洛需求层次理论也进一步证实上面的推测，学生有归属与爱的需求（即社交需求），当需求没有得到满足时，有机体会出现失衡的状态，进而产生紧张、焦虑和抑郁等负面情绪，因此具有高水平的归属感的个体可以有效降低负面情绪的产生。为此，通过营造良好的学校氛围，提高学生对学校的认同感，增加情感和行为投入，产生高水平的学校归属感，是缓解学生负面情绪的有效手段，进而提高学生整体心理健康水平。

（二）结论

父母教养方式和学校归属感是影响大学生心理健康的重要因素。本研究从家庭和学校视角出发，验证父母教养方式和学校归属感对大学生心理健康影响的重要性，为家校共育提供了有力的证据。因此，可以将研究结果作为依据，一是为高校思想政治教育工作和心理健康教育工作提供理论依据，如针对目前学生普遍存在的情绪问题，学校需及时进行疏导与干预；二是加强学校与家庭之间的联结，提出以学校为主阵地、家庭为关键、学生为主体的家校共育模式。家校共育模式主要体现两方面的意义：一方面，通过不断强化家庭和学校之间的联结，可以促进科学管理，如每年学校都会开展心理筛查工作，对某些存在严重心理问题的学生需要及时与家长进行沟通和配合，学校能够全面了解学生的成长环境和心理诉求等，建立科学化和差异化的管理；另一方面，强化双方责任意识，在共同培养目标下的家校共育有助于双方认可度的增强和责任意识的提升，学校要提高心理健康文化氛围，全力做好心理辅导工作，建立健全危机处理机制，如建立家—校二级预警机制；家庭则需要营造温暖并且充满关怀与安全感的氛围，提高个体心理韧性和幸福感，通过家校共育，形成合力共同提高大学生的心理健康水平。最后可依据研究结果设计一种围绕家庭和学校方面的预防和干预方法或方案，来维护学生心理健康和提高幸福感。