新型冠狀病毒感染疫情下就業(yè)壓力對(duì)大學(xué)畢業(yè)生生活滿意度和抑郁的影響：自尊的中介作用*

朱陽(yáng)莉 李 俊 李 薇 謝維友 原 婧 陶 云△

2020年初，新型冠狀病毒感染(Corona Virus Disease，COVID-19)在中國(guó)迅速蔓延(2020年新型冠狀病毒肺炎應(yīng)急流行病學(xué)小組)。新冠疫情對(duì)我國(guó)各行各業(yè)的不同群體產(chǎn)生了巨大且持續(xù)的影響，其中應(yīng)屆大學(xué)畢業(yè)生是受影響較大的群體之一。近年來(lái)，伴隨高校擴(kuò)招力度的不斷加大，高校應(yīng)屆大學(xué)畢業(yè)生人數(shù)逐年遞增，根據(jù)教育部2021年8月發(fā)布的《2020年全國(guó)教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》數(shù)據(jù)顯示，2020屆高校應(yīng)屆本?？飘厴I(yè)生人數(shù)為797.2萬(wàn)人，比十年前同比增加221.78萬(wàn)人，增長(zhǎng)38.54%。2021屆達(dá)到909萬(wàn)人，2022屆普通高校畢業(yè)生人數(shù)將創(chuàng)歷史新高，將首次突破1000萬(wàn)，達(dá)到1076萬(wàn)人。受新冠疫情的持續(xù)影響，以往吸納大部分應(yīng)屆畢業(yè)生的中小企業(yè)和個(gè)體工商戶紛紛陷入困境，都在采取降薪裁員的策略，以維持生存和發(fā)展。就業(yè)人數(shù)的激增會(huì)導(dǎo)致就業(yè)形勢(shì)更加復(fù)雜和嚴(yán)峻，加上往年未就業(yè)大學(xué)生的“累積存量”，我國(guó)將迎來(lái)史上最難就業(yè)季，這無(wú)疑對(duì)即將畢業(yè)的大學(xué)生帶來(lái)更大的就業(yè)壓力。

就業(yè)壓力是指?jìng)€(gè)體在就業(yè)過(guò)程中，面臨求職、擇業(yè)時(shí)受到內(nèi)部或外界壓力源的影響而引起生理、心理和行為的應(yīng)激過(guò)程[1]。嚴(yán)峻的就業(yè)形勢(shì)會(huì)導(dǎo)致大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)壓力明顯上升，來(lái)自就業(yè)的壓力已經(jīng)成為當(dāng)前大學(xué)畢業(yè)生面臨的最大心理社會(huì)壓力源[2-3]?；凇爸袊?guó)大學(xué)生追蹤調(diào)查項(xiàng)目”的一項(xiàng)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，新冠疫情爆發(fā)后，大學(xué)畢業(yè)生的就業(yè)壓力對(duì)比疫情前有顯著上升[4]。已有研究證實(shí)，來(lái)自就業(yè)的壓力會(huì)導(dǎo)致畢業(yè)生群體心理焦慮上升，心理健康水平下降[5]。此外，就業(yè)壓力不僅會(huì)降低個(gè)體積極心理資本存量[6]，還會(huì)負(fù)向影響個(gè)體的職業(yè)決策自我效能感和職業(yè)成熟度[7]，影響個(gè)體的職業(yè)發(fā)展[8]。因此，就業(yè)壓力作為一種直接影響大學(xué)畢業(yè)生發(fā)展的近端外部社會(huì)環(huán)境因素，是一種可能導(dǎo)致或加劇個(gè)體社會(huì)適應(yīng)不良或行為偏差的危險(xiǎn)性因素。

生活滿意度是指?jìng)€(gè)體根據(jù)自己的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)自身大部分時(shí)間或持續(xù)一段時(shí)期生活狀態(tài)和生活質(zhì)量的總體性認(rèn)知評(píng)估[9]，是主觀幸福感的核心指標(biāo)[10]。抑郁是一種無(wú)力應(yīng)對(duì)壓力事件而產(chǎn)生的負(fù)性情緒狀態(tài)[11]?；谛睦斫】惦p因素模型，生活滿意度和抑郁分別是測(cè)量個(gè)體心理健康水平的積極指標(biāo)和消極指標(biāo)[12-13]。已有研究發(fā)現(xiàn)，過(guò)高的就業(yè)壓力不僅可以直接降低畢業(yè)生的主觀幸福感[1]，還能通過(guò)影響其職業(yè)延遲滿足感，進(jìn)而降低其對(duì)生活的滿意程度[6]。除此之外，就業(yè)壓力還會(huì)導(dǎo)致個(gè)體抑郁和焦慮水平顯著上升，更傾向于采用消極應(yīng)對(duì)方式解釋壓力事件[14-15]。因此，本研究認(rèn)為就業(yè)壓力是一個(gè)重要的社會(huì)環(huán)境因素，會(huì)直接影響大學(xué)畢業(yè)生群體對(duì)生活滿意度和抑郁的評(píng)價(jià)。

自尊是指?jìng)€(gè)體對(duì)自我價(jià)值和自我能力的態(tài)度和看法[16]，被廣泛認(rèn)為是影響個(gè)體心理健康的重要人格因素[17-18]。作為一種波動(dòng)和動(dòng)態(tài)的人格特質(zhì)，受到內(nèi)外部因素的共同影響[19]。生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為，來(lái)自就業(yè)的壓力作為影響個(gè)體最直接的近端外部環(huán)境因素，會(huì)對(duì)個(gè)體心理品質(zhì)的發(fā)展產(chǎn)生影響[20]。就業(yè)壓力環(huán)境是畢業(yè)生體驗(yàn)到的最大心理社會(huì)壓力來(lái)源[2-3]。已有研究證實(shí)，心理社會(huì)壓力與自尊存在顯著負(fù)相關(guān)，并且能顯著預(yù)測(cè)自尊[21]。具體來(lái)說(shuō)，壓力環(huán)境會(huì)誘發(fā)個(gè)體進(jìn)行負(fù)面歸因，激活負(fù)向自我認(rèn)知，形成自我否定的消極認(rèn)知圖式，導(dǎo)致個(gè)體對(duì)自我評(píng)價(jià)降低，進(jìn)而降低個(gè)體的自尊水平。

此外，作為個(gè)體自我核心評(píng)價(jià)的重要成分，自尊被認(rèn)為是影響個(gè)體的認(rèn)知、情感及社會(huì)行為發(fā)展的一個(gè)重要指標(biāo)[22]，可以有效抵御危險(xiǎn)性因素帶來(lái)的消極影響[23]，對(duì)個(gè)體起到保護(hù)作用。Campbell等人的研究發(fā)現(xiàn)，自尊能夠顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體的生活滿意度[24]，并且在各種預(yù)測(cè)生活滿意度的心理學(xué)研究中，自尊是預(yù)測(cè)生活滿意度的最佳相關(guān)變量之一已被反復(fù)驗(yàn)證[25]。抑郁的“素質(zhì)-壓力模型”和“抑郁自尊理論”均認(rèn)為低自尊是導(dǎo)致抑郁癥發(fā)生、持續(xù)和復(fù)發(fā)的易感危險(xiǎn)因素之一[18,26-27]。依據(jù)風(fēng)險(xiǎn)緩沖模型，保護(hù)性因素(如自尊)可以緩沖和削弱風(fēng)險(xiǎn)因素(如就業(yè)壓力)帶來(lái)的負(fù)面影響[28-29]。大量實(shí)證研究也證實(shí)自尊可以緩解壓力事件對(duì)心理健康的消極影響[30-31]?；诖?，本研究推測(cè)自尊可能在就業(yè)壓力與生活滿意度/抑郁的關(guān)系中起中介作用。

基于上述分析，本研究基于生態(tài)系統(tǒng)理論和風(fēng)險(xiǎn)緩沖模型推測(cè)自尊在就業(yè)壓力對(duì)生活滿意度/抑郁的影響中起風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償作用，即自尊獨(dú)立起作用，并且與就業(yè)壓力對(duì)生活滿意度/抑郁的作用方向相反。概念模型如圖1所示，并提出以下3個(gè)假設(shè)：

圖1 概念模型

假設(shè)1：就業(yè)壓力可以顯著負(fù)向預(yù)測(cè)生活滿意度，正向預(yù)測(cè)抑郁；假設(shè)2：自尊在就業(yè)壓力與生活滿意度之間起中介作用；假設(shè)3：自尊在就業(yè)壓力與抑郁之間起中介作用；

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

采用方便取樣法對(duì)云南大學(xué)、昆明理工大學(xué)、云南師范大學(xué)、云南民族大學(xué)、云南中醫(yī)藥大學(xué)和云南交通職業(yè)運(yùn)輸學(xué)院的586名大學(xué)畢業(yè)生進(jìn)行線上問(wèn)卷調(diào)查。其中，男生211人(36.0%)，女生375人(64.0%)；文史類86人(14.68%)，理工類333人(56.83%)，醫(yī)藥類95人(16.21%)，其他類72人(12.29%)；來(lái)自城鎮(zhèn)169人(28.8%)，農(nóng)村417人(71.2%)；平均年齡為21.32±1.25歲。

1.2 方法

1.2.1 就業(yè)壓力問(wèn)卷 采用柳中華編制的就業(yè)壓力問(wèn)卷[32]。由14個(gè)題項(xiàng)組成(如“父母的社會(huì)地位和家庭的人際網(wǎng)絡(luò)對(duì)我找工作的幫助不大”)，包括家庭因素(1、7、9、14題)、學(xué)校因素(3、6、10、12題)、專業(yè)因素(2、4、11題)和自身因素(5、8、13題)4個(gè)維度。采用5點(diǎn)計(jì)分，1代表“無(wú)壓力”，5代表“壓力很大”。無(wú)反向計(jì)分題項(xiàng)，分?jǐn)?shù)越高表示個(gè)體的感知到的就業(yè)壓力越大。該問(wèn)卷被廣泛應(yīng)用于大學(xué)生群體，并具有良好的信效度[7]。在本研究中，該問(wèn)卷整體的Cronbach α系數(shù)為0.94，4個(gè)子維度的Cronbach α系數(shù)在0.82～0.90。

1.2.2 自尊量表 采用Rosenberg編制、季益富等修訂的自尊量表[33]。該量表共包括10個(gè)題項(xiàng)(如“我感到我是一個(gè)有價(jià)值的人，至少與其他人在同一水平上”)。采用4點(diǎn)計(jì)分，1代表“非常不同意”，4代表“非常同意”。單維結(jié)構(gòu)，對(duì)部分題項(xiàng)反向計(jì)分后相加，分?jǐn)?shù)越高，表示自尊水平越高，其中第3、5、8、9、10題為反向計(jì)分。由于東西文化差異，本研究根據(jù)以往研究結(jié)果，在計(jì)分時(shí)刪除條目8[34]，該量表在國(guó)內(nèi)研究中使用普遍，表現(xiàn)出良好的信效度[35]。在本研究中，該量表的Cronbach α系數(shù)為0.87。

1.2.3 生活滿意度量表 采用Diener編制的生活滿意度量表[36]。該量表共包含5個(gè)題項(xiàng)(如：“我的生活在大多數(shù)方面都接近于我的理想”)。采用7點(diǎn)計(jì)分，1代表“非常不同意”，7代表“非常同意”。單維結(jié)構(gòu)，無(wú)反向計(jì)分題項(xiàng)，分?jǐn)?shù)越高表示大學(xué)生對(duì)自身生活的滿意程度評(píng)價(jià)越高。該量表被廣泛應(yīng)用于大學(xué)生群體，并具有良好的信效度[37]。在本研究中，該量表的Cronbach α系數(shù)為0.86。

1.2.4 流調(diào)中心用抑郁量表 采用Radloff編制的流調(diào)中心用抑郁量表[38]。該量表共包含20個(gè)題項(xiàng)(如“一些通常并不困擾我的事使我心煩”)。采用4點(diǎn)計(jì)分，1代表“沒(méi)有或幾乎沒(méi)有(過(guò)去一周內(nèi)出現(xiàn)這類情況的天數(shù)少于1天)”，4代表“幾乎一直有(過(guò)去一周內(nèi)，有5～7天有這類情況)”。單維結(jié)構(gòu)，對(duì)部分題項(xiàng)反向計(jì)分后相加，分?jǐn)?shù)越高，表示抑郁水平越高，其中第4、8、12、16題為反向計(jì)分。該量表在國(guó)內(nèi)大學(xué)生群體中具有良好的信效度[39]。在本研究中，該量表的Cronbach α系數(shù)為0.91。

注：1表示因子負(fù)荷最高的題項(xiàng)，9表示因子負(fù)荷最低的題項(xiàng)，余類推

1.3 統(tǒng)計(jì)處理

采用SPSS 22.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)回收數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)、描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析?；谙嚓P(guān)分析結(jié)果，根據(jù)補(bǔ)償模型采用AMOS 24.0來(lái)檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)方程模型的擬合度，并采用Bootstrap(5000次)法來(lái)計(jì)算各路徑系數(shù)和中介效應(yīng)。根據(jù)模型適配度評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)，如果χ2/df<5，CFI、TFI和NFI>0.09，RMSEA<0.08表示模型具有可接受的擬合優(yōu)度；如果χ2/df<3，CFI、TFI和NFI>0.95，RMSEA<0.05表示模型具有較優(yōu)的擬合優(yōu)度[40]。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于在研究中是對(duì)同一批被試施測(cè)4個(gè)調(diào)查問(wèn)卷，且均采用自我報(bào)告的方式作答，因此可能會(huì)存在共同方法偏差效應(yīng)。在本研究中，首先對(duì)涉及4個(gè)問(wèn)卷的所有條目進(jìn)行KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)，結(jié)果顯示KMO=0.942，Bartlett值為17128.395，P<0.001，因此該數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。采用Harman單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)[41]，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，未旋轉(zhuǎn)情況下共有8個(gè)因子的特征值大于1，且第一個(gè)因子解釋了總變異量的30.96%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)[42]，故可以認(rèn)為本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2 各變量間描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

相關(guān)分析的結(jié)果顯示(見(jiàn)表1)，就業(yè)壓力與自尊和生活滿意度存在顯著負(fù)相關(guān)，與抑郁存在顯著正相關(guān)；自尊與生活滿意度存在顯著正相關(guān)，與抑郁存在顯著負(fù)相關(guān)；生活滿意度與抑郁存在顯著負(fù)相關(guān)。由于人口學(xué)變量中的生源地類型與心理健康中的積極指標(biāo)生活滿意度存在顯著正相關(guān)，因此在隨后的分析中將生源地類型作為控制變量。

表1 各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)(r)

2.3 自尊在就業(yè)壓力與心理健康之間的中介模型檢驗(yàn)與分析

根據(jù)相關(guān)分析結(jié)果，本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型分析主要變量之間的關(guān)系，由于自尊、生活滿意度和抑郁量表均為單維結(jié)構(gòu)量表，因此可以采用打包法對(duì)其進(jìn)行測(cè)量。根據(jù)吳艷和溫忠麟的建議[43]，對(duì)研究中的單維變量采用平衡法進(jìn)行打包，生成潛變量。比如單維變量共有9個(gè)題項(xiàng)，需要將其打包為3個(gè)小組。首先通過(guò)因子分析將題項(xiàng)按因子負(fù)荷大小由高到底進(jìn)行排序；然后根據(jù)需要打包的小組數(shù)將題項(xiàng)輪流由高到低、再反過(guò)來(lái)依次排列(見(jiàn)圖2)；最后將題項(xiàng)按照縱向排列的位置將題項(xiàng)打包成3個(gè)小組(其中1、6、7為第一組，2、5、8為第二組，3、4、9為第三組)；這種打包法平衡了題項(xiàng)獨(dú)特成分之間的關(guān)系，可以使得每個(gè)小組有差不多的負(fù)荷和方差，以便縮小組間差異。本研究通過(guò)平衡打包法將自尊量表的題項(xiàng)打包成3個(gè)觀測(cè)變量，抑郁量表的題項(xiàng)打包成4個(gè)觀測(cè)變量。由于生活滿意度量表題項(xiàng)較少只有5個(gè)題項(xiàng)，就業(yè)壓力有4個(gè)維度，故不對(duì)其做打包處理。根據(jù)中介作用的檢驗(yàn)方法，采用AMOS 24.0結(jié)構(gòu)方程技術(shù)，以就業(yè)壓力為預(yù)測(cè)變量，生活滿意度和抑郁為結(jié)果變量，自尊為中介變量，并加生源地類型作為控制變量進(jìn)行路徑分析。為了避免多重線性問(wèn)題，對(duì)除了生源地類型外的所有主要變量都進(jìn)行中心化處理。

第一步，檢驗(yàn)就業(yè)壓力對(duì)生活滿意度的直接效應(yīng)，檢驗(yàn)就業(yè)壓力對(duì)抑郁的直接效應(yīng)，結(jié)果顯示模型具有可接受的擬合優(yōu)度(見(jiàn)圖3)，χ2/df=4.72，RMSEA=0.079，CFI=0.95，TFI=0.93，NFI=0.93。在控制了生源地類型后，就業(yè)壓力對(duì)生活滿意度和抑郁的直接預(yù)測(cè)作用顯著(β=-0.57，β=0.51，P<0.001)，就業(yè)壓力能解釋生活滿意度34.6%的變異量(SMC=0.364)和抑郁25.8%的變異量(SMC=0.258)。第二步，在原有模型的基礎(chǔ)上，加入自尊作為中介變量，結(jié)果顯示模型具有可接受的擬合優(yōu)度(見(jiàn)圖4)，χ2/df=3.54，RMSEA=0.066，CFI=0.96，TFI=0.95，NFI=0.94。在控制了生源地類型后，就業(yè)壓力對(duì)生活滿意度和抑郁的預(yù)測(cè)作用依然顯著(β=-0.41，β=0.23，P<0.001)，就業(yè)壓力對(duì)自尊的預(yù)測(cè)作用顯著(β=-0.42，P<0.001)，自尊對(duì)生活滿意度和抑郁的預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.33，β=-0.62，P<0.001)。這說(shuō)明自尊在就業(yè)壓力與生活滿意度之間，就業(yè)壓力和抑郁間均起部分中介作用。且就業(yè)壓力和自尊兩個(gè)變量可以聯(lián)合解釋生活滿意度41.7%的變異量(SMC=0.417)和抑郁56.1%的變異量(SMC=0.561)。

注：圖中所列系數(shù)均為標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，下同

圖4 中介效應(yīng)路徑圖

另外，采用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap方法(設(shè)置Bootstrap=5000)對(duì)中介效應(yīng)值進(jìn)行檢驗(yàn)(見(jiàn)表2)，間接路徑1：就業(yè)壓力→自尊→生活滿意度的中介效應(yīng)量為(-0.41)×0.33=-0.14，95%置信區(qū)間為[-0.20，-0.09]；中介效應(yīng)占總效應(yīng)量的25.45%；間接路徑2：就業(yè)壓力→自尊→抑郁的中介效應(yīng)量為(-0.42)×(-0.62)=0.26，95%置信區(qū)間為[0.20，0.33]；中介效應(yīng)占總效應(yīng)量的53.06%。

表2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)的Bootstrap分析

3 討 論

本研究基于生態(tài)系統(tǒng)理論和風(fēng)險(xiǎn)緩沖模型，探討了就業(yè)壓力作為重要的外部社會(huì)環(huán)境因素之一對(duì)大學(xué)畢業(yè)生心理健康積極指標(biāo)(生活滿意度)和心理健康消極指標(biāo)(抑郁)的影響，并揭示就業(yè)壓力這一外部社會(huì)環(huán)境因素通過(guò)個(gè)體內(nèi)部心理資源(自尊)對(duì)生活滿意度/抑郁產(chǎn)生影響的作用機(jī)制。研究結(jié)果進(jìn)一步揭示了就業(yè)壓力對(duì)生活滿意度/抑郁產(chǎn)生影響的內(nèi)部機(jī)制，能夠?yàn)楦咝＞蜆I(yè)指導(dǎo)部門(mén)改善大學(xué)畢業(yè)生心理健康水平提供指導(dǎo)性的意見(jiàn)和建議。

本研究結(jié)果表明，就業(yè)壓力對(duì)大學(xué)畢業(yè)生生活滿意度/抑郁的直接效應(yīng)顯著。假設(shè)1得到驗(yàn)證。具體而言，大學(xué)生承受的就業(yè)壓力越大，其對(duì)生活滿意程度就越低，抑郁程度就會(huì)越高，這與以往研究結(jié)果一致[1,15]。稀缺理論認(rèn)為就業(yè)壓力實(shí)質(zhì)上是大學(xué)生的基本心理需求沒(méi)有得到有效滿足而產(chǎn)生的稀缺心態(tài)[44]。自我決定理論指出，自主需要、能力需要和關(guān)系需要是個(gè)體3種基本的心理需要，只有當(dāng)基本心理需要等到滿足時(shí)，個(gè)體才會(huì)獲得幸福感[45]?；拘睦硇枰臐M足可以顯著正向預(yù)測(cè)生活滿意度[46]，因此就業(yè)壓力會(huì)顯著降低大學(xué)生對(duì)生活滿意度的主觀評(píng)價(jià)。此外，長(zhǎng)期處于就業(yè)壓力環(huán)境下的大學(xué)畢業(yè)生會(huì)通過(guò)內(nèi)隱學(xué)習(xí)的方式，形成負(fù)向自動(dòng)思維，造成認(rèn)知偏差，打破個(gè)體內(nèi)部的認(rèn)知平衡，進(jìn)而導(dǎo)致個(gè)體出現(xiàn)抑郁、焦慮等現(xiàn)象，這也支持了負(fù)向自動(dòng)思維的社會(huì)認(rèn)知理論觀點(diǎn)[47]。應(yīng)激產(chǎn)生模型也認(rèn)為抑郁是無(wú)效應(yīng)對(duì)就業(yè)壓力的應(yīng)激反應(yīng)[48]。綜上，為大學(xué)生提供更多的就業(yè)幫扶，緩解其在擇業(yè)過(guò)程中面臨的困境是提升生活滿意度和降低抑郁水平的有效途徑之一。

研究還發(fā)現(xiàn)，自尊在就業(yè)壓力對(duì)生活滿意度/抑郁的影響過(guò)程中發(fā)揮了補(bǔ)償效應(yīng)，自尊的補(bǔ)償效應(yīng)表現(xiàn)為，在控制好生源地類型對(duì)生活滿意度的預(yù)測(cè)作用后，就業(yè)壓力和自尊分別顯著預(yù)測(cè)大學(xué)生的生活滿意度和抑郁，且作用相反，這與以往研究結(jié)果一致[1,14,49-50]。這也驗(yàn)證了假設(shè)2和假設(shè)3，即自尊在就業(yè)壓力與生活滿意度之間，就業(yè)壓力與抑郁之間均起部分中介作用。但是需要指出的是，即使個(gè)體在面對(duì)相同或相似的逆境時(shí)，其行為表現(xiàn)仍然會(huì)表現(xiàn)出較大的差異性[51]。個(gè)體-環(huán)境交互作用理論認(rèn)為，個(gè)體的發(fā)展受外部社會(huì)環(huán)境和個(gè)人內(nèi)在特質(zhì)的共同影響[52]。當(dāng)面對(duì)相同或相似的逆境環(huán)境時(shí)，個(gè)體具備的內(nèi)在特質(zhì)不同，其應(yīng)對(duì)結(jié)果也會(huì)存在差異[53]，個(gè)體的優(yōu)秀內(nèi)在特質(zhì)會(huì)助益?zhèn)€體對(duì)逆境環(huán)境的適應(yīng)[54]。

自尊作為一種能夠抵御和抑制危險(xiǎn)性因素的積極內(nèi)部資源，可以影響個(gè)體對(duì)壓力事件的評(píng)價(jià)方式[55]。高自尊個(gè)體具有較高的自我效能感[56]，對(duì)自身能力(如“做事”)和價(jià)值(如“做人”)持肯定正面評(píng)價(jià)，更傾向于采用積極正向的方式來(lái)解釋和評(píng)價(jià)壓力事件[57]，即使處于不利的社會(huì)環(huán)境中，高自尊個(gè)體也堅(jiān)信自己有能力、有信心克服眼前的困境。故高自尊有助于畢業(yè)生群體維持較高的心理健康水平，反之則會(huì)降低，這也證實(shí)了自尊緩沖假設(shè)的觀點(diǎn)[18,26]。換句話說(shuō)，就業(yè)壓力通常會(huì)導(dǎo)致生活滿意度下降，抑郁水平上升，但自尊心相對(duì)較高的人會(huì)緩沖這種影響(相反，自尊心相對(duì)較低的人更容易受到這種影響)。在壓力事件發(fā)生后，保護(hù)性因素(如高自尊)，可以通過(guò)減少導(dǎo)致生活滿意度下降，抑郁水平上升的情感、認(rèn)知、行為和生理癥狀的負(fù)面影響來(lái)預(yù)防壓力環(huán)境對(duì)個(gè)體生活滿意度/抑郁的消極影響，這也支持了風(fēng)險(xiǎn)緩沖模型的觀點(diǎn)[30-31]。因此，高自尊是生活滿意度/抑郁的保護(hù)因素，能夠緩沖就業(yè)壓力對(duì)個(gè)體生活滿意度/抑郁的消極影響。由此可見(jiàn)，自尊對(duì)以生活滿意度為指標(biāo)的積極心理健康存在促進(jìn)作用，以抑郁為指標(biāo)的消極心理健康存在抑制作用。提升大學(xué)生的自尊水平是個(gè)體能夠成功應(yīng)對(duì)逆境，提高其生活滿意度、降低其抑郁水平的有效途徑之一。

面臨初次就業(yè)期的大學(xué)畢業(yè)生，正處于人生發(fā)展的“成年早期”階段，職業(yè)選擇是其在該階段最重要的發(fā)展課題。對(duì)他們來(lái)說(shuō)，對(duì)高質(zhì)量就業(yè)的追求是一種壓力。如果成功，個(gè)體就會(huì)體驗(yàn)到獲得工作的滿足感；如果失敗，個(gè)體則會(huì)產(chǎn)生挫敗感，進(jìn)而導(dǎo)致大學(xué)畢業(yè)生產(chǎn)生持續(xù)的壓力反應(yīng)和負(fù)面情緒體驗(yàn)。本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高自尊可以有效緩解壓力情境(就業(yè)壓力)導(dǎo)致的負(fù)面情緒體驗(yàn)，也就是說(shuō)高自尊作為一種積極的內(nèi)部心理資源對(duì)個(gè)體消極心理(抑郁)具有緩沖作用，對(duì)個(gè)體積極心理(如生活滿意度)具有增益作用。自尊的社會(huì)計(jì)量器理論認(rèn)為個(gè)體在人際關(guān)系互動(dòng)過(guò)程中，來(lái)自他人的接納或拒絕，會(huì)影響個(gè)體對(duì)自我評(píng)價(jià)[58]。已有研究結(jié)果顯示，來(lái)自家庭、學(xué)校和重要他人的支持可以增強(qiáng)個(gè)體的自尊水平[59]，當(dāng)個(gè)體體驗(yàn)到被他人(如父母、老師、朋友)所接納時(shí)，可以幫助提升個(gè)體與他人建立親密的社會(huì)關(guān)系，促進(jìn)個(gè)體自尊的發(fā)展，產(chǎn)生較高的自尊感，他人所接納的程度越高，自尊水平就會(huì)越高，這也支持了自尊“鏡中我”的觀點(diǎn)[60]。因此，幫助大學(xué)畢業(yè)生與父母、老師、朋友等重要他人建立并維持親密的社會(huì)關(guān)系，讓他們?cè)谌穗H互動(dòng)過(guò)程中體驗(yàn)到被接納、被喜歡和被認(rèn)可，有助于個(gè)體對(duì)自我形成積極的認(rèn)知和評(píng)價(jià)，提升個(gè)體的自尊感，從而緩沖就業(yè)壓力對(duì)大學(xué)畢業(yè)生生活滿意度/抑郁帶來(lái)的消極影響。