鄧選梅

（文山學(xué)院 教師教育學(xué)院，云南 文山 663099）

教育部高度重視中學(xué)生心理健康教育工作，于2012年下發(fā)了《中小學(xué)心理健康教育指導(dǎo)綱要》，2015年又印發(fā)了《中小學(xué)心理輔導(dǎo)室建設(shè)指南》。為響應(yīng)文件精神要求，各中小學(xué)紛紛建立心理輔導(dǎo)室，并開展心理健康教育與咨詢工作。研究表明，當(dāng)代部分中學(xué)生存在不同程度的心理問題，心理健康問題較為突出[1-2]，中學(xué)生心理問題檢出率為22.1%[3]。從研究報道數(shù)據(jù)來看，理論上中學(xué)生應(yīng)有較大的心理咨詢需求。但筆者對云南某地州中學(xué)的走訪和調(diào)查發(fā)現(xiàn)，心理普查結(jié)果表明學(xué)生心理問題檢出率在二成左右，但實際上各中學(xué)心理咨詢室的咨詢接待量卻較少，造成了心理健康教育資源的閑置與浪費。中學(xué)生較少求助專業(yè)性心理咨詢的問題值得關(guān)注與探討。

專業(yè)性心理幫助態(tài)度是指個體遇到心理問題的時候，向?qū)I(yè)的心理工作人員找到解決問題的出口，尋求專業(yè)心理幫助的一種內(nèi)在心理傾向[4]。以往研究分別從人口學(xué)變量、心理疾病污名、自我效能感、自尊、社會文化等方面探討了對心理求助態(tài)度的影響。關(guān)于自尊與專業(yè)性心理求助態(tài)度的研究已引起了研究者的關(guān)注。研究表明，高中生專業(yè)心理求助態(tài)度與自尊存在很高的正相關(guān)[5]。大學(xué)生自尊與專業(yè)心理求助態(tài)度顯著正相關(guān)[6]。性別、求助經(jīng)驗、自尊、當(dāng)事人自我效能感、社會容忍度五個變量對專業(yè)心理求助態(tài)度均具有預(yù)測作用[7]。研究表明，自尊與專業(yè)性心理求助態(tài)度密切相關(guān)。個人成長主動性是指在成長過程中，個體有意識地、積極主動地去提升和完善自己的傾向[8]。研究表明，專業(yè)心理求助態(tài)度在個人成長主動性和心理健康之間起著顯著部分中介作用[9]。個人成長主動性對個體尋求專業(yè)心理幫助的態(tài)度具有顯著的預(yù)測作用[10]。但關(guān)于自尊與個人成長主動性的關(guān)系研究的文獻則較少見。

綜上，自尊與個人成長主動性是影響專業(yè)性心理求助態(tài)度的兩個重要因素，過去大多是以單一影響因素視角進行研究，未將兩個因素綜合考慮，分析他們共同作用時對專業(yè)心理求助態(tài)度的影響。本研究以中學(xué)生為研究對象，探討個人成長主動性、自尊對專業(yè)性心理求助態(tài)度的影響，以期解釋影響專業(yè)性心理求助態(tài)度的內(nèi)在機制。

一、對象與方法

（一）對象與方法

本研究采用問卷法對云南某地州三所中學(xué)學(xué)生進行問卷調(diào)查。筆者于2018年11月隨機抽取580人參與問卷調(diào)查，共發(fā)放問卷580份，回收有效問卷548份，有效率為94.5%。其中男生231人（42.2%），女生317人（57.8%）；初一96人（17.5%），初二103人（18.8%），初三81人（14.8%），高一89人（16.2%），高二91 人（16.6%），高三88人（16.1%）；獨生子女227人（41.4%），非獨生子女321人（58.6%）；城市生源學(xué)生400人（73%），農(nóng)村生源學(xué)生148人（27%）。

本研究運用SPSS23.0、AMOS24.0對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計處理。

（二）研究工具

1.青少年學(xué)生個人成長主動性問卷（APGIS）

采用郭紀(jì)昌2018年編寫的青少年學(xué)生個人成長主動性問卷，該量表25個條目，由成長韌性、主動改變、成長路徑、成長阻礙四個因子構(gòu)成，1（非常不同意）～6（非常同意）6點記分，6個反向記分題，得分越高個人成長主動性越高[11]。在本研究中各分量表和總量表Cronbach α系數(shù)分別為0.763、0.757、0.819、0.734、0.905，信度較好。

2. 專業(yè)心理求助態(tài)度問卷

采用崔君紅2013年編制專業(yè)心理求助態(tài)度問卷，該問卷共有5個分問卷，20個題目組成。其中正題16個，反題4個。采用1（完全贊同）～5（完全不贊同）5點記分，問卷的得分范圍是20～100分 ，得分越高，專業(yè)心理求助態(tài)度越積極[12]。本研究中各分量表和總量表Cronbach α系數(shù)分別0.805、 0.643、0.689、0.690、0.632、0.843，信度較好。

3. 自尊量表（SES）

采用羅森伯格自尊量表，該量表共10個題目，采用1（完全不符合）四級評分～4（完全符合）4點記分[13]318。得分越高表明被試自尊水平越高。在本研究中，該量表的Cronbach α系數(shù)為0.861，表明信度良好。

二、研究結(jié)果

（一）專業(yè)心理求助態(tài)度各維度與自尊相關(guān)分析

從表1可看出自尊與專業(yè)心理求助態(tài)度總分及各維度呈顯著正相關(guān)（P＜0.01）。中學(xué)生自尊水平越高求助態(tài)度就越積極。

表1 專業(yè)心理求助態(tài)度各維度與自尊相關(guān)矩陣（N=548）

（二）專業(yè)心理求助態(tài)度各維度與個人成長主動性各維度相關(guān)分析

相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，個人成長主動性與專業(yè)心理求助態(tài)度之間顯著正相關(guān)（P＜0.01），見表2。成長阻礙與信任、接納、求助者評價相關(guān)不顯著（P＞0.05）；求助者評價與主動改變、成長路徑、成長阻礙相關(guān)不顯著（P＞0.05）。其余各因子及總分之間均有顯著正相關(guān)（P＜0.01）。中學(xué)生個人成長主動性水平越高，專業(yè)性心理求助態(tài)度就越積極。

表 2 專業(yè)心理求助態(tài)度各維度與個人成長主動性各維度相關(guān)矩陣（N=548）

（三）自尊與個人成長主動性各維度相關(guān)分析

相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，自尊與個人成長主動性總分及各維度顯著正相關(guān)（P＜0.01），見表3。中學(xué)生自尊水平越高，個人成長主動性的動力就越足。

表3 自尊與個人成長主動性各維度及總分相關(guān)分析矩陣（N=548）

（四）中介效應(yīng)分析

為了進一步探討自尊、專業(yè)心理求助態(tài)度和個人成長主動性三者之間的關(guān)系，考察個人成長主動性的中介作用，本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型 （SEM）的方法對個人成長主動性的中介作用進行檢驗。考慮自尊為單維量表且所含題目數(shù)較多，因此，在建構(gòu)模型之前將自尊量表的項目進行打包處理[14]，將自尊量表打成3個包，作為自尊的觀測指標(biāo)。將自尊作為自變量，專業(yè)性心理求助態(tài)度作為因變量，個人成長主動性為中介變量進行路徑分析。模型的擬合與修正見表4和圖1所示。

圖 1 個人成長主動性、自尊和專業(yè)心理求助態(tài)度三者之間的關(guān)系模型圖

表4 模型經(jīng)過模型擬合指數(shù)和修正所得各項擬合指標(biāo)

有研究者認(rèn)為，擬合指數(shù)RMSEA低于0.1表示好的擬合；低于0.05表示非常好的擬合；低于0.01表示 非常出色的擬合。GFI、NFI等擬合指數(shù)要高于0.9以上，表示模型擬合很好。本研究模型的GFI、NFI、IFI 等擬合指數(shù)均高于 0.9，RMSEA 的值為 0.081，低于 0.1，表明該模型擬合良好。模型顯示，自尊對專業(yè)心理求助態(tài)度直接效應(yīng)為0.14，以個人成長主動性為中介的間接效應(yīng)為 0.125 4，總效應(yīng)為 0.265 4，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的47.25%。即自尊能直接影響專業(yè)心理求助態(tài)度，也能通過影響個人成長主動性來間接影響專業(yè)心理求助態(tài)度。

采用偏差矯正的Bootstrap 程序檢驗?zāi)Ｐ椭械闹薪樾?yīng)顯著性，結(jié)果如表5可知，模型中的中介效應(yīng)路徑的 95%置信區(qū)間，間接效應(yīng)不包括0，直接效應(yīng)包括0。說明個人成長主動性在自尊與專業(yè)性心理求助之間的中介成立，且屬于完全中介。Preacher 和 Hayes （2008）呼吁放棄完全中介的概念， 將所有中介都看作是部分中介[15]。Zhao 等人（2010）建議直接報告間接效應(yīng)和直接效應(yīng)的顯著性[16]。模型檢驗結(jié)果表明，自尊對專業(yè)心理求助態(tài)度的直接效應(yīng)不顯著，只有中介效應(yīng)。個人成長主動性在自尊與專業(yè)心理求助態(tài)度之間中介效應(yīng)顯著。

表5 中介效應(yīng)檢驗的Bootstrap分析

三、 分析與討論

（一） 中學(xué)生自尊、個人成長主動性、專業(yè)性心理求助態(tài)度相關(guān)分析

研究數(shù)據(jù)表明，自尊與個人成長主動性、專業(yè)心理求助態(tài)度之間顯著正相關(guān)（P＜0.01）。自尊量表得分與個人成長主動性量表得分顯著正相關(guān)。個體自尊水平越高，就越追求積極主動的自我成長。林崇德認(rèn)為自尊是與自我意識中具有評價意義的成分，是與自尊需要相聯(lián)系的對自我的態(tài)度體驗。自尊是人們對自我價值、長處、重要性總體的情感上評價[13]318。個人自尊需要越高，要獲得較高的自我價值體驗，個體就會反思現(xiàn)狀，意識到改變的需要，主動改變的愿望就會強烈，就會具有更加積極的意志行動，越有可能通過主動改變達到個人目標(biāo)，從而制定計劃，整合資源，積極主動的追求成長與進步。

自尊與專業(yè)性心理求助態(tài)度顯著正相關(guān)。這與以往研究結(jié)果一致[5-7]，即高自尊的中學(xué)生比低自尊的中學(xué)生在遇到心理問題時，更愿意尋求專業(yè)性心理幫助。中學(xué)生個體自尊水平越高，越能意識到自己的不足，為追求進步，就越容易尋求專業(yè)性心理幫助。關(guān)于自尊與求助的關(guān)系有兩種觀點：一致性假說和脆弱假說。本研究中高自尊的中學(xué)生求助態(tài)度更積極，支持脆弱假說，低自尊的學(xué)生比高自尊的學(xué)生更不愿意求助。

高中生個人成長主動性得分越高，其專業(yè)心理求助態(tài)度就越積極。這與以往研究結(jié)果相一致[9-10]。按調(diào)節(jié)匹配理論觀點，個人成長主動性可視為調(diào)節(jié)導(dǎo)向的形式來指導(dǎo)行為。個人成長主動性高的個體，有較好的調(diào)節(jié)導(dǎo)向意識與反饋，為達到目標(biāo)，個體在遇到困難時一般會主動尋求解決問題的辦法，求助愿望較為強烈。個人成長主動性高的個體主動改變的意愿較為強烈，對自身成長道路的認(rèn)識越清晰，也就越會利用資源，尋求幫助去達成自己的目標(biāo)。當(dāng)他們面臨成長阻礙，出現(xiàn)心理問題時，為更好地達成自我成長的目標(biāo)，也就更愿意尋求專業(yè)性心理幫助，從而獲得自身的成長。

由此可見，自尊、個人成長主動性都是中學(xué)生專業(yè)性心理求助態(tài)度的保護性因素，對專業(yè)性心理求助態(tài)度產(chǎn)生積極的影響。

（二）個人成長主動性在自尊與專業(yè)心理求助態(tài)度之間的中介作用分析

模型擬合的結(jié)果表明，個人成長主動性在自尊與專業(yè)心理求助態(tài)度之間起著顯著的中介作用。自尊水平高的個體有著高水平的自尊需要，為獲得高水平的自尊體驗，個體就會有著較為充足的成長動力，積極地去改變現(xiàn)狀，有計劃地做出努力和改變。當(dāng)他們面臨困境時，也會積極地尋求各方面的幫助，他們更相信通過專業(yè)的心理求助行為能幫助自己走出困境，實現(xiàn)自我的成長。

研究結(jié)果還表明，自尊還通過個人成長主動性間接地影響專業(yè)心理求助態(tài)度。自尊是對自我價值的評價與體驗，高自尊水平的個體總有著高自尊的需要。主動的自我改變是個人成長主動性的核心。高自尊需要可以促使個體的主動認(rèn)知和行為，進而促使個人成長主動性水平的提升。個人成長主動性的行為方面包括抓住機會提升自己[17]，當(dāng)個體面臨困境時，自然也會抓住心理咨詢與治療的途徑來提升自己，其專業(yè)性心理求助態(tài)度也就更積極。低自尊的個體對自我持消極的態(tài)度，對自我的接納不高，不相信自己的能力和價值，主動改變的動力不足，往往有著較低的個人成長主動性水平。自尊水平低的個體，個人成長主動性水平也低，他們?yōu)楸Ｗo自己不受傷害，害怕被拒絕，對自己不信任，在遇到心理問題時往往選擇放棄，不愿意主動尋求心理幫助?？梢?，自尊通過影響個體個人成長主動性進而影響專業(yè)性心理求助態(tài)度。自尊水平高的個體，其個人成長動性也高，個人成長主動性高的個體有更好的利用資源的意識和能力，有尋求幫助的意識，其專業(yè)性心理求助態(tài)度水平也就更高更積極。該研究結(jié)果也表明個人成長主動性可較好的預(yù)測專業(yè)性心理求助態(tài)度。對中學(xué)生專業(yè)性心理求助態(tài)度的干預(yù)，可通過干預(yù)提高中學(xué)生的個人成長主動性而間接提高學(xué)生的專業(yè)性心理求助態(tài)度。

四、結(jié)語

第一，專業(yè)性心理求助態(tài)度、個人成長主動性、自尊三者之間兩兩正相關(guān)。

第二，個人成長主動性在自尊與專業(yè)心理求助態(tài)度之間起著顯著的中介作用。