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关于心理健康论文范文素材,与儿童心理虐待和忽视与高职新生的心理健康:自尊\情绪稳定性的中介作用相关论文格式
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【摘 要】目的:探讨高职新生心理健康与情绪稳定性、自尊、儿童心理虐待和忽视之间的关系,使用结构方程模型进行验证.方法:采用方便取样,选取湖南省某职业技术学院2007级医学专业新生的740名,用症状自评量表、艾森克人格调查问卷-N维度、自尊量表、儿童心理虐待和忽视量表进行测查.结果:儿童心理虐待和忽视对高职新生心理健康、情绪稳定性、自尊有直接影响(β等于0.18,-0.39,-0.36,均P<0.001),情绪稳定性、自尊对心理健康有直接影响(β=-0.66,-0.18,均P<0.001),情绪稳定性和自尊在儿童心理虐待和忽视影响高职新生心理健康的过程中起着中介作用(z=25.81,9.84,均P<0.01).结论:高职新生的情绪稳定性、自尊、儿童心理虐待和忽视对心理健康的影响方式得到了结构方程模型的支持.情绪稳定性、自尊在儿童心理虐待和忽视影响高职新生心理健康过程的中介作用,表明可以从自尊培养、情绪管理方面出发改善他们的心理健康状态.
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【关 键 词】心理虐待和忽视,心理健康,自尊,情绪稳定性,横断面调查
中图分类号:B844.2,R749.04文献标识码:A文章编号:1000-6729(2010)009-0705-06
doi:10.3969/j.issn.1000-6729.2010.09.015
国外研究显示,儿童期的心理虐待和忽视不但影响着个体的认知功能与个性特征的形成与发展[1-2],而且与成年后的低自尊、人格障碍、抑郁障碍、饮食障碍以及创伤后应激障碍等有关[3-5].国内的研究也表明,儿童心理虐待和忽视与躯体化、抑郁、焦虑、强迫、人际关系敏感等心理健康指标存在显著相关[6-8].儿童心理虐待和忽视的阳性组与阴性组大学生之间在情绪稳定性上有差异[9].
自尊是自我概念的评价性成分,是个体对自我的肯定或否定的评价.许多西方学者认为,自尊是心理健康的核心,高自尊与乐观、成功应对、情绪稳定等合乎社会要求的事物相关[10-11].在国内,关于自尊与心理健康关系的研究也得出了类似的结果,如大学生的自尊与SCL-90的多数因子得分负相关,高自尊的个体有较高的自我和谐水平,自尊与自我接纳密切相关等[12-14].
情绪稳定性(神经质)是艾森克依据因素分析方法提出的三因素人格模型的因素之一.研究显示其与认知方式相关[15],与互联网社交、娱乐和信息服务偏好存在显著的交互作用[16],对应对方式和心理健康有显著影响[17-18].
随着研究的深入以及统计学的发展,研究者们开始关注中介变量的分析.已有研究显示,自尊在社会支持与心理幸福感之间、被接纳感与心理健康之间均起着中介作用[19-20],情绪稳定性在中专生的成就目标与心理健康之间起着中介作用[21].目前关于高职生心理健康的研究相对比较滞后,已有研究表明,高职生在儿童期的心理虐待和忽视发生率要高于一般大学本科生,且心理健康的水平更低[22].对于因儿童期的心理虐待和忽视导致的心理健康受损,干预重点不可能是去改变过去的不良经历,而应该是寻找可明显改变的中介因子.如果自尊和情绪稳定性在儿童期心理虐待和忽视与成年后的心理健康之间起着中介作用,则揭示在高职生的心理健康辅导中可以通过自尊培养、情绪管理等来改善他们的心理健康状况,此外,还能对当下功能失调家庭给出调整建议.
综合以上,本研究采用结构方程模型技术,验证早期的心理虐待和忽视经历是否对高职新生的心理健康、情绪稳定性、自尊有直接影响,情绪稳定性和自尊是否对心理健康有直接影响,其次探讨自尊、情绪稳定性是否在儿童期心理虐待和忽视对高职新生心理健康的影响过程中起着中介作用.
1对象与方法
1.1对象
采用方便取样,以湖南省某职业技术学院医学专业的2007级新生为调查对象,自愿参与,发放问卷760份,获有效问卷740份,其中男生134人,女生606人,年龄17~24岁,平均(19±1)岁.
1.2工具
1.2.1儿童心理虐待和忽视量表(ChildPsychologicalAbuseandNeglectScale,CPANS)[23]
为自我报告问卷,主要调查个体儿童期(小于18岁)在心理上所受到的家庭虐待和忽视等,可作为回顾性测量工具使用.共31个条目,包括心理虐待和心理忽视2个分量表,每个条目0~4级评分,得分越高,表明个体主观感受到的在儿童期遭受的心理虐待和忽视越多.本研究中该量表总的Cronbachα系数为0.88.
1.2.2症状自评量表(SymptomChecklist90,SCL-90)[24]
共90个条目,分为10个因子.唐秋萍等研究表明,将量表结果作为高职生心理健康状况参考是可行的,但不适合做出个体间的差异比较[25].施章清等在研究中指出强迫、抑郁、焦虑与大学生关系最为密切[20].因此,本研究选择SCL-90中的强迫、抑郁和焦虑3个因子来反映高职生心理健康状况,每个条目1~5级评分,得分越高,心理问题越严重.本研究中3个因子的Cronbachα系数为0.97.
1.2.3自尊量表(SeIf-EsteemScale,SES)[26]
共10个条目,包括自我肯定和自我否定2个因子,每个条目1~4级评分,分值越高,自尊程度越高.本研究中该量表总的Cronbachα系数为0.78.
1.2.4艾森克人格调查问卷-N维度(EysenckPersonalityQuestionnaire-neuroticism,EPQ-N)[27]
包含24个条目,要求受试者根据自己的情况作出“1等于是”或“2等于否”回答,得分越高,情绪稳定性越高.为便于计算,本研究将条目按奇偶数性质打包,得到2个数据包,记为情绪稳定性1和情绪稳定性2.本研究中EPQ-N维度总的Cronbachα系数为0.81.
1.3统计方法
使用结构方程模型技术进行理论假设的验证分析.用两个假设模型(图1,2)验证自尊和情绪稳定性之间的相关对整个模型拟合程度的影响.
在收齐所有问卷后,使用统一的规则编号、定义变量,使用SPSS16进行数据录入,计算高职新生心理健康、情绪稳定性、自尊、儿童心理虐待和忽视变量的平均数和标准差,为了解变量之间的相关程度进行了Pearson相关分析.最后,运用AMOS7软件进行结构方程模型分析以获得各拟合指标、路径系数、因子载荷.
2结果
2.1高职新生各量表得分之间的相关性
高职新生儿童心理虐待和忽视量表得分与SCL-90分正相关,艾森克人格调查问卷-N维度得分与自尊量表得分正相关,艾森克人格调查问卷-N维度得分、自尊得分与儿童心理虐待和忽视量表得分、SCL-90分负相关(表1).
2.2两个假设模型的拟合数据比较
检验结构方程模型拟合程度的指标有多种,本研究采用传统的模型拟合检验指标(χ2/df<5,RMSEA<0.08,NFI、CFI、TLI、RFI和IFI均>0.9)对假设模型一和假设模型二的分析结果进行比较.模型一的整体拟合指数不是很理想,表明模型一尚需修正.模型二中,各指标参数均符合要求,表明模型拟合较好(表2).
2.3高职新生各变量之间的路径系数分析
图3显示了假设模型二的标准化路径系数和因子载荷,从图3可以看出,4个变量的因子载荷均>0.5,具有统计学意义(P<0.001).儿童心理虐待和忽视对情绪稳定性、自尊有直接影响(β=-0.39,-0.36,均P<0.001),儿童心理虐待和忽视对心理健康有直接影响(β=0.18,P<0.001).情绪稳定性与自尊变量之间存在协方差.情绪稳定性、自尊对心理健康有直接影响(β=-0.66,-0.18,均P<0.001).
采用温忠麟等结合依次检验和Sobel检验所提出的方法[28]进行自尊、情绪稳定性的中介效应检验,结果显示,情绪稳定性在儿童心理虐待和忽视与心理健康之间起着部分中介作用(z等于25.81,P<0.01),自尊在儿童心理虐待和忽视与心理健康之间起着部分中介作用(z=9.84,P<0.01).因此,在儿童心理虐待和忽视对心理健康的总影响中,既包括虐待忽视对心理健康的直接影响(β=0.18,占35.84%),也包括以情绪稳定性、自尊为中介的间接影响(β=0.26,占51.25%,β=0.06,占12.90%).
3讨论
本研究的相关分析结果与以往的研究结论一致,即,儿童期遭受的心理虐待和忽视越多,成年后更容易出现一系列问题,包括低自尊、情绪不稳定、抑郁、焦虑、强迫.自尊和情绪稳定性正向相关,且均与心理健康相关,表明在一定范围内,自尊越高、情绪越稳定,心理健康状况越好.
本文结构方程模型显示,儿童期心理虐待和忽视对高职生心理健康有直接作用,也就是说,儿童期的心理虐待和忽视会在很长的时间内对个体抑郁、焦虑等心理造成影响.此外,儿童期的心理虐待和忽视通过自尊的中介作用对心理健康产生影响.自尊是自我意识的体现,伴随着个体的成长而发展,而儿童期的心理虐待和忽视经历会导致个体安全感、归属感、成就感的受挫,最终影响总体自尊,作为心理免疫系统存在的自尊,其受损必定影响到心理健康状况[29-30].Stein等[31]对流浪妇女的调查研究显示,儿童期虐待对低自尊、抑郁和物质滥用等问题的出现有影响,其中低自尊起着中介作用,对拉美青少年的心理健康调查研究也表明自尊对抑郁症状产生影响的过程中起着中介作用[32].虽然调查的方法和对象有不同之处,但都表明了自尊在负性经历与负性结果之间起着中介作用.而从另一个角度讲,自尊的提高能促进心理健康,它是心理健康的保护因子.
在本研究中,儿童期的心理虐待和忽视对心理健康的间接影响除了经过自尊的中介作用外,还存ࢷ
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