解學(xué)曉，郎 芳，鄭德偉，王雅莉，張增國

1濰坊醫(yī)學(xué)院心理學(xué)院，山東濰坊，261053 ；2濰坊醫(yī)學(xué)院附屬醫(yī)院，山東濰坊，261053

留守兒童是社會發(fā)展過程中出現(xiàn)的一個特殊群體，而當(dāng)他們進(jìn)入大學(xué)時，就將其稱為有留守經(jīng)歷大學(xué)生。研究發(fā)現(xiàn)有留守經(jīng)歷大學(xué)生的心理健康狀況比無留守經(jīng)歷大學(xué)生差，出現(xiàn)問題的可能性更大，而兒童和青少年期的留守經(jīng)歷是一個重要的原因[1-3]。自我效能感是在不同情境下表現(xiàn)出來的對自身能力的自信程度[4]，多項研究表明，自我效能感會影響個體的心理健康[5-6]，臧宏運等發(fā)現(xiàn)曾經(jīng)的留守經(jīng)歷將對個體的自我效能感造成負(fù)面影響[7]。另外自我效能感也是安全感的影響因素之一，一般而言，自我效能感較高的人，其安全感也較高[8]，而充足的安全感是保持心理健康的重要基礎(chǔ)[9]，甚至有人認(rèn)為安全感和心理健康實質(zhì)上具有相同的含義[10]。應(yīng)對方式是指個體面對壓力情境、事件時所采取的認(rèn)知或行為活動[11]，它也是影響心理健康的一個重要中介因素[12-13]。另有研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感在一定水平上會影響個體應(yīng)對方式的選擇[14]。本研究以有留守經(jīng)歷大學(xué)生為研究對象，以應(yīng)對方式和安全感為中介變量，建立一個鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ吞接懽晕倚芨袑ζ湫睦斫】档挠绊憽?/p>

1 資料來源與方法

1.1 研究對象

本次研究將有留守經(jīng)歷大學(xué)生界定為：在16歲及之前，父母一方或雙方到外地務(wù)工，因而獨自留守家中或由父母一方照料或托人代管；與父母分開連續(xù)6個月以上；目前就讀于大學(xué)的群體[1,15]。根據(jù)地域分布、學(xué)校性質(zhì)選擇山東省中部、東部、西部的9所高校進(jìn)行問卷調(diào)查，在每個學(xué)校抽樣時考慮到專業(yè)、性別、年級隨機(jī)抽取被試，每所學(xué)校受測人數(shù)不少于100人。由于進(jìn)行問卷調(diào)查時，大四學(xué)生正忙于實習(xí)、寫畢業(yè)論文等畢業(yè)準(zhǔn)備工作，因此調(diào)查對象未包含大四學(xué)生。共發(fā)放問卷1000份，回收有效問卷981份，有效率為98.1%。本研究取得各個參與學(xué)校的同意，且被試均自愿參加，并簽署知情同意書。

1.2 研究方法

1.2.1 一般自我效能感量表。由王才康等人修訂，共有10個題目，采用4級計分法，總分為所有題目得分之和的均值，得分越高表明個體的自我效能感越強[16]。本研究中該量表的Cronbach's alpha為0.91，分半信度為0.81。

1.2.2 特質(zhì)應(yīng)對方式問卷。該量表共有20個題目，分為積極應(yīng)對和消極應(yīng)對兩個分量表，采用5級計分法，分量表得分越高，表示個體越傾向于使用該種應(yīng)對方式[17]。本研究中該量表及分量表的Cronbach's alpha分別為0.70、0.82、0.83。

1.2.3 安全感量表。由叢中和安莉娟編制，共包含16個題目，分為人際安全感和確定控制感兩個維度，所有題目得分之和即為安全感總分，分值越高，表示個體安全感越充足[18]。本研究中該量表及分量表的Cronbach's alpha分別為0.91、0.82、0.87。

1.2.4 一般健康問卷。由李虹和梅錦榮修訂，共有20個題目，分為自我肯定、憂郁、焦慮3個維度，每題有兩個選項，“是”計1分，“否”計0分，將自我肯定維度的題目得分反向計分求和后與另外兩個維度得分相加即為心理健康總分，得分越低，表明心理健康水平越高[19]。本研究中該問卷Cronbach's alpha為0.73，各分量表Cronbach's alpha在0.62-0.84之間。

1.3 統(tǒng)計學(xué)方法

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對象基本情況

調(diào)查對象中男生373人(38.0%)，女生608人(62.0%)；大一442人(45.1%)，大二374人(38.1%)，大三165人(16.8%)；農(nóng)村617人(62.9%)，城鎮(zhèn)364人(37.1%)。本研究檢出有留守經(jīng)歷大學(xué)生共226人，檢出率為23.04%。

2.2 共同方法偏差檢驗

利用Harman單因素檢驗法檢驗是否存在共同方法偏差問題。結(jié)果發(fā)現(xiàn)有13個因子的特征根值大于1，而且第一個主成分因子可解釋20.85%的變異，低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，因此本研究不存在明顯的共同方法偏差問題。

2.3 有無留守經(jīng)歷大學(xué)生自我效能感、應(yīng)對方式、安全感和心理健康的比較

有留守經(jīng)歷大學(xué)生安全感總分及各維度得分、自我肯定得分均顯著低于無留守經(jīng)歷大學(xué)生(P<0.05)，心理健康總分顯著高于后者(P<0.01)，而自我效能感、應(yīng)對方式以及憂郁得分在兩組間的差異不顯著。見表1。

表1 有無留守經(jīng)歷大學(xué)生各量表得分比較

2.4 有留守經(jīng)歷大學(xué)生自我效能感、應(yīng)對方式、安全感和心理健康的相關(guān)性分析

自我效能感與安全感、積極應(yīng)對方式均呈顯著正相關(guān)(P<0.01)，與心理健康總分呈顯著負(fù)相關(guān)(P<0.01)，與消極應(yīng)對方式的相關(guān)不顯著(P>0.05)。安全感與積極應(yīng)對方式呈顯著正相關(guān)，與心理健康總分呈顯著負(fù)相關(guān)(P<0.01)。見表2。

表2 有留守經(jīng)歷大學(xué)生自我效能感、應(yīng)對方式、安全感和心理健康的相關(guān)性分析

2.5 有留守經(jīng)歷大學(xué)生積極應(yīng)對方式、安全感在自我效能感和心理健康間的中介作用

由相關(guān)分析結(jié)果可知，自我效能感與消極應(yīng)對方式之間的相關(guān)未達(dá)到顯著性水平，因此考慮只將積極應(yīng)對方式納入中介作用分析過程。另外，由于自我效能感量表和積極應(yīng)對方式分量表均為單維結(jié)構(gòu)，因此采用隨機(jī)打包法依次進(jìn)行打包，利用打包后的量表構(gòu)建模型。最終模型如圖1所示。模型擬合指數(shù)為χ2/df=1.829，CFI=0.973, TLI=0.960，RMSEA=0.061, 90%CI=(0.037，0.083)，P=0.208，SRMR=0.073，說明模型整體擬合良好。

圖1 有留守經(jīng)歷大學(xué)生積極應(yīng)對方式和安全感的中介模型圖

中介效應(yīng)的檢驗利用偏差校正的百分位Bootstrap法完成。由表3可知，序列中介路徑的95%CI不包括0，表明有留守經(jīng)歷大學(xué)生積極應(yīng)對方式與安全感在自我效能感和心理健康間的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜薪y(tǒng)計學(xué)意義，另外可以看出積極應(yīng)對方式和安全感各自的單獨中介作用顯著，且總中介效應(yīng)值為-0.22，其效果量為70.97%。自我效能感-心理健康的直接效應(yīng)為-0.09，該路徑的95%CI包括0，說明直接效應(yīng)未達(dá)到顯著性水平。

表3 中介模型各路徑系數(shù)檢驗

3 討論

3.1 有留守經(jīng)歷大學(xué)生安全感、心理健康狀況比無留守經(jīng)歷大學(xué)生差

研究結(jié)果顯示，有留守經(jīng)歷大學(xué)生心理健康得分顯著高于無留守經(jīng)歷大學(xué)生，說明前者的心理健康水平要低于后者的心理健康水平，有留守經(jīng)歷大學(xué)生更可能面臨心理健康問題，這與以往的研究結(jié)論是一致的[2，21]。有研究發(fā)現(xiàn)，早期與父母分離是孩子產(chǎn)生后繼心理問題的重要風(fēng)險因素，它會大大增強留守個體產(chǎn)生焦慮、抑郁情緒的風(fēng)險[22]，親子分離對個體來說具有長期不良影響。另外，有留守經(jīng)歷大學(xué)生的安全感水平顯著低于無留守經(jīng)歷大學(xué)生，說明有留守經(jīng)歷大學(xué)生相對于沒有這種經(jīng)歷的大學(xué)生而言是缺乏安全感的。依戀理論認(rèn)為，家庭功能與安全感的獲得密切相關(guān)，而其中親子依戀關(guān)系又在其中發(fā)揮著重要作用，人生的早期發(fā)展階段是親子依戀關(guān)系形成的關(guān)鍵時期[23]。留守使個體無法建立和維持這種良好的依戀關(guān)系，長期分離-短暫相聚模式的反復(fù)將對其安全感的發(fā)展造成持久的難以完全消除的不利影響。父母的關(guān)懷、陪伴對子女的成長發(fā)展至關(guān)重要，即使無法陪伴在孩子身邊，也需盡可能地讓子女感受到來自父母的溫暖與愛。

3.2 有留守經(jīng)歷大學(xué)生自我效能感與無留守經(jīng)歷大學(xué)生相比無顯著差異

本次研究發(fā)現(xiàn)自我效能感得分在有無留守經(jīng)歷大學(xué)生群體中沒有顯著差異，這與一些學(xué)者之前的研究結(jié)論不同。出現(xiàn)這種結(jié)果的原因可能是在性格、生活經(jīng)歷等內(nèi)外在因素的綜合作用下，個體并沒有因留守而傾向于否定自我，反而激發(fā)了內(nèi)在積極向上的能量，培養(yǎng)堅韌的品格和信心，增強了自我效能感，保護(hù)其心理健康發(fā)展。從積極心理學(xué)觀點出發(fā)，留守并非一定會對所有個體造成完全負(fù)面的影響，經(jīng)歷過留守的大學(xué)生也并非一定會出現(xiàn)心理問題[24]，這其中有一些保護(hù)因素對留守個體的彈性發(fā)展起到了積極的作用，自我效能感就是其中之一。例如，朱丹發(fā)現(xiàn)高自我效能感可以顯著提高留守兒童的心理安全感，是其心理安全感彈性發(fā)展的保護(hù)性因素[25]。

3.3 積極應(yīng)對方式和安全感在自我效能感和心理健康之間起中介作用

中介作用分析結(jié)果表明，自我效能感對心理健康的直接效應(yīng)未達(dá)到顯著性水平，說明自我效能感更傾向于通過一些中介因素間接影響個體的心理健康，在本次研究中，積極應(yīng)對方式和安全感在自我效能感與心理健康之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜薪y(tǒng)計學(xué)意義。自我效能感高的個體往往更加肯定自己的能力，面對各種生活事件傾向于以積極的方式來應(yīng)對[14]，而積極應(yīng)對可以促進(jìn)問題的解決，緩解個體壓力，那么就可以避免產(chǎn)生因消極逃避而引起的抑郁等負(fù)面情緒問題[26]，并在這個過程中體會到對周圍事物的可控感，這有利于安全感向積極的方向發(fā)展。另外，自我效能感低的人一般自我接納程度偏低，那么在人際交往中更傾向于采取退避、否定自我等消極應(yīng)對方式，導(dǎo)致歸屬感缺乏，難以建立穩(wěn)定、親密的社交關(guān)系，人際交往安全感無法得到滿足[27]?？傊咦晕倚芨械膫€體往往擁有良好的整體性信心和樂觀的態(tài)度，能以積極的方式處理問題，對各個方面有較好的掌控感，較少擔(dān)心人際交往的問題，安全感和心理健康水平較高[8，25]。因此應(yīng)采用肯定、鼓勵、積極關(guān)注等方法來提高個體自我效能感，使其在面對問題時多采取積極應(yīng)對方式，增強其安全感，這都將有利于有留守經(jīng)歷大學(xué)生心理健康朝積極方向發(fā)展。