心理素質(zhì)對青少年早期心理健康的影響
——認(rèn)知重評和積極歸因方式的中介作用

張大均朱政光陳合武李 勇

1. 西南大學(xué) 心理健康教育研究中心暨心理學(xué)部，重慶 400715；2. 重慶郵電大學(xué) 學(xué)生處心理輔導(dǎo)中心，重慶 400065；3. 重慶市潼南區(qū)教研室，重慶 潼南 402660

國家衛(wèi)健委和中宣部等22個部門于2016年12月30日聯(lián)合頒布的《關(guān)于加強心理健康服務(wù)的指導(dǎo)意見》(國衛(wèi)疾控發(fā)〔2016〕77號)中強調(diào)，心理健康服務(wù)對個體的發(fā)展具有重要意義，各級各部門應(yīng)大力發(fā)展各類心理健康服務(wù)． 文件指出：“個體未來的人格發(fā)展深受兒童青少年時期心理健康的影響，學(xué)校應(yīng)重視與加強心理健康教育，培養(yǎng)學(xué)生積極樂觀、健康向上的心理品質(zhì)”． 該舉措進(jìn)一步反映了黨和國家對國民心理健康的重視，維護(hù)和提升兒童青少年的心理健康既是國民心理健康的關(guān)鍵，也是學(xué)校教育的重要內(nèi)容．

影響個體心理健康的因素很多，其中心理素質(zhì)是心理健康的內(nèi)源性因素，其在很大程度上可以預(yù)測和影響個體的心理健康[1]． 心理素質(zhì)是以生理條件為基礎(chǔ)，將外在獲得事物內(nèi)化為穩(wěn)定的、基本的、衍生性的并與人的社會適應(yīng)行為和創(chuàng)造行為密切聯(lián)系的心理品質(zhì)[2]． 心理素質(zhì)與心理健康之間存在密切的內(nèi)在聯(lián)系． 張大均等[3]認(rèn)為，心理素質(zhì)與心理健康是“本”與“標(biāo)”的關(guān)系，前者作為心理素質(zhì)結(jié)構(gòu)的核心層面，是一切心理活動之基本，而后者是心理素質(zhì)結(jié)構(gòu)的狀態(tài)層，是心理素質(zhì)的狀態(tài)反映． 心理素質(zhì)水平的高低對心理健康水平的高低起直接決定作用，心理健康是心理素質(zhì)健全的標(biāo)志[4]． 由此可看出，心理健康教育的關(guān)鍵是提升學(xué)生的心理素質(zhì)，而培養(yǎng)學(xué)生健全的心理素質(zhì)是維護(hù)其心理健康的根本途徑．

已有實證研究也表明心理素質(zhì)與心理健康存在顯著的相關(guān)性[5]，但有關(guān)心理素質(zhì)影響心理健康的內(nèi)在機制研究卻較少． 胡天強等[6]曾以中學(xué)生為被試，探討了自我服務(wù)歸因偏向在心理素質(zhì)與抑郁之間的作用機制，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，心理素質(zhì)能夠通過自我服務(wù)歸因有效地預(yù)防和緩解學(xué)生的抑郁情緒體驗；董澤松等[7]的研究則發(fā)現(xiàn)了心理素質(zhì)能夠通過積極情緒調(diào)節(jié)策略(認(rèn)知重評)提升中學(xué)生的生活滿意度[7]． 這些研究初步揭示了心理素質(zhì)對心理健康各指標(biāo)之間的作用，推進(jìn)了有關(guān)心理素質(zhì)與心理健康間的作用機制研究． 但是，隨著對心理健康內(nèi)涵結(jié)構(gòu)探討的深入，學(xué)界對心理健康內(nèi)涵的理解也已從心理疾病的缺失或高水平幸福感的擁有轉(zhuǎn)向為兩者結(jié)合的完全狀態(tài)，即心理健康雙因素模型[8]． 積極心理健康狀態(tài)和消極心理健康狀態(tài)應(yīng)是心理健康診斷中不可或缺的兩個因素[9]． 因此，單從心理健康積極指標(biāo)或消極指標(biāo)中的某一方面來考察其與心理素質(zhì)間的機制就顯得缺乏說服力了． 為彌補此類研究的不足，進(jìn)一步推進(jìn)心理素質(zhì)對心理健康的作用機制研究，本研究將同時考察心理素質(zhì)對心理健康積極指標(biāo)(生活滿意度)和消極指標(biāo)(抑郁)的影響．

情緒調(diào)節(jié)策略反映的是個體對自己情緒的內(nèi)容及其發(fā)生、體驗和表達(dá)施加影響的過程[10]． 認(rèn)知重評和表達(dá)抑制作為最常用和最有價值的情緒調(diào)節(jié)策略，分別體現(xiàn)的是改變對情緒事件的理解及其對個人意義的認(rèn)識，以及抑制正在或?qū)⒁l(fā)生的情緒表達(dá)行為[11]． 情緒調(diào)節(jié)策略的使用與個體心理素質(zhì)密切相關(guān)，高心理素質(zhì)者能憑借認(rèn)知和人格優(yōu)勢達(dá)到良好的社會適應(yīng)，表現(xiàn)出情緒穩(wěn)定和成熟并充滿安全的情緒體驗，面對消極情緒事件時能主動采用積極的情緒調(diào)節(jié)策略調(diào)整對情緒事件的理解和認(rèn)識[7]． 而作為一種自我調(diào)節(jié)方式，情緒調(diào)節(jié)策略又影響著個體的心理健康水平． Hu等[12]對情緒調(diào)節(jié)與心理健康的關(guān)系進(jìn)行元分析發(fā)現(xiàn)，使用認(rèn)知重評策略的個體更易擁有正向情感與較高的生活滿意度，更少體驗到負(fù)性情感、焦慮等心理健康消極指標(biāo)． 程利等[13]總結(jié)前人大量研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：認(rèn)知重評能夠削弱個體的負(fù)性情緒體驗，增加積極情緒體驗，有利于人們的身心健康、提高學(xué)習(xí)效率． 綜上所述，本研究推斷：積極的情緒調(diào)節(jié)策略(認(rèn)知重評)極有可能在心理素質(zhì)與心理健康之間起中介作用．

歸因方式是個體對正性或負(fù)性生活事件產(chǎn)生原因的解釋方式[14]． 個體的積極歸因方式與心理素質(zhì)密切相關(guān)，心理素質(zhì)水平高的個體對自身和事件認(rèn)知更為積極，更傾向采取對自身有利的方式對成功或失敗進(jìn)行歸因[6]；而積極的歸因方式對個體的心理健康又有著不容忽視的影響． 實證研究表明，積極的歸因方式能夠維護(hù)個體自尊，預(yù)測心理健康，避免死亡、悲觀和抑郁[15]． 積極歸因方式將消極事件歸為他人的、暫時的和局部的原因，使個體對自身和外界有更為積極的評價和認(rèn)識，累積更多的正性情感，因而體驗到更高的生活滿意度[16]以及更低的消極情緒[17]． 另外，來自有關(guān)抑郁的習(xí)得性無助理論表明，消極的歸因方式能夠?qū)е聜€體當(dāng)前以及未來的抑郁狀態(tài)，而積極的歸因方式卻能夠預(yù)測個體今后的適應(yīng)和發(fā)展[18]． 據(jù)此，本研究假設(shè)：除情緒調(diào)節(jié)外，積極歸因方式也極有可能在心理素質(zhì)與心理健康之間起中介作用．

綜上所述，本研究旨在探討青少年早期心理素質(zhì)、認(rèn)知重評、積極歸因方式對其心理健康積極指標(biāo)(生活滿意度)和消極指標(biāo)(抑郁)的影響，以期為青少年心理健康的研究與教育提供實證參考依據(jù)． 根據(jù)本研究的主題并結(jié)合對已有研究的梳理分析，本研究假設(shè)青少年早期認(rèn)知重評和積極歸因方式在心理素質(zhì)與生活滿意度和抑郁起著多重中介作用． 假設(shè)模型見圖1．

圖1 假設(shè)模型

1 試驗方法

1.1 試驗對象

隨機選取重慶市某區(qū)3所中學(xué)，采用整群抽樣的方法從每個學(xué)校的初一和初二2個年級中各抽取2個班級進(jìn)行問卷調(diào)查． 共發(fā)放問卷832份，最后獲得的有效問卷為761份，有效回收率91.5%． 絕大部分被試對象年齡在青少年早期階段(12～15歲)，平均年齡為13.3歲(SD=0.84)． 其中，男生385人(50.6%)，女生376人(49.4%)；初一429人(56.4%)，初二332人(43.6%)．

1.2 測量工具

1.2.1 中學(xué)生心理素質(zhì)問卷(簡化版)

采用胡天強等[19]2017年依據(jù)心理素質(zhì)雙因素模型修訂的中學(xué)生心理素質(zhì)問卷． 問卷共24道題項，包括認(rèn)知、個性和適應(yīng)性3個維度，采用從“非常不符合”到“非常符合”1～5級評分，總分越高，表明心理素質(zhì)水平越高． 本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.89，各維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.81，0.76和0.72． 應(yīng)用驗證性因素分析方法求得問卷雙因子結(jié)構(gòu)的各擬合指數(shù)為：χ2/df=2.85，GFI=0.93，AGFI=0.91，CFI=0.91，IFI=0.91，RMSEA=0.05．

1.2.2 認(rèn)知重評問卷

問卷主要由John和Gross編制、夏凌翔等人翻譯的情緒調(diào)節(jié)問卷[10]，主要測量個體使用情緒調(diào)節(jié)策略的頻率，包含認(rèn)知重評和表達(dá)抑制2個維度，共10個題項，采用從“完全不同意”到“完全同意”1～7級評分，得分越高說明被試對象越傾向于運用該種情緒調(diào)節(jié)策略． 本研究選取該問卷中的認(rèn)知重評維度的6個題項組成認(rèn)知重評問卷，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.72． 應(yīng)用驗證性因素分析方法求得問卷結(jié)構(gòu)的各擬合指數(shù)為：χ2/df=5.58，GFI=0.98，NFI=0.93，CFI=0.94，IFI=0.94，RMSEA=0.07．

1.2.3 歸因方式問卷

研究采用兒童歸因方式問卷測量青少年早期個體的積極歸因方式[20]． 該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.40～0.60，間隔6個月的重測信度為0.53． 由于該問卷已被國內(nèi)許多學(xué)者用來研究不同人群的歸因傾向，并得到了類似的信度與效度系數(shù)，且問卷適用年齡為6～18歲[21]，所以其同樣適用于本研究． 本研究中，積極事件歸因和消極事件歸因的內(nèi)部一致性系數(shù)均為0.41． 應(yīng)用驗證性因素分析方法求得問卷結(jié)構(gòu)的各擬合指數(shù)為：χ2/df=3.09，GFI=0.91，AGFI=0.89，RMSEA=0.05．

1.2.4 生活滿意度量表

采用Diener等[22]編制的生活滿意度量表來評定個體對自己生活的滿意程度，包括5個項目，采用 從“強烈反對”到“極力贊成”1～7級記分． 本研究中量表的內(nèi)部一致性信度為0.75． 應(yīng)用驗證性因素分析方法求得問卷結(jié)構(gòu)的各擬合指數(shù)為：χ2/df=4.12，GFI=0.99，NFI=0.98，CFI=0.99，IFI=0.99，RMSEA=0.06．

1.2.5 抑郁量表

采用流調(diào)中心用抑郁量表，共20個題項，用于評估被試對象近期(1周內(nèi))抑郁癥狀出現(xiàn)的頻度[23]，采用0～3級計分，得分越高說明抑郁癥狀越嚴(yán)重． 本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.83． 應(yīng)用驗證性因素分析方法求得問卷結(jié)構(gòu)的各擬合指數(shù)為：χ2/df=3.52，GFI=0.92，CFI=0.87，IFI=0.87，RMSEA=0.06．

1.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 23.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行錄入和管理，剔除無效問卷后采用組均值替代缺失值的方法進(jìn)行數(shù)據(jù)初步處理． 在采用AMOS 20.0進(jìn)行結(jié)構(gòu)模型檢驗之前，根據(jù)Kline的建議先進(jìn)行驗證性因素分析以評估測量模型的擬合程度[24]． 測量模型擬合良好之后再進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析，心理素質(zhì)和歸因方式分別以其維度進(jìn)行打包，認(rèn)知重評、生活滿意度和抑郁則采用平衡法打包策略進(jìn)行打包[25]． 整個模型擬合度的評估指標(biāo)包括χ2，χ2/df，GFI，CFI，TLI和RMSEA． 其中，χ2值越大，擬合越差；GFI，CFI，TLI愈接近1越好，大于0.90表示模型擬合度良好；RMSEA上限應(yīng)小于0.08[26]． 測量模型和結(jié)構(gòu)模型均采用AMOS 20.0軟件進(jìn)行分析．

1.4 共同方法偏差檢驗

研究采用Harman單因素檢驗法對共同方法偏差進(jìn)行檢驗，把所有量表的全部題目共同進(jìn)行探索性因素分析，查看未旋轉(zhuǎn)的因素分析結(jié)果，若只析出一個主成分或某個主成分解釋方差的大部分變異，即可認(rèn)為存在嚴(yán)重的共同方法偏差． 本研究結(jié)果顯示，未旋轉(zhuǎn)的情況下共提取出23個主成分，最大的主成分解釋了總方差變異的12.99%(小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn))． 所以，本研究不存在明顯的共同方法偏差問題．

2 結(jié)果與分析

2.1 心理素質(zhì)、認(rèn)知重評、歸因方式與心理健康的相關(guān)性分析

試驗結(jié)果看出，各變量兩兩之間均呈顯著相關(guān)關(guān)系． 其中，心理素質(zhì)、認(rèn)知重評與歸因方式兩兩呈顯著的正相關(guān)，而抑郁同心理素質(zhì)、認(rèn)知重評和歸因方式呈顯著負(fù)相關(guān)(表1)．

表1 心理素質(zhì)與青少年心理健康的現(xiàn)狀和相關(guān)分析

2.2 心理素質(zhì)影響青少年早期心理健康的機制

在相關(guān)性分析的基礎(chǔ)上，本研究建立了多重中介模型，考察認(rèn)知重評和積極歸因方式在心理素質(zhì)與心理健康之間的多重中介效應(yīng)． 采用結(jié)構(gòu)方程模型對心理素質(zhì)影響青少年心理健康的機制進(jìn)行考察． 根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗程序[27]，采用AMOS 20.0建構(gòu)模型并進(jìn)行數(shù)據(jù)分析． 先對測量模型進(jìn)行驗證性因素分析，結(jié)果顯示，除χ2/df=3.78因受樣本量的影響超過可接受范圍之外，其他模型擬合指數(shù)(χ2=207.98，df=55，GFI=0.96，AGFI=0.94，IFI=0.95，TLI=0.93，CFI=0.95，RMSEA=0.06)均符合標(biāo)準(zhǔn)，且標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷都在p<0.001水平(表2)．

表2 假設(shè)模型的標(biāo)準(zhǔn)與非標(biāo)準(zhǔn)化載荷

在控制性別、年齡、認(rèn)知重評與歸因方式的相關(guān)性以及生活滿意度與抑郁的相關(guān)性后，對假設(shè)模型(模型1)進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析發(fā)現(xiàn)，模型各擬合指數(shù)為：χ2=281.90，df=80，χ2/df=3.52(p<0.001)，IFI=0.94，TLI=0.90，CFI=0.94，RMSEA=0.06． 模型擬合指數(shù)均符合標(biāo)準(zhǔn)，表明模型擬合較好，但進(jìn)一步考察發(fā)現(xiàn)有些路徑系數(shù)不顯著，按標(biāo)準(zhǔn)化路徑關(guān)系“由小到大”逐一剔除不顯著路徑后得到修正模型(模型2)，其模型擬合結(jié)果為：χ2=282.05，df=81，χ2/df=3.48(p<0.001)，IFI=0.94，TLI=0.90，CFI=0.94，RMSEA=0.06． 進(jìn)一步對模型進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)2個模型差異無統(tǒng)計學(xué)意義，修正模型(模型2)比假設(shè)模型(模型1)更加簡潔，因此本研究采用模型2為最終關(guān)系模型(圖2)．

圖2 心理素質(zhì)、認(rèn)知重評、歸因方式對青少年早期心理健康的中介作用模型2

2.3 中介效應(yīng)的顯著性檢驗

使用Bootstrap程序檢驗中介效應(yīng)的顯著性[28]． 由表3可知，各條路徑的95%置信區(qū)間都不包括0，驗證了認(rèn)知重評與積極歸因方式在心理素質(zhì)與心理健康間的中介效應(yīng)．

表3 對中介效應(yīng)顯著性檢驗的Bootstrap分析

3 結(jié)論與討論

本研究從心理健康雙因素模型視角探討了心理素質(zhì)對青少年早期心理健康的影響． 從相關(guān)性分析的結(jié)果來看，本研究考察的各變量(心理素質(zhì)、認(rèn)知重評、積極歸因方式、生活滿意度和抑郁)間相關(guān)性有統(tǒng)計學(xué)意義． 其中心理素質(zhì)與生活滿意度呈顯著正相關(guān)、與抑郁呈顯著負(fù)相關(guān)，表明心理素質(zhì)高者越可能擁有高生活滿意度以及低抑郁情緒體驗，與以往研究結(jié)論一致[5-6]；認(rèn)知重評和積極歸因方式與生活滿意度和心理素質(zhì)呈顯著正相關(guān)，與抑郁呈顯著負(fù)相關(guān)，表明采用積極情緒調(diào)節(jié)策略和歸因方式的個體更有可能是那些高心理素質(zhì)水平、高生活滿意度以及低抑郁情緒體驗的個體，這提示可從積極情緒調(diào)節(jié)策略和歸因方式角度對心理素質(zhì)和心理健康進(jìn)行干預(yù)，幫助個體發(fā)展積極的情緒與認(rèn)知調(diào)節(jié)方式，實現(xiàn)內(nèi)強素質(zhì)外化行為．

結(jié)構(gòu)方程的模型擬合結(jié)果表明，青少年早期心理素質(zhì)對其心理健康有顯著的影響，這種影響是通過積極情緒調(diào)節(jié)策略和歸因方式起的間接作用． 這種間接影響的具體作用路徑有3條：一條是心理素質(zhì)→認(rèn)知重評→生活滿意度，一條為心理素質(zhì)→歸因方式→生活滿意度，還有一條是心理素質(zhì)→歸因方式→抑郁的間接影響． 結(jié)果基本支持了假設(shè)的中介效應(yīng)模型．

研究發(fā)現(xiàn)，心理素質(zhì)與青少年早期生活滿意度有顯著的正向影響，進(jìn)一步支持了先前研究的結(jié)論[29]． 且在進(jìn)一步的作用機制考察中發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知重評和積極歸因方式在其中起著中介作用，支持了研究假設(shè)． 這同已有研究結(jié)果相一致[7]，心理素質(zhì)會通過個體認(rèn)知重評策略間接影響其生活滿意度． 此外，除認(rèn)知重評外，心理素質(zhì)還可通過個體的積極歸因方式間接影響其生活滿意度，而這在以往研究中還未曾探討過，進(jìn)一步推進(jìn)了心理素質(zhì)與個體生活滿意度的作用機制研究． 心理素質(zhì)通過與外部環(huán)境交互作用，選擇、適應(yīng)和改變環(huán)境，使自身與環(huán)境保持協(xié)調(diào)[2]． 這種交互作用體現(xiàn)在面對同樣的負(fù)性生活事件，心理素質(zhì)水平較高的個體一方面通過對負(fù)性生活事件采取對自身有利的方式進(jìn)行歸因來保持自我內(nèi)在的和諧，另一方面通過改變這種負(fù)性生活事件對其個人意義的認(rèn)識來維持自身與環(huán)境間的協(xié)調(diào)，這種內(nèi)外一致的協(xié)調(diào)狀態(tài)使個體得以產(chǎn)生積極的情緒體驗，維持較高的生活滿意度．

研究還發(fā)現(xiàn)，心理素質(zhì)對青少年早期抑郁情緒體驗的負(fù)向影響顯著，進(jìn)一步支持了以往的研究[30]． 在此基礎(chǔ)上考察其作用機制發(fā)現(xiàn)，積極歸因方式在其中起到了中介作用，而認(rèn)知重評策略在心理素質(zhì)與青少年早期抑郁之間的中介效應(yīng)不顯著． 已有研究指出，心理素質(zhì)可以通過作用于個體積極歸因方式間接影響其抑郁情緒體驗，心理素質(zhì)水平高的個體更傾向于采取對自身有利的方式對成功或失敗進(jìn)行歸因，從而較少體驗到抑郁情緒[6]． 本研究得到了相似的結(jié)論，證實了抑郁的習(xí)得性無助理論觀點[18]． 為彌補以往研究的空白，研究進(jìn)一步考察認(rèn)知重評策略在心理素質(zhì)與青少年早期抑郁之間的中介作用機制發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知重評到抑郁的路徑系數(shù)不顯著，這與預(yù)期不一致． 以往研究單獨考察認(rèn)知重評策略對個體負(fù)性情緒的影響發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知重評策略可以有效預(yù)防和緩解個體的恐怖、焦慮等負(fù)性情緒[31]． 但本研究將歸因方式和認(rèn)知重評同時納入模型后，認(rèn)知重評的中介效應(yīng)未達(dá)到顯著水平． 這可能說明心理素質(zhì)對青少年早期抑郁情緒的影響更多的是受其歸因方式的中介作用． 認(rèn)知重評主要涉及個體對事件及其對自身意義的看法，其本質(zhì)是情緒或態(tài)度上的調(diào)節(jié)，具有短暫、不穩(wěn)定性；而歸因方式涉及個體對發(fā)生在自身事件的原因解釋，本質(zhì)上是認(rèn)知的調(diào)節(jié)，它會影響我們對所有事件的認(rèn)識和看法． 而抑郁作為一種持久的低沉心境，其表現(xiàn)為對所有事情都缺乏興趣、情緒低落，因而更多的是受到自身認(rèn)知因素的影響．

同以往研究相比，本研究首次從心理健康雙因素模型視角出發(fā)，探討了心理素質(zhì)對青少年早期心理健康的作用機制，明確了青少年早期積極情緒調(diào)節(jié)策略和歸因方式在心理素質(zhì)與心理健康之間的重要內(nèi)部機制． 這是對以往研究的一個有益補充． 同時也提示我們可以通過干預(yù)個體的情緒調(diào)節(jié)策略和歸因方式，尤其是通過培養(yǎng)個體認(rèn)知重評策略和積極歸因方式，促進(jìn)個體達(dá)到心理健康狀態(tài)．

然而，本研究也存在一些不足，需要在今后的研究中進(jìn)一步完善． 首先，本研究僅從橫向進(jìn)行考察，未能從縱向探討不同時期青少年心理素質(zhì)和心理健康的發(fā)展變化，后續(xù)的研究中可以采用縱向追蹤來考察各因素之間的因果關(guān)系；其次，本研究只考察了心理健康的生活滿意度和抑郁2個指標(biāo)，而事實上有關(guān)心理健康的積極與消極指標(biāo)還有正性情緒體驗、焦慮等變量，因此，未來研究還需要明確心理素質(zhì)與心理健康其他指標(biāo)的關(guān)系及其作用機制．