教師支持、同伴支持與中學(xué)生心理危機的關(guān)系：歧視知覺的中介作用 *

孫 芳 李歡歡 包佳敏 甄子昂 宋 巍 蔣松源

(中國人民大學(xué)心理學(xué)系，北京 100872)

1 引言

心理危機是當(dāng)個體面對挫折且心理慣常的應(yīng)對資源不足時，出現(xiàn)的一系列不適應(yīng)性反應(yīng)（Roberts, 2005），包括各類情緒、認(rèn)知、生理和行為癥狀，嚴(yán)重時還會出現(xiàn)自傷、自殺（邊玉芳,鐘驚雷, 周燕, 蔣赟, 2010）。中學(xué)生是心理危機的高發(fā)群體（Gunnell, Kidger, & Elvidge, 2018）。一方面是生理、認(rèn)知、情緒等系統(tǒng)迅速變化給中學(xué)生的心身發(fā)展帶來巨大挑戰(zhàn)（Ogden & Hagen,2013）；另一方面，中學(xué)生面臨著新的環(huán)境、期待和要求（Pfeifer & Blakemore, 2012）。研究發(fā)現(xiàn)，我國中學(xué)生抑郁癥狀檢出率為28.40%（劉福榮等,2020），焦慮情緒的發(fā)生率為19.25%（張媛媛等,2018），自傷、自殺意念和自殺未遂的檢出率分別為7.92%、17.71%、4.96%（徐慧瓊等, 2019）。因此，中學(xué)生群體心理危機的發(fā)展機制值得關(guān)注。

1.1 心理危機與教師支持、同伴支持

環(huán)境因素在中學(xué)生心理危機的發(fā)展機制中的重要性逐漸顯現(xiàn)。依據(jù)生態(tài)學(xué)理論（Siegler,DeLoache, & Eisenberg, 2010），家庭和學(xué)校是中學(xué)生重要的環(huán)境微系統(tǒng)，對于中學(xué)生而言，學(xué)校環(huán)境對其身心健康的影響逐漸增加，家庭環(huán)境的影響弱化（Jia & Liu, 2017）。家庭環(huán)境中的父母婚姻沖突、父母控制能顯著正向預(yù)測中學(xué)生的心理危機水平（王淼, 李歡歡, 包佳敏, 黃川, 2020）。根據(jù)資源發(fā)展框架理論（常淑敏, 張文新, 2013），教師支持和同伴支持是學(xué)校資源中的重要組成部分，通過加強人際聯(lián)結(jié)，促進(jìn)青少年的健康發(fā)展。教師支持是通過教師與學(xué)生的親密度（溫暖、支持和開放的師生溝通）和沖突程度（公平性、師生爭吵）來反映（Zee, Koomen, & van der Veen, 2013）。同伴支持是指青少年與同齡人互動過程中，感受到情感上的關(guān)心、陪伴與幫助（Wentzel, Battle, Russell, & Looney, 2010）。以往研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的教師支持和同伴關(guān)系可通過給予中學(xué)生更多的情緒和信息支持，提高其主觀滿意度（Hombrados-Mendieta, Gomez-Jacinto,Dominguez-Fuentes, Garcia-Leiva, & Castro-Travé,2012）。教師給學(xué)生自主決策的程度越低，中學(xué)生的抑郁和焦慮越明顯（Yu, Li, Wang, & Zhang,2016）。而同伴侵害是中學(xué)生抑郁、焦慮的重要預(yù)測因素（Stapinski, Araya, Heron, Montgomery, &Stallard, 2015），可以正向預(yù)測自殺意念和自殺未遂（van Geel, Vedder, & Tanilon, 2014）。然而，教師支持、同伴支持與中學(xué)生心理危機的關(guān)系及其機制需要進(jìn)一步闡明。

1.2 歧視知覺在校園環(huán)境因素與心理危機關(guān)系中的中介作用

根據(jù)心理中介理論，個體在不良應(yīng)激事件或者不良環(huán)境等背景下，通過情緒調(diào)節(jié)、認(rèn)知解釋和人際關(guān)系等中介因素，最終導(dǎo)致病理性結(jié)果（Hatzenbuehler, 2009），歧視知覺是其中一個重要的認(rèn)知中介（Staples, Neilson, Bryan, & George, 2018）。歧視知覺是一種具有普遍性的受到排斥、孤立、偏見的主觀感受，比客觀歧視經(jīng)歷更能直接影響個體的心理和行為（Dion & Kawakami, 1996）。高水平歧視知覺的個體有更少的主觀幸福體驗，更高的抑郁和焦慮水平（Davis et al., 2016）和更多的自殺、自傷行為（Delgado, Nair, Updegraff, & Uma?a-Taylor, 2019）。歧視知覺在家庭經(jīng)濟(jì)壓力、父母婚姻沖突與青少年抑郁的關(guān)系中起著顯著的中介作用（李董平等, 2015; 王淼等, 2020）。不良的校園環(huán)境因素與歧視知覺也有著密切關(guān)系。學(xué)生感知到的公平教學(xué)氛圍和教師關(guān)心水平越低，歧視知覺水平越高（Stone & Han, 2005）。學(xué)生的心理疏離感能顯著正向預(yù)測歧視知覺（Verkuyten & Brug,2003），而教師行為和同伴行為是學(xué)生心理疏離感的重要來源（Hascher & Hadjar, 2018）。低教師支持行為和缺乏同伴支持可能作為一種歧視經(jīng)歷，成為中學(xué)生的慢性壓力源，誘發(fā)個體高水平的歧視知覺，對心理健康帶來不利影響（Hood, Bradley, &Ferguson, 2017）。由此推斷，歧視知覺可能在不良校園環(huán)境因素與中學(xué)生心理危機關(guān)系間起顯著的中介作用。

1.3 性別的調(diào)節(jié)作用

在中學(xué)生環(huán)境因素與心理危機關(guān)系的研究中，性別是否具有調(diào)節(jié)作用存在爭議。以往研究表明，在壓力事件下，女性的心理危機更多表現(xiàn)為抑郁、焦慮等內(nèi)化問題，而男性則表現(xiàn)為物質(zhì)濫用等外化問題（Seedat et al., 2009）。縱向研究發(fā)現(xiàn)，性別在青少年歧視知覺與抑郁關(guān)系中有顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)。女生的同伴親密度能顯著緩沖個體的歧視知覺對抑郁的影響作用，而在男生中沒有發(fā)現(xiàn)類似效應(yīng)（Delgado et al., 2019）。與此相反，也有研究未發(fā)現(xiàn)性別在同伴支持與抑郁的關(guān)系中存在顯著調(diào)節(jié)作用（Vaughan, Foshee, & Ennett,2010），低社會支持對抑郁的影響無顯著性別差異（Piccinelli & Wilkinson, 2000）。造成上述研究結(jié)果不一致的原因，一方面可能是不同研究樣本異質(zhì)性所致，另一方面，青春期男生和女生的生理心理發(fā)展特征不同，同伴關(guān)系也存在明顯差異，男生更容易遭受同伴拒絕。因此，性別在環(huán)境因素與中學(xué)生心理危機關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用值得關(guān)注。與性別不同的是，中學(xué)生心理危機存在年級差異具有較為一致的結(jié)果。與初中生相比，高中生感知的心理壓力、焦慮和抑郁更為明顯（楊文輝, 周烴, 彭芳, 劉海洪, 2013）。可能的解釋是：與初中生相比，一方面高中生的學(xué)業(yè)壓力和人際壓力更為明顯，而家庭關(guān)系相對弱化；另一方面高中生的自我意識顯著增強，但認(rèn)知和情緒控制能力相對不足，更容易出現(xiàn)心理危機（World Health Organization, 2016）。因此，在本研究中考察教師支持、同伴關(guān)系、歧視知覺與心理危機關(guān)系時，會進(jìn)一步分析性別而不是年級在該假設(shè)模型中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

綜上所述，本研究以中學(xué)生群體為研究對象，考察歧視知覺在教師支持、同伴支持與中學(xué)生心理危機關(guān)系中的中介作用，以及性別在上述中介模型中是否具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。旨在為校園環(huán)境因素對中學(xué)生心理危機的影響提供實證依據(jù)，為后續(xù)危機干預(yù)帶來啟示。研究假設(shè)如下：（1）教師支持和同伴支持可顯著負(fù)向預(yù)測心理危機；（2）歧視知覺在教師支持、同伴支持和心理危機關(guān)系中起著顯著的部分中介作用；（3）性別在上述多重中介模型中起著顯著的調(diào)節(jié)作用。

2 研究方法

2.1 被試

所有被試來自天津市四所中學(xué)，共計2385 人。由于錯填、漏填刪除72 份數(shù)據(jù)，缺失性別和年齡等關(guān)鍵數(shù)據(jù)刪除45 份，獲得2268 份有效問卷，回收率95.09%。樣本中被試的平均年齡為15.04±1.70 歲。其中，男生1084 名（47.80%），女生1184 名（52.20%）；初中1170 名（51.59%），高中1098 名（48.41%）；獨生子女877 人（38.67%），非獨生子女1378 人（60.76%），未知13 人（0.57%）；走讀生465 人（20.50%），寄宿生1723 人（75.97%），未知80 人（3.53%）；城市生源898 人（39.59%），農(nóng)村生源1321 人（58.24%），未知49 人（2.16%）。

本研究獲得中國人民大學(xué)倫理審查委員會批準(zhǔn)，在調(diào)查前獲得每所學(xué)校的知情同意。所有調(diào)查問卷均在課堂上完成，且每名被試有權(quán)利拒絕或中途退出調(diào)查。

2.2 研究工具

2.2.1 中學(xué)生心理危機狀態(tài)問卷

參考邊玉芳等人（2010）對心理危機狀態(tài)的描述，編制中學(xué)生心理危機狀態(tài)問卷。問卷包括認(rèn)知、情緒、行為和自傷自殺等四個維度，共計31 題，其中，自傷自殺維度為2 點計分（0～1），其余維度均為4 點計分（1～4）。樣本中一半數(shù)據(jù)（n1=1134）進(jìn)行探索性因素分析，另一半數(shù)據(jù)（n2=1134）進(jìn)行驗證性因素分析。探索性因素分析的結(jié)果顯示：總共四個因子，方差的總解釋率為53.57%，各條目的因素載荷在0.46～0.82 之間。驗證性因素分析結(jié)果顯示：χ2/df=4.15，RMSEA=0.05，SRMR=0.04，CFI=0.93，TLI=0.92，表明問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。另外，總量表、認(rèn)知、情緒、行為和自傷自殺維度的Cronbach’s α 系數(shù)分別是0.94、0.91、0.91、0.72、0.77。

2.2.2 教師支持問卷

從教師的親密度和公平性等兩個方面進(jìn)行評估。問卷共5 題，其中2 題（“在班級工作中，老師對所有同學(xué)都一視同仁，公平對待嗎？老師在班級同學(xué)受欺負(fù)的時候會及時出面解決嗎？”）用于評估教師公平性，其余3 題參考兒童青少年社會支持量表（Child and Adolescent Social Support Scale）（Tennant et al., 2015）中的教師支持維度，來評估教師與學(xué)生親密度，題目為“你覺得老師對你友好嗎？你在遇到困難的時候，信任老師并愿意告訴他你的難處嗎？你認(rèn)為老師和同學(xué)們的關(guān)系好嗎？”量表采用Likert 4 點計分法，分?jǐn)?shù)越高，教師支持水平越高。在本研究樣本中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.89。量表為單維度，可解釋方差為71.35%，各條目的因子載荷在0.75～0.88 之間。

2.2.3 同伴支持問卷

同伴支持使用感知社會支持多維量表（Multidimensional Scale of Perceived Social Support）（Zimet, Dahlem, Zimet, & Farley, 1988）的同伴支持維度，共5 題，采用Likert 3 點計分。總分越高，表明個體感受到的同伴支持水平越高。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.94。

2.2.4 中學(xué)生歧視知覺問卷

由王淼等（2020）修訂，包括言語歧視、行為歧視和對比歧視感知三個維度，共15 題。其中，言語歧視指個體遭到言語攻擊和冒犯，行為歧視指個體感知到自己被人有意地回避和疏遠(yuǎn)，對比歧視指個體在與他人的對比中感知到的不公平待遇。問卷采用Likert 5 點計分，總分越高表示個體感知到的歧視知覺水平越高。本研究中，該問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.94。

2.3 統(tǒng)計方法

使用SPSS22.0 和Mplus7.0 處理數(shù)據(jù)。采用獨立樣本t檢驗對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計和差異分析，采用Spearman 相關(guān)分析考察感興趣變量間的關(guān)系，采用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗變量間的中介作用。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

使用Harman 單因素檢驗的方法來評估。根據(jù)探索性因素分析結(jié)果顯示，大于1 的特征根為15 個，且第一個公因子能解釋的變異量為26.65%，小于40%的判斷標(biāo)準(zhǔn)，表明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 中學(xué)生心理危機的人口學(xué)分布差異

四所學(xué)校學(xué)生的整體危機狀態(tài)問卷得分為43.87±15.92。初中生的危機狀態(tài)問卷得分顯著低于高中生，而性別、是否獨生子女、上學(xué)方式和生源地的危機狀態(tài)得分差異不顯著，ps＜0.001。

3.3 教師支持、同伴支持、歧視知覺和心理危機的年級差異

不同年級學(xué)生的教師支持、同伴支持、歧視知覺和心理危機狀態(tài)問卷總體得分具有顯著差異。初中生的教師支持、同伴支持水平顯著高于高中生（p＜0.001,d=0.26），歧視知覺水平顯著低于高中生（p＜0.001,d=?0.38）。

3.4 各變量的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果

相關(guān)分析顯示：教師支持、同伴支持和危機狀態(tài)問卷得分呈顯著負(fù)相關(guān)，歧視知覺和危機狀態(tài)問卷得分呈顯著正相關(guān)；教師支持、同伴支持和歧視知覺呈顯著負(fù)相關(guān)；教師支持和同伴支持呈顯著正相關(guān)（見表1）。

表 1 各變量的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果

3.5 歧視知覺的中介效應(yīng)檢驗

使用Bootstrap 法檢驗中介效應(yīng)，先后有放回地抽樣5000 次。以性別、年級、獨生子女為協(xié)變量，同時放入教師支持、同伴支持為預(yù)測變量，歧視知覺為中介變量，心理危機為結(jié)果變量構(gòu)建多重中介模型。模型如圖1 所示，圓圈代表潛變量（教師支持、同伴支持、歧視知覺和心理危機），方框代表觀測變量（認(rèn)知異常、情緒問題、問題行為和自殺自傷）。為了使模型簡潔，圖中僅呈現(xiàn)心理危機對應(yīng)的觀測變量。結(jié)果表明，χ2=940.81，df=152，RMSEA=0.05，SRMR=0.03，CFI=0.97，TLI=0.96，模型的各項擬合指標(biāo)均良好。其中，教師支持、同伴支持對心理危機的直接作用路徑顯著。教師支持（β=?0.18,p＜0.001）和同伴支持（β=?0.08,p＜0.001）通過歧視知覺作用于心理危機的特定中介效應(yīng)顯著，二者的中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)的38.82%、18.20%。

圖 1 教師支持、同伴支持對心理危機的影響：歧視知覺的中介作用

進(jìn)一步檢驗教師支持和同伴支持的對比中介效應(yīng)。分別設(shè)定教師支持–歧視知覺–心理危機和同伴支持–歧視知覺–心理危機的中介效應(yīng)為b1×c、b2×c，總的中介效應(yīng)為b1×c+b2×c，對比中介效應(yīng)為b1×c?b2×c（見表2）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：對比中介效應(yīng)顯著，即教師支持的中介路徑顯著大于同伴支持的中介路徑（p=0.02）?？偟闹薪樾?yīng)顯著（β=?2.25,p＜0.001）（見圖1）。

表 2 歧視知覺在教師支持和同伴支持和心理危機中的多重中介模型

3.6 中介模型的性別差異檢驗

采用多樣本分析法檢驗上述多重中介模型的性別差異（見圖2 和圖3）。第一步，分別對男、女樣本的基線模型進(jìn)行檢驗，模型擬合指標(biāo)均良好。第二步，對模型的具體路徑系數(shù)的男女差異進(jìn)行對比。結(jié)果顯示，同伴支持對心理危機的直接效應(yīng)在女生中顯著（β=?0.12,p=0.001），男生中不顯著；而教師支持對心理危機的直接效應(yīng)在男女中均存在。在女生樣本中，教師支持到歧視知覺路徑系數(shù)為?0.34，95%CI[?0.42, ?0.26]；教師支持到心理危機的路徑系數(shù)為?0.12，95%CI[?0.20,?0.04]（見圖2）；而在全樣本中，教師支持到歧視知覺路徑系數(shù)也為?0.34，95%CI[?0.40, ?0.28]，教師支持到心理危機的路徑系數(shù)為?0.12，95%CI[?0.18, ?0.07]。

圖 2 多重中介模型中路徑系數(shù)（女生）

圖 3 多重中介模型中路徑系數(shù)（男生）

4 討論

本研究發(fā)現(xiàn)教師支持、同伴支持和中學(xué)生心理危機之間存在密切的關(guān)系，個體的歧視知覺是低教師支持、缺乏同伴支持誘發(fā)中學(xué)生心理危機的重要中介變量。此外，歧視知覺在男生、女生的同伴支持與心理危機關(guān)系中均有著顯著的中介作用，女生的同伴支持還可對心理危機產(chǎn)生直接緩沖效應(yīng)。

4.1 中學(xué)生心理危機特征

本研究發(fā)現(xiàn)，隨著年級增高，中學(xué)生心理危機水平呈現(xiàn)上升趨勢，可能的解釋是高中生所面臨的學(xué)業(yè)壓力更大，學(xué)業(yè)滿意度更低，與以往研究結(jié)果一致（Daily, Mann, Kristjansson, Smith, &Zullig, 2019）。另外，與初中生相比，高中生更少從教師和同伴處尋求支持，且具有較高水平的歧視知覺。表明高中生遇到困境時，更傾向于通過個體的認(rèn)知加工解釋問題，而不是尋求他人幫助。提示今后危機干預(yù)應(yīng)重視高年級群體，尤其是學(xué)業(yè)壓力對該群體的不良影響。

4.2 歧視知覺在校園環(huán)境因素和心理危機中的中介作用

本研究還發(fā)現(xiàn)，教師支持和同伴支持對中學(xué)生心理危機水平具有顯著的負(fù)向預(yù)測作用，與以往研究一致（Hombrados-Mendieta et al., 2012）。表明良好的教師支持和同伴支持可作為校園環(huán)境中的社會支持，對中學(xué)生的健康發(fā)展產(chǎn)生積極影響。此外，教師支持和同伴支持可以顯著負(fù)向預(yù)測歧視知覺，與以往研究一致（Delgado et al., 2019）。可能的解釋是，當(dāng)個體得到較少的教師和同伴支持時，會產(chǎn)生低自尊和高社會排斥感受，進(jìn)而增加歧視知覺水平（Oxman-Martinez et al., 2012）。

此外，歧視知覺在教師支持、同伴支持與心理危機的關(guān)系具有顯著的中介作用，且教師支持通過歧視知覺影響心理危機的作用比同伴支持更明顯。該研究結(jié)果為心理中介理論提供了實證支持?？赡艿慕忉屖?，中學(xué)生處于較低支持的校園環(huán)境中時，會感受到環(huán)境對自身的歧視和惡意，難以融入環(huán)境，進(jìn)而發(fā)展出心理危機。與缺乏同伴支持相比，教師的不當(dāng)言行給中學(xué)生帶來的歧視感受和心理沖擊更為明顯。由于本研究樣本中大部分是寄宿生（75.97%），與走讀生相比，寄宿生與教師接觸更為密切。研究樣本的構(gòu)成可能是這一結(jié)果的原因。提示中學(xué)生的心理危機干預(yù)應(yīng)重視師生關(guān)系和同伴關(guān)系建設(shè)，并加強認(rèn)知方式的教育引導(dǎo)。

4.3 性別在中介模型中的調(diào)節(jié)作用

在同伴支持與心理危機的關(guān)系中，歧視知覺的中介作用存在性別差異。男生中是完全中介，女生中則是部分中介。但在教師支持與心理危機關(guān)系中，無論男生或女生，歧視知覺均起到部分中介作用。表明缺乏同伴支持所帶來的主觀歧視感受是促進(jìn)男生心理危機發(fā)展的關(guān)鍵心理中介因素，而不良教師支持帶來的主觀歧視感受是男生、女生心理危機的部分發(fā)展機制?？赡艿慕忉屖牵饶猩又匾曂殛P(guān)系，可以獲得更多同伴支持（Rose & Rudolph, 2006）；面對壓力時，女生更愿意跟同伴傾訴自己的負(fù)面情緒，來減輕心理壓力（Deng & Lü, 2015）。然而，對于低教師支持行為給學(xué)生帶來的主觀歧視感受，并不存在顯著的性別差異。

4.4 不足與展望

本研究存在以下不足，首先，研究采用橫斷面設(shè)計，難以對研究變量做出因果推論。其次，樣本來源于天津四所中學(xué)，研究結(jié)果的普適性還需要在更具代表性的中學(xué)生樣本中檢驗。未來研究可采用縱向研究設(shè)計，進(jìn)一步探索家庭環(huán)境和校園環(huán)境對中學(xué)生心理危機的交互作用機制。

5 結(jié)論

（1）教師支持、同伴支持可以顯著預(yù)測心理危機。（2）歧視知覺在教師支持、同伴支持和心理危機的關(guān)系中起著中介作用。相比同伴支持，通過不良教師支持誘發(fā)歧視知覺，進(jìn)而發(fā)展出心理危機的路徑系數(shù)更大。（3）同伴支持對心理危機的直接作用具有性別差異，而教師支持的直接作用不具有性別差異。