萬(wàn)春秀，邵曉紅

(黑龍江農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)職業(yè)學(xué)院，黑龍江 牡丹江 157041)

0 引言

2020年春節(jié)，新型冠狀病毒疫情暴虐來(lái)襲，這次疫情是新中國(guó)成立以來(lái)在我國(guó)發(fā)生的傳播速度最快、感染范圍最廣、防控難度最大的一次重大突發(fā)公共衛(wèi)生事件[1]。疫情面前，居家上課、隔離、減少外出成為了高校學(xué)生阻斷疫情進(jìn)一步擴(kuò)散的強(qiáng)有力方式。這一反常態(tài)的生活方式勢(shì)必會(huì)給學(xué)生心靈帶來(lái)巨大沖擊，可能影響其學(xué)業(yè)并加劇焦慮感和抑郁感。本研究采用橫斷面調(diào)查來(lái)探討疫情對(duì)大學(xué)生情緒的影響，以期為高職院校的心理健康教育工作提供參考。

1 研究對(duì)象

采用隨機(jī)抽樣的方法調(diào)查了黑龍江農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)職業(yè)學(xué)院、黑龍江建筑職業(yè)技術(shù)學(xué)院、黑龍江林業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院共2 358名同學(xué)，其中男生1 183人，占總?cè)藬?shù)的50.17%，女生1 175人，占總?cè)藬?shù)的49.83%；大一學(xué)生2 324人，占總?cè)藬?shù)的98.56%，大二學(xué)生34人，占總?cè)藬?shù)的1.44%；居住武漢的學(xué)生3人，占總?cè)藬?shù)的0.13%，居住在非武漢的學(xué)生2 355人，占總?cè)藬?shù)的99.87%；疫情期間曾被隔離的學(xué)生36人，占總?cè)藬?shù)的1.53%，未隔離的學(xué)生2 322人，占總?cè)藬?shù)的98.47%；疫情期間曾感染并治愈的學(xué)生13人，占總?cè)藬?shù)的0.55%，未被感染的學(xué)生2 345人，占總?cè)藬?shù)的99.45%。

2 研究工具

2.1 廣泛性焦慮量表(GAD-7)

GAD-7是美國(guó)精神醫(yī)學(xué)會(huì)出版的《精神疾病診斷與統(tǒng)計(jì)手冊(cè)》第五版量化評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)，是用來(lái)鑒別廣泛性焦慮癥可能性的一種工具，評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)為0～5、6～9、10～14、15～21，分別對(duì)應(yīng)無(wú)癥狀、輕度抑郁、中度抑郁、重度抑郁四個(gè)等級(jí)[2]，本研究中量表的Crobach’s系數(shù)為0.917。

2.2 抑郁癥狀群量表(PHQ-9)

《精神疾病診斷與統(tǒng)計(jì)手冊(cè)》中關(guān)于抑郁的9個(gè)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)于抑郁癥狀的變化很敏感[3]，按照評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)，將PHQ-9總分分為5組，即0～4、5～9、10～14、15～19、20～27，分別對(duì)應(yīng)無(wú)癥狀、輕度抑郁、中度抑郁、中重度抑郁和重度抑郁五個(gè)等級(jí)[4]，本研究中量表的Crobach’s系數(shù)為0.929。

2.3 簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)量表(SCQ-20)

本量表由張育坤、解亞寧編制，共20道題，采用四級(jí)計(jì)分法，即不采取、偶爾采取、有時(shí)采取、經(jīng)常采取，分別對(duì)應(yīng)計(jì)0～3分，主要包括積極應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)兩個(gè)維度。積極應(yīng)對(duì)重點(diǎn)反映了個(gè)體在遇到應(yīng)激事件時(shí)采用積極方式應(yīng)對(duì)的特點(diǎn)，消極應(yīng)對(duì)則重點(diǎn)反映了個(gè)體在遇到應(yīng)激事件時(shí)采用消極方式應(yīng)對(duì)的特點(diǎn)，本研究中量表的Crobach’s系數(shù)為0.928。

2.4 領(lǐng)悟社會(huì)支持量表(PSSS)

此表是由Zimet等人編制的，是一種強(qiáng)調(diào)個(gè)體自我理解和自我感受的社會(huì)支持量表，總分表示個(gè)體感受到的社會(huì)支持的總體情況，本研究中量表的Crobach’s系數(shù)為0.955。

3 研究結(jié)果

3.1 疫情下高職生的心理健康狀況

情緒變化是學(xué)生在疫情下出現(xiàn)應(yīng)激反應(yīng)最常見(jiàn)的一種方式，本研究調(diào)查了疫情后高職生的焦慮和抑郁現(xiàn)狀。對(duì)廣泛性焦慮按等級(jí)進(jìn)行劃分，2 358名學(xué)生中，無(wú)焦慮癥狀2 068人(占87.70%)，輕度焦慮232人(占9.84%)，中度焦慮32人(占1.36%)，重度焦慮26人(占1.10%)。對(duì)抑郁程度按等級(jí)進(jìn)行劃分，2 358名學(xué)生中，無(wú)抑郁癥狀1 894人(占80.32%)，輕度抑郁癥狀372人(占15.77%)，中度抑郁癥狀73人(占3.10%)，中重度抑郁癥狀19人(占0.81%)，重度抑郁0人。

為了考察不同性別、不同隔離經(jīng)歷、不同家人患病經(jīng)歷的學(xué)生焦慮情緒狀態(tài)，以高職生性別(男、女)、隔離經(jīng)歷(有、無(wú))以及家人有無(wú)患病并治愈經(jīng)歷(有、無(wú))為自變量，以焦慮情緒為因變量，采用2(性別)×2(有無(wú)隔離經(jīng)歷)×2(家人有無(wú)患病經(jīng)歷)三因素方差分析法，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1的多因素方差分析統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，性別在焦慮情緒上主效應(yīng)不顯著；有無(wú)隔離經(jīng)歷在焦慮情緒上主效應(yīng)顯著(F=4.990，P=0.026，P<0.05)；家人有無(wú)患病經(jīng)歷在焦慮情緒上主效應(yīng)顯著(F=4.787，P=0.029，P<0.05)，各變量間無(wú)交互作用。這表明有無(wú)隔離經(jīng)歷、家人有無(wú)患病經(jīng)歷在高職生的焦慮情緒上存在顯著差異。

為了進(jìn)一步分析有無(wú)隔離經(jīng)歷、家人有無(wú)患病經(jīng)歷的學(xué)生間存在的焦慮情況，分別對(duì)隔離經(jīng)歷和患病經(jīng)歷進(jìn)行了主效應(yīng)分析，如表2、表3所示。

表2 焦慮情緒在有無(wú)隔離經(jīng)歷上的單因素方差分析表Tab.2 One-way ANOVA table of anxiety on quarantine experience

表3 焦慮情緒在家人有無(wú)患病經(jīng)歷上的單因素方差分析Tab.3 One-way ANOVA of anxiety on family members’ illness experience

表2說(shuō)明，有無(wú)隔離經(jīng)歷在高職生焦慮情緒中存在極其顯著的差異(F=9.318，P<0.01)，具體表現(xiàn)為被隔離過(guò)學(xué)生的焦慮情緒(3.30±0.66)大于未隔離過(guò)的學(xué)生(1.22±0.45)，有無(wú)隔離經(jīng)歷成為了影響焦慮情緒的主要因素。

表3說(shuō)明，家人有無(wú)患病經(jīng)歷在焦慮情緒上差異不顯著(F=2.354，P=0.125，P>0.05)， 說(shuō)明家人患病并已康復(fù)與家人未患病兩組大學(xué)生之間的焦慮情緒不存在顯著差別。

為了考察不同性別、不同隔離經(jīng)歷、不同家人患病經(jīng)歷的學(xué)生抑郁情緒狀態(tài)，以高職生性別(男、女)、隔離經(jīng)歷(有、無(wú))以及家人有無(wú)患病并治愈經(jīng)歷(有、無(wú))為自變量，以抑郁情緒為因變量，采用2(性別)×2(有無(wú)隔離經(jīng)歷)×2(家人有無(wú)患病經(jīng)歷)三因素方差分析法，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 不同性別、不同隔離經(jīng)歷和不同患病經(jīng)歷的高職生在抑郁情緒上的三因素方差分析表Tab.4 Three-factor ANOVA table of depression of college vocational students of different gender, quarantine and illness experiences

表4的多因素方差分析統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，性別在抑郁情緒上的主效應(yīng)不顯著；有無(wú)隔離經(jīng)歷在抑郁情緒上的主效應(yīng)不顯著；家人有無(wú)患病經(jīng)歷在抑郁情緒上的主效應(yīng)顯著(F=10.239，P=0.001，P<0.01)，各變量間無(wú)交互作用，說(shuō)明有無(wú)隔離經(jīng)歷在高職生的抑郁情緒上存在顯著差異，同時(shí)還對(duì)無(wú)隔離經(jīng)歷進(jìn)行了主效應(yīng)分析，進(jìn)而了解隔離經(jīng)歷在抑郁情緒上的差別，結(jié)果如表5所示。

表5 抑郁情緒在有無(wú)隔離經(jīng)歷上的單因素方差分析表Tab.5 One-way ANOVA table of depression on quarantine experience

表5說(shuō)明，家人有無(wú)隔離經(jīng)歷在抑郁情緒上存在顯著性差異(F=11.047，P=0.001，P<0.01)，具體表現(xiàn)為被隔離過(guò)學(xué)生的抑郁情緒(1.52±0.61)大于未隔離過(guò)的學(xué)生(1.26±0.46)，有無(wú)隔離經(jīng)歷成為了影響高職生抑郁情緒的主要因素。

3.2 疫情下高職生心理健康影響因素分析

為了解不同的應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持與高職生的焦慮情緒、抑郁情緒間是否存在關(guān)系，現(xiàn)采用線性回歸分析方法來(lái)具體分析各變量對(duì)焦慮情緒和抑郁情緒產(chǎn)生的影響，如表6、表7、表8、表9所示。

表6 不同應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持對(duì)焦慮情緒產(chǎn)生影響的多元回歸方差分析Tab.6 Multiple regression variance analysis of influence of different coping style and social support on anxiety

表7 不同應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持對(duì)焦慮情緒產(chǎn)生影響的多元回歸方程表Tab.7 Multiple regression equation of influence of different coping style and social support on anxiety

表8 不同應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持對(duì)抑郁情緒產(chǎn)生影響的多元回歸方差分析Tab.8 Multiple regression variance analysis of different coping style and social support on depression

表9 不同應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持對(duì)抑郁情緒產(chǎn)生影響的多元回歸方程表Tab.9 Multiple regression equation of different coping style and social support on depression

由表6可知，將消極應(yīng)對(duì)方式、積極應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持作為自變量，將焦慮平均數(shù)作為因變量來(lái)進(jìn)行線性回歸分析(F=66.099，P=0.000，P<0.001)，說(shuō)明該模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，積極應(yīng)對(duì)方式、消極應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持中至少有一個(gè)變量會(huì)對(duì)焦慮情緒產(chǎn)生影響。

從表7可知，回歸公式為焦慮=1.464+0.154×消極應(yīng)對(duì)方式-0.162×積極應(yīng)對(duì)方式-0.002×社會(huì)支持，結(jié)果模型VIF值全部小于5，模型較好。消極應(yīng)對(duì)方式的回歸系數(shù)值為0.154(t=9.591，P=0.000<0.001)，意味著消極應(yīng)對(duì)方式會(huì)對(duì)焦慮情緒產(chǎn)生顯著的正向影響。積極應(yīng)對(duì)方式的回歸系數(shù)值為-0.162(t=-9.607，P=0.000<0.001)，意味著積極應(yīng)對(duì)方式會(huì)對(duì)焦慮情緒產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。社會(huì)支持的回歸系數(shù)值為-0.002(t=-3.102，P=0.002<0.01)，意味著社會(huì)支持因素會(huì)對(duì)焦慮情緒產(chǎn)生比較顯著的負(fù)向影響。由總結(jié)分析可知，消極應(yīng)對(duì)方式會(huì)對(duì)焦慮情緒產(chǎn)生顯著的正向影響，積極應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持會(huì)對(duì)焦慮情緒產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

由表8可知，將消極應(yīng)對(duì)方式、積極應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持作為自變量，將抑郁平均數(shù)作為因變量來(lái)進(jìn)行線性回歸分析(F=93.949，P=0.000，P<0.001)，說(shuō)明該模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，積極應(yīng)對(duì)方式、消極應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持中至少有一個(gè)變量會(huì)對(duì)抑郁情緒產(chǎn)生影響。

從表9可知，回歸公式為：抑郁=1.598+0.168×消極應(yīng)對(duì)方式-0.196×積極應(yīng)對(duì)方式-0.003×社會(huì)支持，結(jié)果模型VIF值全部小于5，意味著不存在共線性問(wèn)題，模型較好。消極應(yīng)對(duì)方式的回歸系數(shù)值為0.168(t=10.503，P=0.000<0.001)，說(shuō)明消極應(yīng)對(duì)方式會(huì)對(duì)抑郁情緒產(chǎn)生顯著的正向影響。積極應(yīng)對(duì)方式的回歸系數(shù)值為-0.196(t=-11.722，P=0.000<0.001)，說(shuō)明積極應(yīng)對(duì)方式會(huì)對(duì)抑郁情緒產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。社會(huì)支持的回歸系數(shù)值為-0.003(t=-3.696，P=0.000<0.001)，意味著社會(huì)支持會(huì)對(duì)抑郁情緒產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。由總結(jié)分析可知，消極應(yīng)對(duì)方式會(huì)對(duì)抑郁情緒產(chǎn)生顯著的正向影響，積極應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持會(huì)對(duì)抑郁情緒產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

4 結(jié)論與討論

4.1 疫情下高職生出現(xiàn)了較為嚴(yán)重的焦慮和抑郁情緒

一旦人們的生活環(huán)境和固定的生活規(guī)律發(fā)生改變，人體就會(huì)啟動(dòng)防御機(jī)制來(lái)抵制外界的變化，緊張、焦慮、不安、抑郁等不良情緒都是最常見(jiàn)的表現(xiàn)。此次疫情下，高職生出現(xiàn)了較為嚴(yán)重的焦慮和抑郁情緒，其中輕度抑郁情緒所占的比重較大，約為15.78%。

4.2 被隔離是引發(fā)高職生出現(xiàn)焦慮和抑郁情緒的主要因素

對(duì)學(xué)生的情緒狀況進(jìn)行深入分析，發(fā)現(xiàn)家人有無(wú)隔離經(jīng)歷在焦慮和抑郁情緒上都存在顯著性差異，有過(guò)隔離經(jīng)歷學(xué)生的焦慮和抑郁情緒要大于未被隔離的學(xué)生。疫情期間，離開(kāi)家人進(jìn)行隔離，打破了學(xué)生已有的生活方式，身邊沒(méi)有了親人的支持，對(duì)其情緒產(chǎn)生了極大的負(fù)面影響。

4.3 消極應(yīng)對(duì)方式可能會(huì)加劇焦慮和抑郁情緒的出現(xiàn)

經(jīng)回歸分析發(fā)現(xiàn)，消極應(yīng)對(duì)方式會(huì)對(duì)焦慮和抑郁情緒產(chǎn)生顯著的正向影響。應(yīng)對(duì)方式是人面對(duì)困難、挫折和壓力時(shí)所采用的認(rèn)知和行為方式，消極應(yīng)對(duì)方式是指面對(duì)壓力、情緒或問(wèn)題置之不理，不采取任何行動(dòng)予以解決。這種方式會(huì)使問(wèn)題雪上加霜，愈加嚴(yán)重，隨著問(wèn)題的嚴(yán)重化，必然會(huì)出現(xiàn)消極情緒。

4.4 積極應(yīng)對(duì)方式、社會(huì)支持能夠有效調(diào)節(jié)焦慮和抑郁情緒

面對(duì)問(wèn)題要主動(dòng)尋找各種方法積極應(yīng)對(duì)，逐漸樹(shù)立自信，有效調(diào)節(jié)焦慮和抑郁情緒。父母、親人、朋友等強(qiáng)大的社會(huì)支持系統(tǒng)所給予的關(guān)懷、支持和理解也能夠有效調(diào)節(jié)高職生的不良情緒。