流动少年领悟社会支持影响心理健康的机 制：自尊的中介与调节作用分析(修改稿)

流动少年领悟社会支持影响心理健康的机制：自尊的中介与调节作用分析

发于中国特殊教育2011年第8期

摘要 为探索流动少年的自尊在领悟社会支持影响心理健康的过程中的作用，采用中小学生心理健康测验、少年儿童领悟社会支持量表、自尊量表对初中生进行测试，收回有效流动少年问卷462份。结果发现，流动少年的心理健康水平、领悟社会支持和自尊存在显著相关，流动少年自尊在领悟社会支持影响心理健康的过程中起不完全中介作用，中介效应占总效应的51%，但自尊的调节作用不显著。

关键词 心理健康 领悟社会支持 自尊 流动少年

1 问题提出

在国外，人口在非原居住地居住一定时间（一般规定为3-12个月之间）以上均属迁移，所以国外的流动儿童一般称作移民儿童（immigrant children）。1998年，由国家教育部和联合颁布的《流动儿童少年就学暂行办法》指出，流动儿童是指6-14岁（或7-15岁）随父母或其他监护人在流入地暂时居住半年以上的儿童少年。本研究中的流动少年指在初中就读的12-14岁（或13-15岁）流动儿童。据统计，2009年我国流动人口已达2.11亿，14岁及以下的儿童占20.8% [1]。随着我国流动人口的增加和有关流动人口子女在城市就学的一系列措施的出台，流动少年儿童数量还会迅速增加。国内外许多研究[2,3,4]表明，流动少年儿童进入城市生活学习会出现不少的社会适应问题和心理健康问题，流动儿童的心理健康研究将会受到更多的关注。目前，关于流动少年儿童心理健康的影响因素及影响机制研究正在发展和深入。

社会支持可分为客观社会支持和领悟社会支持两类。客观社会支持指个体面临压力时来自他人的，在物质上、行为上、精神上的直接援助以及社会网络、团体关系的存在和参与[5,6]。领悟社会支持指个体在社会中对受尊重、被支持、理解的情感体验和满意程度，它与个体的主观感受密切相关[7]。有研究发现，相较于客观社会支持，领悟社会支持对个体的心理健康有着更为重要的意义，对个体的心理健康具有明显的增益性功能[6,7]。对于社会支持影响心理健康的机制，有研究发现影响过程中存在中介变量，如蔺秀云等研究发现了应对方式的中介作用[8]。

自尊是个体对自我价值和自我能力的评价与体验[9]，在研究社会支持影响心理健康的机制过程中，自尊受到研究者的重视。个体的自尊与心理健康之间关系密切，许多研究都发现，心理健康与自尊存在较高的正相关，即自尊有利于心理健康，自尊水平越高，心理健康水平也越高[10,11]，甚至有研究者认为，自尊是心理健康的核心[12]。然而，并不是所有

的研究者都赞同自尊与心理健康之间是绝对正相关的，Schneide和Turkat（1975）认为，存在一种防御性高自尊（defensive HSE），即个体缺乏积极的自我感受，但出于被他人接受的强烈愿望而报告出来的一种高自尊；与此相似，Kernis（1993）提出了脆弱高自尊（genuine HSE）概念，并认为此种高自尊并不利于心理适应[13]，这种防御性高自尊或脆弱高自尊会表现出与积极情绪不一致的情况。与自尊和心理健康的关系一样，许多理论分析与实证研究都肯定了自尊与社会支持呈正相关。但问题是，既然存在防御性高自尊和脆弱高自尊等自尊异质现象，那么社会支持在自尊异质的情况下，二者就不一定是完全的正相关。如此看来，对于特定的人群来说，如果存在自尊异质的情况，自尊在心理健康与社会支持之间的作用便有可能不同。流动少年是一个特殊的群体，他们从农村来到城市生活和学习，充满了被人接受的强烈愿望。他们的自尊在心理健康与社会支持之间的作用也许与一般人群不一样，需要对其作专门研究以发现其作用机制。另外，自尊如果可以是社会支持影响心理健康的中介变量，那么有不有可能也是调节变量呢？这在以往的研究中还未引起重视，有待于对其作研究探讨。本研究假设，对于流动少年来说，自尊在社会支持与心理健康之间起中介作用，但可能与一般群体的作用机制有差异；自尊除具有中介作用外，还可能具有调节作用。

2方法

2.1 被试

采用整群分层抽样的方法，从贵阳市、成都市、重庆市抽取6所招收流动少年的初级中学，这六所学校均为公立学校，受当地教育行政部门委托招收农民工子女，这些学校的农民工子女占全体学生比例约在30-65%之间。从选取的各学校随机抽取初一、初二、初三各1个班进行调查。为使调查结果更可靠，各班不论是否是流动少年都作统一测查，对流动少年的筛选依据基本资料中“父母职业”、“老家地址”、“是否是流动人口”等问题进行。调查共发放问卷920份，收回问卷6份。根据测谎因子剔除未通过测谎的问卷50分，然后根据基本资料筛选出非流动少年，得到462份流动少年有效问卷。有效被试中男生227人，女生235人；初一167人（男生88人，女生79人），初二 125人（男生56人，女生69人），初三 170人（男生83人，女生87人）；贵阳市A中学84人（男生43人，女生41人），贵阳市B中学71人（男生42人，女生39人），成都市A中学81人（男生37人，女生44人），成都市B中学67人（男生28人，女生39人），重庆市A中学79人（男生38人，女生41人），重庆市B中学70人（男生39人，女生31人）。

2.2 研究工具

2.2. 1 心理健康量表

采用《中小学生心理健康测验》（PSMH测验）。该量表由西南大学心理咨询研究中心依据日本铃木清等人编制的《不安倾向诊断测验》修订而成，包括学习焦虑、身体症状、交

往障碍、孤独、自责、过敏、恐惧、冲动8个心理健康因素和1个测谎因素，共100个项目。量表各项目有“a是”、“b不是”两个选项，选a得1分，选b得2分，各因素的项目得分相加得到因素原始分，除测谎项目外的所有项目得分相加得到量表总原始分，根据PSMH测验给出的标准分转化表可将除测谎因素外的所有因素的原始分和量表总原始分转化为标准记分。量表适用于小学四年级至高中三年级的中小学生。量表采用的是中国西南地区常模，具有较高的信效度。其折半信度系数为0.，重测相关系数为0.65-0.82，效标效度、预测效度、构想效度也较高。该量表为症状量表，得分越高说明心理健康水平越低。

2.2. 2 领悟社会支持量表

采用胡韬编制的《少年儿童领悟社会支持量表》（PSSS量表），该量表包括家庭支持、同伴支持、学校支持3个正向支持因素和欺负与歧视1个负向支持因素,共4个因素，16个项目，量表有较好的信度和效度[14]。量表各项目有4个选项，选A得1分，选B得2分，选C得3分，选D得4分。得分越高，领悟社会支持水平越高。 2.2. 3自尊量表

采用Rosenberg编制的《自尊量表》（SES），该量表有较高的信度和效度[15]。量表由10个项目组成，采用四级评分：“非常符合”得4分，“符合”得3分，“不符合”得2分，“很不符合”得1分。将反向计分项得分转换成正向记分后，把10个项目得分相加得量表总分，得分越高，自尊水平就越高。 2.3 研究过程

将基本资料问题和以上三个量表装订成册，形成调查问卷；主试为经过培训的所调查班级的班主任教师；采用集体施测，以班级为单位进行测验，主试首先宣读指导语，确认学生都理解所有注意事项后分发问卷；测试结束后统一回收问卷，并将数据录入计算机；采用SPSS16.0统计软件处理和分析数据。

3 结果与分析

3.1 流动少年心理健康水平

根据《中小学生心理健康测验》提供的标准分转换表，将各因素原始分和量表总原始分转换为标准分。量表常模给出了总标准分大于或等于65分的为具有明显的心理健康问题者，各因素标准分大于或等于8分的为具有相应的心理健康问题者，据此标准进行统计，结果见表1。

表1 流动少年心理健康状况

项目

学习焦虑

身体症状

交往障碍 孤独

自责

过敏

恐惧

冲动

总分

M±SD 检出人数 检出率(%)

4.569±2.316

3.933±2.011

3.357±2.122

2.048±2.044

4.2±2.282

4.288±2.175

4.671±2.030

4.178±1.746

44.985±10.497

33 7.143

30 6.494

30 6.494

15 51 23 51 19 19 4.113

3.247 11.039 4.978 11.039 4.113

从表1可以看出，在462名流动少年中，有19名标准分在65分及以上，心理健康问题检出率为4.113%；各因素标准分在8分及以上的人数及检出率为：学习焦虑33人，检出7.143%；身体症状30人，检出6.494%；交往障碍30人，检出6.494%；孤独15人，检出3.247%；自责51人，检出11.039%；过敏23人，检出4.978%；恐惧51人，检出11.039%；冲动19人，检出4.113%。在心理健康的各因素中，自责和恐惧检出率较高。 3.2流动少年自尊、心理健康、领悟社会支持的相关分析

为初步探明流动少年领悟社会支持、自尊和心理健康三者的关系，首先检验心理健康各因素与自尊、领悟社会支持之间的相关性，结果见表2。

表2 流动少年心理健康与自尊和领悟社会支持的相关

领悟社会支持 学习焦虑 身体症状 -.093 .343 * 交往障碍 -.302 .383 *****孤独 ***自责 过敏 **恐惧 ***冲动 ***心理健康总分 -.299 .446 ******-.285 .267 ** ***-.402 -.066 .396 **-.139 -.176 -.307 .290 **自尊 ****.309 **.232 **.251 **注：P<0.05，P<0.01，*** P<0.001，下同。

从表2可以看出，领悟社会支持除与心理健康的自责因子相关不显著外，与其它心理健康因子及总分的相关都达显著性水平；自尊与各心理健康因子及总分的相关都达显著性水平。心理健康得分与自尊呈极显著的正相关（r=0.446，P<0.001），心理健康得分与领悟社会支持呈极显著负相关（r=-0.299，P<0.001），自尊与领悟社会支持也呈极显著的负相关（r=-.343，P<0.001）。由于心理健康量表是症状量表，得分越高，心理健康水平越低，所以心理健康水平与自尊水平之间呈负相关，心理健康水平与领悟社会支持之间呈显著正相关。流动少年的自尊、心理健康、领悟社会支持三者之间存在较高相关，有必要进一步探明三者之间的关系。 3.3 自尊的中介作用检验

温忠麟等曾介绍了三种中介效应分析方法

[16]

，这里采用回归系数检验法进行分析。根

据这种方法，检验自尊在社会支持影响心理健康过程中的中介作用包括以下几个检验步骤。第一步，检验心理健康对社会支持的回归系数是否显著，如果显著，继续做第二步，否则停止分析。第二步，检验自尊对领悟社会支持的回归系数是否显著；检验心理健康对自尊的回归系数是否显著。如果这两者都显著，继续做第三步检验，分析是否是完全中介效应；如果至少有一个回归不显著，否则直接做第四步。第三步，在以自尊和领悟社会支持为自变量，心理健康为因变量的多元回归中，如果心理健康对领悟社会支持的偏回归系数显著，自尊有部分中介效应，如果不显著，自尊有完全中介效应。第四步，做Sobel检

验，其统计量是

22zab/Sab， SabaSbbSa 如果Sobel检验显著，意味着中介效应显著，否则中介效应不显著。分别计算出流动

少年心理健康、领悟社会支持和自尊的标准分，以这3个标准分作为3个显变量，根据以上检验步骤，检验自尊的中介效应，结果见表2。由于第二步的两个回归系数均显著，所以不必做Sobel检验。

表3 自尊的中介作用检验

步骤

第一步

检验关系

领悟社会支持影响心理健康 领悟社会支持影响自尊

标准化回归方程 y=-0.299x w=-0.343x y=0.446w y=-0.165x +0.3w

回归系数检验t值 -6.716 -7.829 10.6 -3.775 8.0

***************

第二步

自尊影响心理健康

自尊和领悟社会支影响心理健

第三步

康的多元回归

通过以上第一步和第二步的检验发现，自尊的中介效应极为显著，即是说，领悟社会支持通过自尊为中介影响心理健康。第三步的检验发现，在领悟社会支持影响心理健康的关系中，自尊起不完全中介作用。因为，以领悟社会支持和自尊为自变量，心理健康为因变量的回归中，领悟社会支持的直接影响仍然达到显著水平（P<0.001）。自尊的中介作用大小为0.343×0.446 =0.153，中介效应占总效应的百分比为（0.153÷0.299）×100%=51%。由此可见，领悟社会支持对心理健康的影响有一部分是通过影响自尊而产生的。 3.4 自尊的调节作用检验

从理论上说，自尊既可作中介变量也可作调节变量。自尊作为调节变量，即是不同自尊水平的流动少年，其领悟社会支持对心理健康的影响是不同的。调节效应的检验方法有多种，这里采用自变量与调节变量乘积的偏回归系数检验法[17]。第一步，检验以社会支持和自尊为自变量，以心理健康为因变量的多元回归，如果显著接着做第二步，不显著则不存在调节作用问题；第二步，检验领悟社会支持与自尊乘积的偏回归系数，偏回归系数显著，则调节作用显著，检验结果见表2。结果表明领悟社会支持与自尊乘积的偏回归系数不显著（t=-0.829，P>0.05）。

表4 自尊的调节作用检验

步骤

第一步 第二步

回归方程 y=-0.165x+0.3w y=0.046-0.402x+0.398w

+0.085xw

领悟社会支(x)回

归系数检验 t=-3.775 t=-3.841

******

自尊(w)回归系

数检验 t=8.0 t=8.469

******

领悟社会支持(x)*自尊(w)回归系数检验 t=-0.829

4 讨论

本研究发现，流动少年心理健康问题检出率为4.11%，各因素的检出率差异较大，提醒我们在教育过程中，对流动少年的心理健康要作具体分析，发现其突出问题，以便采取相应的教育策略。

本研究发现领悟社会支持与心理健康水平正相关，这与以往的许多研究一致[18,19,20,21]。这说明，流动少年与其它群体一样，他们感知到的社会支持越多，越有利于他们减轻或消除孤独、自责、过敏、恐惧、交往障碍等负面心理，维护心理的健康。在心理健康与自尊的关系上，本研究的结果与以往多数研究相反。以往大量研究发现高自尊有利于心理健康

[22]

，也有研究发现，自尊与心理健康无显著相关[23]，但是还没有研究发现自尊与心理健康

[24]

水平存在互相关。不过，这一结果可以从高自尊异质理论那里得到解释。这一理论认为，

自尊不仅存在水平差异，而且高自尊内部也有质的差异。如高自尊中有一种防御性高自尊，它是个体出于被他人接受的强烈愿望而产生的，Harder认为，这种自尊一面是扩张的，浮夸的自我观，另一面便是低自尊[25]。笔者认为，一方面，流动少年来到城市，有被他人接受的强烈愿望，从而产生一些虚假的防御性高自尊，进而使得自尊与心理健康呈负相关；另一方面，这一结果可能是由于高自尊的流动少年具有过高的自我评价，这往往使城市少年或其它同伴对其产生“自负”的印象，从而导致流动儿童玩伴减少，孤独感、人际障碍等心理健康症状增加，从整体上降低了他们的心理健康水平。

对于自尊在社会支持与心理健康之间的作用。本研究发现，自尊具有中介效应，其中介效应占领悟社会支持影响心理健康总效应的51%，这与已有研究一致[9,26]。看来，自尊确实在社会支持影响心理健康的过程中起着重要的作用。但本研究发现的，领悟到更多的来自于环境的支持，往往与自尊呈负相关，即是领悟到别人的支持越多，自我的评价与体验越低，这一现象同样可用高自尊异质理论予以解释。本研究也检验了自尊的调节效应，结果发现自尊没有调节作用，说明对于不同自尊水平的人，社会支持对心理健康的影响机制并不会根本改变。

5 结论

综上讨论，本研究得出以下结论：流动少年心理症状的检出率与一般少年儿童一致；流动少年心理健康与社会支持呈显著正相关，而流动少年自尊与其心理健康、领悟社会支持呈显著负相关；流动少年自尊在心理健康与社会支持之间起不完全中介作用，中介效应占总效应的51%，但自尊的调节作用不显著。

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