高 健

全日制自考生多來源于落榜的高中生,由于其本身具有與其他生源不同的特征,與普通高校大學(xué)生相比,要面對(duì)更多來自生理、心理、環(huán)境的變化,承擔(dān)更多學(xué)業(yè)、就業(yè)、人際關(guān)系等方面的壓力[1]。因此,其心理健康從理論上推測必然有其特殊性。然而,全日制自考生作為大學(xué)校園的一類特殊生源,其心理健康的研究資料相對(duì)較少。本研究試圖通過與普通高校生比較,了解自考生自我肯定意識(shí)和心理健康水平的狀況,探討生活事件和自我肯定意識(shí)對(duì)心理健康的影響,為自考生的學(xué)習(xí)和管理提供現(xiàn)實(shí)的依據(jù)和幫助。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 天津市南開大學(xué)和天津大學(xué)管理專業(yè)和理工專業(yè)的大一、大二全日制自考生203人,相同專業(yè)的普通高校生256人。共發(fā)放問卷500份,有效問卷459份(91.8%)。

1.2 方法 采用自填問卷調(diào)查方式,調(diào)查內(nèi)容包括。

1.2.1 青少年生活事件量表(A SLEC) 該量表由劉賢臣于1987年編制,適用于評(píng)定青少年,尤其是大學(xué)生生活事件發(fā)生的頻度和強(qiáng)度。該量表包括6個(gè)方面共27個(gè)負(fù)性事件的問題,采用5級(jí)評(píng)分(無影響=1,輕度=2,中度=3,重度=4,極重=5)[2]。統(tǒng)計(jì)指標(biāo)為事件發(fā)生的頻度和刺激量,事件未發(fā)生按無影響統(tǒng)計(jì)。得分越高表明應(yīng)激量越大。

1.2.2 自我肯定意識(shí)量表 該量表由日本心理學(xué)者平尺賢二編制[3],根據(jù)因素分析結(jié)果,量表分為“對(duì)自我領(lǐng)域”和“對(duì)他人領(lǐng)域”2個(gè)維度,量表共41個(gè)項(xiàng)目,采用5點(diǎn)計(jì)分法(1=不符,2=基本不符,3=說不清,4=基本符合,5=符合)。自我接納、自我實(shí)現(xiàn)、自我充實(shí)和自我表露4個(gè)因子屬于積極自我意識(shí),分?jǐn)?shù)越高表明自我肯定性水平越高;自我封閉和對(duì)人緊張2個(gè)因子屬于消極自我意識(shí),分?jǐn)?shù)越低表明自我肯定性水平越高。

本研究的量表信效度分析結(jié)果顯示,自我肯定意識(shí)量表各維度Cronbach’sα系數(shù)在0.69～0.87之間;2周后重測相關(guān)系數(shù)在0.69～0.90之間。使用GHO-自我肯定量表[4](包括9個(gè)題目,采用是(1)-否(0)計(jì)分方法,分?jǐn)?shù)越高表明自我肯定性水平越高。)進(jìn)行效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度的測量,結(jié)果顯示,GHO-自我肯定量表與積極自我意識(shí)4個(gè)因子呈正相關(guān)(0.32～0.64,P<0.001),生活質(zhì)量與消極自我意識(shí)2個(gè)因子呈負(fù)相關(guān)(-0.37,-0.52,P<0.001)。提示自我肯定意識(shí)量表具有較好的信效度。

1.2.3 心理健康類型診斷量表(MHP) (日文版MHP)是由日本九州大學(xué)健康心理學(xué)教授橋本公雄編制及進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化[5];中文版MHP由高健進(jìn)行翻譯、修訂及標(biāo)準(zhǔn)化,目前已對(duì)天津市內(nèi)3000余名被試進(jìn)行測試,該量表適用年齡為中學(xué)生～成年人,通過測定被試的應(yīng)激狀態(tài)程度和生活質(zhì)量程度,進(jìn)行心理健康分型診斷[6]。該量表共40個(gè)項(xiàng)目,采用4級(jí)評(píng)分法,分別是“完全不符”,“基本不符”,“基本符合”,“完全符合”,分別計(jì)1～4分。40個(gè)項(xiàng)目共構(gòu)成5個(gè)維度(心理性應(yīng)激、社會(huì)性應(yīng)激、軀體性應(yīng)激、應(yīng)激程度及生活質(zhì)量),以維度分為評(píng)定指標(biāo),心理性應(yīng)激、社會(huì)性應(yīng)激、軀體性應(yīng)激及應(yīng)激程度的得分越低越好,生活質(zhì)量的得分越高越好。

本研究的量表信效度分析結(jié)果顯示,中文版MHP各維度Cronbach’sα系數(shù)在0.78～0.86之間;各維度得分與問卷總分間的相關(guān)系數(shù)在0.36～0.95之間;2周后重測相關(guān)系數(shù)為0.64～0.91之間。使用SCL-90[7]進(jìn)行效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度的測量,結(jié)果顯示,SCL-90與MHP的心理性應(yīng)激、社會(huì)性應(yīng)激、軀體性應(yīng)激、應(yīng)激程度呈正相關(guān)(0.22～0.75,P<0.001),生活質(zhì)量與SCL-90呈負(fù)相關(guān)(-0.23～-0.56,P<0.001)。提示中文版MHP具有較好的信效度。①調(diào)查前,先對(duì)調(diào)查員進(jìn)行培訓(xùn),內(nèi)容包括施測目的、要求、指導(dǎo)語和注意事項(xiàng);②調(diào)查通過調(diào)查員聯(lián)系各班級(jí)輔導(dǎo)員,統(tǒng)一在教室當(dāng)場發(fā)放問卷,當(dāng)場匿名填答,并當(dāng)場收回。通過Excel錄入,形成原始數(shù)據(jù)。

1.3 統(tǒng)計(jì)處理 所有數(shù)據(jù)采用SPSS 13.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析,主要統(tǒng)計(jì)方法包括χ2檢驗(yàn)、t檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)、相關(guān)分析和回歸分析。

2 結(jié) 果

2.1 被試人口學(xué)特征的比較 在是否獨(dú)生、來源地、經(jīng)濟(jì)狀況和父親職業(yè)上,自考生和高校生的人數(shù)分布存在差異。自考生年齡大于高校生,自考生非獨(dú)生子女、來自農(nóng)村者、經(jīng)濟(jì)狀況較貧困者、父親務(wù)農(nóng)者的比率高于高校生。

2.2 兩樣本生活事件各因子分和總分的比較 見表2。

閱讀是為了提高學(xué)生的審美能力，有效地開展教學(xué)任務(wù)，結(jié)合現(xiàn)實(shí)至關(guān)重要。每個(gè)學(xué)生都有不同的發(fā)展軌跡，基于個(gè)別學(xué)生發(fā)展的特點(diǎn)，建立分階段的教學(xué)目標(biāo)。首先，根據(jù)學(xué)生的具體情況，將學(xué)生大致分為幾組，通過溝通設(shè)定閱讀目標(biāo)。這有助于教師在教學(xué)任務(wù)的每個(gè)階段了解學(xué)生的完成情況，以便根據(jù)具體情況調(diào)整教學(xué)計(jì)劃，整理出一套最適合每組學(xué)生的教學(xué)計(jì)劃，提高教學(xué)效果。例如《荷塘月色》一文中，對(duì)于高中生來說，他們的閱讀體驗(yàn)并不豐富。教師此時(shí)引導(dǎo)學(xué)生制定教學(xué)目標(biāo)：理解文章的一般意義和情感，輔以散文閱讀技巧。它可以發(fā)揮指導(dǎo)作用，讓學(xué)生以循序漸進(jìn)的方式建立審美意識(shí)。

表2 自考生與高校生生活事件因子分和總分比較

表2 自考生與高校生生活事件因子分和總分比較

因 子 自考生(n=203) 高校生(n=256) t學(xué)習(xí)壓力 1.94±0.51 1.67±0.50 5.70＊＊＊人際關(guān)系 1.92±0.64 1.73±0.62 3.33＊＊健康適應(yīng) 1.45±0.43 1.28±0.24 5.42＊＊＊其 他 1.37±0.25 1.18±0.27 8.01＊＊＊喪 失 1.33±0.39 1.38±0.48 -1.29受懲罰 1.14±0.20 1.18±0.13 -2.47＊總 分 41.47±7.91 38.05±6.64 5.03＊＊＊

自考生生活事件各因子分從高到低依次為:學(xué)習(xí)壓力、人際關(guān)系、健康適應(yīng)、其他、喪失、受懲罰;高校生依次為:人際關(guān)系、學(xué)習(xí)壓力、喪失、健康適應(yīng)、其他和受懲罰;表明大學(xué)生目前的主要生活事件仍然是學(xué)習(xí)壓力和人際關(guān)系[8-9]。2個(gè)獨(dú)立樣本的t檢驗(yàn)結(jié)果顯示,自考生的人際關(guān)系、學(xué)習(xí)壓力、健康適應(yīng)、其他5個(gè)因子分及總分大于高校生,高校生的受懲罰因子分大于自考生,均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05～P<0.001)。

2.3 兩樣本心理健康狀況的比較 見表3。

表3 自考生與高校生MHP各維度得分的比較

表3 自考生與高校生MHP各維度得分的比較

MHP各維度 自考生(n=203) 高校生(n=256) t 1心理性應(yīng)激①刻 板 10.38±2.92 8.88±3.07 5.33＊＊＊②注意力散漫 10.86±2.93 8.77±2.82 7.74＊＊＊2社會(huì)性應(yīng)激①對(duì)人冷淡 9.54±2.63 8.45±3.09 3.98＊＊②對(duì)人緊張 10.78±2.78 9.87±3.04 3.31＊＊3軀體性應(yīng)激①疲 勞 9.73±2.93 9.22±3.07 1.80②睡眠障礙 9.85±3.23 9.41±3.68 1.35 1心理性應(yīng)激 21.24±5.26 17.64±5.41 7.15＊＊＊2社會(huì)性應(yīng)激 20.32±4.80 18.32±5.55 4.06＊＊＊3軀體性應(yīng)激 19.59±5.53 18.63±6.12 1.73 4應(yīng)激程度(1+2+3) 61.14±13.66 54.60±14.97 4.83＊＊＊5生活質(zhì)量①生活滿意度 13.84±3.23 16.11±2.95-7.85＊＊＊②生活激情 13.60±2.47 14.37±2.76-3.11＊③= ①+ ② 27.44±5.10 30.48±4.99-6.42＊＊＊

自考生的心理性應(yīng)激(t=7.15)和社會(huì)性應(yīng)激(t=4.06)及應(yīng)激程度(t=4.83)高于高校生(P均<0.001),而生活質(zhì)量低于高校生(t=6.42,P<0.001)。

2.4 兩樣本自我肯定意識(shí)的比較 見表4。

表4 自考生與高校生自我肯定意識(shí)的比較

表4 自考生與高校生自我肯定意識(shí)的比較

維 度 因 子 自考生(n=203) 高校生(n=256) t對(duì)自己領(lǐng)域自我接納 15.40±2.64 15.60±2.67 -0.80自我實(shí)現(xiàn) 26.11±5.14 25.34±4.47 1.70自我充實(shí) 28.23±6.40 26.83±5.65 2.47＊對(duì)他人領(lǐng)域自我封閉 19.04±7.58 17.23±6.54 2.74＊＊自我表露 23.33±4.13 22.84±4.04 1.29對(duì)人緊張 22.48±5.92 23.32±5.36 -1.60

表4結(jié)果顯示,自考生對(duì)自己領(lǐng)域的自我充實(shí)和對(duì)他人領(lǐng)域的自我封閉2個(gè)因子分均高于高校生(P<0.05,P<0.01)。進(jìn)一步對(duì)構(gòu)成自我封閉因子的8個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行分析,其結(jié)果顯示,有35.5%的自考生覺得自己“不相信別人”(高校生:22.8%)或“與別人有隔閡”(高校生:30.2%),37.2%的自考生覺得“很難對(duì)別人產(chǎn)生好感”(高校生:26.5%),42.6%的自考生“感覺自己很孤單”(高校生:29.4%)。

2.5 兩樣本生活事件、自我肯定和心理健康的相關(guān)關(guān)系 見表5。

表5 生活事件總分、自我肯定意識(shí)和心理健康的相關(guān)(r)

分別對(duì)自考生和高校生2個(gè)樣本進(jìn)行生活事件總分、自我肯定意識(shí)各因子和MHP應(yīng)激程度、生活質(zhì)量2個(gè)維度的相關(guān)分析,表5結(jié)果顯示:①在自考生樣本中,生活事件總分與自我實(shí)現(xiàn)、自我充實(shí)因子和生活質(zhì)量呈顯著性負(fù)相關(guān);與自我封閉、對(duì)人緊張和應(yīng)激程度呈顯著性正相關(guān);除自我表露之外的3個(gè)積極自我意識(shí)因子與應(yīng)激程度呈顯著性負(fù)相關(guān),與生活質(zhì)量呈顯著性正相關(guān);2個(gè)消極自我意識(shí)因子與應(yīng)激程度呈顯著性正相關(guān)(P<0.05),與生活質(zhì)量呈顯著性負(fù)相關(guān)(P<0.001);②在高校生樣本中,基本上見到與自考生樣本相同的傾向,但生活事件、自我肯定和心理健康兩兩間相關(guān)的程度低于自考生樣本(自考生:-0.14～-0.49,0.17～0.74;高校生:-0.14～ -0.34,0.13～ 0.37)。

2.6 心理健康影響因素的分層回歸分析 在2個(gè)不同生源樣本中,分別以心理健康的4個(gè)維度(心理性應(yīng)激、社會(huì)性應(yīng)激、軀體性應(yīng)激和生活質(zhì)量)作為因變量,以7個(gè)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量(分析前將人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量轉(zhuǎn)化成虛擬變量)、6個(gè)生活事件因子和6個(gè)自我肯定因子作為自變量,其中自我肯定因子又為調(diào)節(jié)變量,采用多元分層回歸技術(shù)(強(qiáng)迫進(jìn)入法)分析兩樣本生活事件和自我肯定意識(shí)對(duì)其心理健康程度的影響。

在分層回歸分析模型中,兩樣本各個(gè)自變量的方差膨脹因子(V IF)的最大值為2.26(自考生)和3.10(高校生),小于10.0,表明數(shù)據(jù)沒有嚴(yán)重的多重共線性問題,見表6,表7。

表6 生活事件和自我肯定意識(shí)對(duì)心理健康的分層回歸分析Ⅰ(β)

表7 生活事件和自我肯定意識(shí)對(duì)心理健康的分層回歸分析Ⅱ(β)

模型Ⅰ顯示,①以心理健康的社會(huì)性應(yīng)激為因變量時(shí),只有高校生人口學(xué)變量的來源地進(jìn)入回歸方程;②無論是自考生還是高校生,除受懲罰之外的生活事件5個(gè)因子對(duì)心理健康均見到不同程度的影響。

模型Ⅱ顯示,①從△R2值上看,無論是自考生還是高校生,自變量加入自我肯定后,顯著地提高了對(duì)模型的解釋量,如心理性應(yīng)激中,自考生的△R2值從0.458提高到0.595。高校生的△R2值從0.458提高到0.595;生活質(zhì)量中,自考生的△R2值從0.060提高到0.361,高校生的△R2值從0.001提高到0.222;此結(jié)果提示自我肯定對(duì)心理健康的影響大于人口學(xué)變量和生活事件,具有主效應(yīng);②從β值上看,無論是自考生還是高校生,自變量加入自我肯定后,生活事件對(duì)心理健康的β值一部分變得不再顯著,一部分有所下降;此結(jié)果提示自我肯定可以調(diào)節(jié)生活事件對(duì)心理健康的影響,具有調(diào)節(jié)效應(yīng);③從主效應(yīng)來說,自我肯定6個(gè)因子對(duì)兩樣本心理健康的影響作用是不同的。a.自我實(shí)現(xiàn)對(duì)兩樣本的心理性、社會(huì)性和軀體性應(yīng)激均有顯著的負(fù)向預(yù)測作用,對(duì)生活質(zhì)量均有顯著的正向預(yù)測作用;而對(duì)人緊張對(duì)兩樣本心理健康的影響作用其結(jié)果相反。b.自我充實(shí)對(duì)心理性應(yīng)激的負(fù)向預(yù)測作用、自我封閉對(duì)心理性和社會(huì)性應(yīng)激的正向預(yù)測作用只在自考生達(dá)到顯著水平;自我接納對(duì)軀體性應(yīng)激的負(fù)向預(yù)測作用只在高校生達(dá)到顯著水平;此結(jié)果提示自我實(shí)現(xiàn)和對(duì)人緊張對(duì)兩樣本心理健康的影響較大且穩(wěn)定。

3 討 論

3.1 自考生的自我肯定意識(shí) 自考生雖然有機(jī)會(huì)跨入高校大門,但是從客觀上講,他們都是高考落榜生,失敗的體驗(yàn),加上來自學(xué)習(xí)的壓力,使得他們懷疑自己的能力,擔(dān)心將來的發(fā)展,產(chǎn)生較強(qiáng)的自卑心理。張存庫的調(diào)查發(fā)現(xiàn),25.2%的自考生常?！案械阶员啊?34.4%的自考生認(rèn)為自已“缺乏自信心”[10]。本研究結(jié)果顯示,與高校生相比自考生還存在著明顯的自我封閉意識(shí),表現(xiàn)為,35.5%的自考生覺得自己“不相信別人”或“與別人有隔閡”,37.2%的自考生覺得“很難對(duì)別人產(chǎn)生好感”,42.6%的自考生“感覺自己很孤單”。此外,對(duì)人冷漠和對(duì)人緊張的人際關(guān)系障礙傾向亦較高校生明顯。

自我封閉實(shí)質(zhì)上是一種心理防御機(jī)制,是個(gè)體回避環(huán)境應(yīng)激源,降低挫折感的一種消極的、不成熟的方式,是和自我充實(shí)呈反向相關(guān)的自我意識(shí)狀態(tài)[6]。然而,本研究結(jié)果卻見到自考生自我封閉狀態(tài)中的過度的自我充實(shí)意識(shí),根據(jù)先行研究可以認(rèn)為這是自我意識(shí)矛盾與沖突的兩種表現(xiàn)形式,一是過高的自我評(píng)價(jià),即過度的自我悅納,二是過低的自我評(píng)價(jià),即自我拒絕。

先行研究結(jié)果表明,處于自我拒絕意識(shí)狀態(tài)的大學(xué)生,對(duì)理想自我期望較高,又無法達(dá)到,對(duì)現(xiàn)實(shí)自我不滿意,又無法改進(jìn),往往會(huì)產(chǎn)生否定自己、拒絕接納自我的心理傾向,尤其是面對(duì)新的環(huán)境、挫折和生活事件時(shí),常伴隨較多的自卑感、自信心喪失和情緒消沉、抑郁等心理問題。處于過度自我悅納意識(shí)狀態(tài)的大學(xué)生,往往盲目樂觀、自以為是,不易被周圍環(huán)境和他人所接受與認(rèn)可,容易引起別人的反感和不滿。因此極易遭受失敗和內(nèi)心沖突,進(jìn)而加重自卑感,導(dǎo)致自我封閉或自我放棄,有時(shí)會(huì)引發(fā)過激行為和反社會(huì)行為[11-12]。

3.2 自我肯定意識(shí)在生活事件和心理健康間的作用 生活事件是個(gè)體在家庭、學(xué)習(xí)、工作等生存環(huán)境中發(fā)生的一些要求個(gè)體做出適應(yīng)的情況或變化。本研究相關(guān)分析發(fā)現(xiàn),自考生和高校生的生活事件與應(yīng)激反應(yīng)之間具有顯著正相關(guān),與生活質(zhì)量之間具有顯著負(fù)相關(guān);即生活事件得分越高,應(yīng)激反應(yīng)程度也越高,其生活質(zhì)量水平越低。因此可以認(rèn)為個(gè)體體驗(yàn)到的生活事件越多,心理健康狀況越差,此結(jié)果與先行研究[13-14]一致,進(jìn)一步證實(shí)自考生遭遇的生活事件較高校生多,故而心理健康狀況較高校生差。

自我肯定是指個(gè)體對(duì)自己心情、人際關(guān)系、處理事務(wù)的狀態(tài)或質(zhì)量的肯定,是一種積極的情感體驗(yàn)[15],作為自我意識(shí)的一個(gè)維度屬于個(gè)人特質(zhì)[6]。自我肯定的情緒緩解效應(yīng)可以降低認(rèn)知失調(diào),還具有減輕身心壓力的作用[16]。在生活事件-心理健康的關(guān)系中納入自我肯定這一個(gè)人特質(zhì)變量進(jìn)行研究,從理論上可以認(rèn)為其作用模型有主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)兩種。本研究采用分層回歸技術(shù)對(duì)自考生和高校生自我肯定意識(shí)的可能效應(yīng)進(jìn)行了分析,分析結(jié)果認(rèn)為,自我肯定意識(shí)在生活事件-心理健康中可能存在主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng):主效應(yīng)是指積極或消極的自我肯定意識(shí)直接影響心理健康;調(diào)節(jié)效應(yīng)則是積極的自我肯定意識(shí)可以緩沖生活事件對(duì)心理健康的不良影響。

此外,本研究結(jié)果還顯示,學(xué)習(xí)壓力和人際關(guān)系等生活事件不僅可能直接影響心理健康,還能通過學(xué)生消極的自我肯定意識(shí)增大對(duì)心理健康的影響。此結(jié)果提示,高應(yīng)激狀況下的自考生能夠從積極的自我肯定獲益,盡管面對(duì)較大的應(yīng)激刺激量,有積極的自我肯定意識(shí)作支撐,應(yīng)激反應(yīng)程度可能會(huì)有所減輕。

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