心理素质对青少年早期心理健康的影响
——认知重评和积极归因方式的中介作用

张大均朱政光陈合武李 勇

1. 西南大学 心理健康教育研究中心暨心理学部，重庆 400715；2. 重庆邮电大学 学生处心理辅导中心，重庆 400065；3. 重庆市潼南区教研室，重庆 潼南 402660

国家卫健委和中宣部等22个部门于2016年12月30日联合颁布的《关于加强心理健康服务的指导意见》(国卫疾控发〔2016〕77号)中强调，心理健康服务对个体的发展具有重要意义，各级各部门应大力发展各类心理健康服务． 文件指出：“个体未来的人格发展深受儿童青少年时期心理健康的影响，学校应重视与加强心理健康教育，培养学生积极乐观、健康向上的心理品质”． 该举措进一步反映了党和国家对国民心理健康的重视，维护和提升儿童青少年的心理健康既是国民心理健康的关键，也是学校教育的重要内容．

影响个体心理健康的因素很多，其中心理素质是心理健康的内源性因素，其在很大程度上可以预测和影响个体的心理健康[1]． 心理素质是以生理条件为基础，将外在获得事物内化为稳定的、基本的、衍生性的并与人的社会适应行为和创造行为密切联系的心理品质[2]． 心理素质与心理健康之间存在密切的内在联系． 张大均等[3]认为，心理素质与心理健康是“本”与“标”的关系，前者作为心理素质结构的核心层面，是一切心理活动之基本，而后者是心理素质结构的状态层，是心理素质的状态反映． 心理素质水平的高低对心理健康水平的高低起直接决定作用，心理健康是心理素质健全的标志[4]． 由此可看出，心理健康教育的关键是提升学生的心理素质，而培养学生健全的心理素质是维护其心理健康的根本途径．

已有实证研究也表明心理素质与心理健康存在显著的相关性[5]，但有关心理素质影响心理健康的内在机制研究却较少． 胡天强等[6]曾以中学生为被试，探讨了自我服务归因偏向在心理素质与抑郁之间的作用机制，结果发现，心理素质能够通过自我服务归因有效地预防和缓解学生的抑郁情绪体验；董泽松等[7]的研究则发现了心理素质能够通过积极情绪调节策略(认知重评)提升中学生的生活满意度[7]． 这些研究初步揭示了心理素质对心理健康各指标之间的作用，推进了有关心理素质与心理健康间的作用机制研究． 但是，随着对心理健康内涵结构探讨的深入，学界对心理健康内涵的理解也已从心理疾病的缺失或高水平幸福感的拥有转向为两者结合的完全状态，即心理健康双因素模型[8]． 积极心理健康状态和消极心理健康状态应是心理健康诊断中不可或缺的两个因素[9]． 因此，单从心理健康积极指标或消极指标中的某一方面来考察其与心理素质间的机制就显得缺乏说服力了． 为弥补此类研究的不足，进一步推进心理素质对心理健康的作用机制研究，本研究将同时考察心理素质对心理健康积极指标(生活满意度)和消极指标(抑郁)的影响．

情绪调节策略反映的是个体对自己情绪的内容及其发生、体验和表达施加影响的过程[10]． 认知重评和表达抑制作为最常用和最有价值的情绪调节策略，分别体现的是改变对情绪事件的理解及其对个人意义的认识，以及抑制正在或将要发生的情绪表达行为[11]． 情绪调节策略的使用与个体心理素质密切相关，高心理素质者能凭借认知和人格优势达到良好的社会适应，表现出情绪稳定和成熟并充满安全的情绪体验，面对消极情绪事件时能主动采用积极的情绪调节策略调整对情绪事件的理解和认识[7]． 而作为一种自我调节方式，情绪调节策略又影响着个体的心理健康水平． Hu等[12]对情绪调节与心理健康的关系进行元分析发现，使用认知重评策略的个体更易拥有正向情感与较高的生活满意度，更少体验到负性情感、焦虑等心理健康消极指标． 程利等[13]总结前人大量研究结果发现：认知重评能够削弱个体的负性情绪体验，增加积极情绪体验，有利于人们的身心健康、提高学习效率． 综上所述，本研究推断：积极的情绪调节策略(认知重评)极有可能在心理素质与心理健康之间起中介作用．

归因方式是个体对正性或负性生活事件产生原因的解释方式[14]． 个体的积极归因方式与心理素质密切相关，心理素质水平高的个体对自身和事件认知更为积极，更倾向采取对自身有利的方式对成功或失败进行归因[6]；而积极的归因方式对个体的心理健康又有着不容忽视的影响． 实证研究表明，积极的归因方式能够维护个体自尊，预测心理健康，避免死亡、悲观和抑郁[15]． 积极归因方式将消极事件归为他人的、暂时的和局部的原因，使个体对自身和外界有更为积极的评价和认识，累积更多的正性情感，因而体验到更高的生活满意度[16]以及更低的消极情绪[17]． 另外，来自有关抑郁的习得性无助理论表明，消极的归因方式能够导致个体当前以及未来的抑郁状态，而积极的归因方式却能够预测个体今后的适应和发展[18]． 据此，本研究假设：除情绪调节外，积极归因方式也极有可能在心理素质与心理健康之间起中介作用．

综上所述，本研究旨在探讨青少年早期心理素质、认知重评、积极归因方式对其心理健康积极指标(生活满意度)和消极指标(抑郁)的影响，以期为青少年心理健康的研究与教育提供实证参考依据． 根据本研究的主题并结合对已有研究的梳理分析，本研究假设青少年早期认知重评和积极归因方式在心理素质与生活满意度和抑郁起着多重中介作用． 假设模型见图1．

图1 假设模型

1 试验方法

1.1 试验对象

随机选取重庆市某区3所中学，采用整群抽样的方法从每个学校的初一和初二2个年级中各抽取2个班级进行问卷调查． 共发放问卷832份，最后获得的有效问卷为761份，有效回收率91.5%． 绝大部分被试对象年龄在青少年早期阶段(12～15岁)，平均年龄为13.3岁(SD=0.84)． 其中，男生385人(50.6%)，女生376人(49.4%)；初一429人(56.4%)，初二332人(43.6%)．

1.2 测量工具

1.2.1 中学生心理素质问卷(简化版)

采用胡天强等[19]2017年依据心理素质双因素模型修订的中学生心理素质问卷． 问卷共24道题项，包括认知、个性和适应性3个维度，采用从“非常不符合”到“非常符合”1～5级评分，总分越高，表明心理素质水平越高． 本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.89，各维度的Cronbach’s α系数分别为0.81，0.76和0.72． 应用验证性因素分析方法求得问卷双因子结构的各拟合指数为：χ2/df=2.85，GFI=0.93，AGFI=0.91，CFI=0.91，IFI=0.91，RMSEA=0.05．

1.2.2 认知重评问卷

问卷主要由John和Gross编制、夏凌翔等人翻译的情绪调节问卷[10]，主要测量个体使用情绪调节策略的频率，包含认知重评和表达抑制2个维度，共10个题项，采用从“完全不同意”到“完全同意”1～7级评分，得分越高说明被试对象越倾向于运用该种情绪调节策略． 本研究选取该问卷中的认知重评维度的6个题项组成认知重评问卷，内部一致性系数为0.72． 应用验证性因素分析方法求得问卷结构的各拟合指数为：χ2/df=5.58，GFI=0.98，NFI=0.93，CFI=0.94，IFI=0.94，RMSEA=0.07．

1.2.3 归因方式问卷

研究采用儿童归因方式问卷测量青少年早期个体的积极归因方式[20]． 该问卷的内部一致性系数为0.40～0.60，间隔6个月的重测信度为0.53． 由于该问卷已被国内许多学者用来研究不同人群的归因倾向，并得到了类似的信度与效度系数，且问卷适用年龄为6～18岁[21]，所以其同样适用于本研究． 本研究中，积极事件归因和消极事件归因的内部一致性系数均为0.41． 应用验证性因素分析方法求得问卷结构的各拟合指数为：χ2/df=3.09，GFI=0.91，AGFI=0.89，RMSEA=0.05．

1.2.4 生活满意度量表

采用Diener等[22]编制的生活满意度量表来评定个体对自己生活的满意程度，包括5个项目，采用 从“强烈反对”到“极力赞成”1～7级记分． 本研究中量表的内部一致性信度为0.75． 应用验证性因素分析方法求得问卷结构的各拟合指数为：χ2/df=4.12，GFI=0.99，NFI=0.98，CFI=0.99，IFI=0.99，RMSEA=0.06．

1.2.5 抑郁量表

采用流调中心用抑郁量表，共20个题项，用于评估被试对象近期(1周内)抑郁症状出现的频度[23]，采用0～3级计分，得分越高说明抑郁症状越严重． 本研究中该量表的内部一致性系数为0.83． 应用验证性因素分析方法求得问卷结构的各拟合指数为：χ2/df=3.52，GFI=0.92，CFI=0.87，IFI=0.87，RMSEA=0.06．

1.3 数据处理

采用SPSS 23.0软件对数据进行录入和管理，剔除无效问卷后采用组均值替代缺失值的方法进行数据初步处理． 在采用AMOS 20.0进行结构模型检验之前，根据Kline的建议先进行验证性因素分析以评估测量模型的拟合程度[24]． 测量模型拟合良好之后再进行结构方程模型分析，心理素质和归因方式分别以其维度进行打包，认知重评、生活满意度和抑郁则采用平衡法打包策略进行打包[25]． 整个模型拟合度的评估指标包括χ2，χ2/df，GFI，CFI，TLI和RMSEA． 其中，χ2值越大，拟合越差；GFI，CFI，TLI愈接近1越好，大于0.90表示模型拟合度良好；RMSEA上限应小于0.08[26]． 测量模型和结构模型均采用AMOS 20.0软件进行分析．

1.4 共同方法偏差检验

研究采用Harman单因素检验法对共同方法偏差进行检验，把所有量表的全部题目共同进行探索性因素分析，查看未旋转的因素分析结果，若只析出一个主成分或某个主成分解释方差的大部分变异，即可认为存在严重的共同方法偏差． 本研究结果显示，未旋转的情况下共提取出23个主成分，最大的主成分解释了总方差变异的12.99%(小于40%的临界标准)． 所以，本研究不存在明显的共同方法偏差问题．

2 结果与分析

2.1 心理素质、认知重评、归因方式与心理健康的相关性分析

试验结果看出，各变量两两之间均呈显著相关关系． 其中，心理素质、认知重评与归因方式两两呈显著的正相关，而抑郁同心理素质、认知重评和归因方式呈显著负相关(表1)．

表1 心理素质与青少年心理健康的现状和相关分析

2.2 心理素质影响青少年早期心理健康的机制

在相关性分析的基础上，本研究建立了多重中介模型，考察认知重评和积极归因方式在心理素质与心理健康之间的多重中介效应． 采用结构方程模型对心理素质影响青少年心理健康的机制进行考察． 根据中介效应的检验程序[27]，采用AMOS 20.0建构模型并进行数据分析． 先对测量模型进行验证性因素分析，结果显示，除χ2/df=3.78因受样本量的影响超过可接受范围之外，其他模型拟合指数(χ2=207.98，df=55，GFI=0.96，AGFI=0.94，IFI=0.95，TLI=0.93，CFI=0.95，RMSEA=0.06)均符合标准，且标准化因子载荷都在p<0.001水平(表2)．

表2 假设模型的标准与非标准化载荷

在控制性别、年龄、认知重评与归因方式的相关性以及生活满意度与抑郁的相关性后，对假设模型(模型1)进行结构方程模型分析发现，模型各拟合指数为：χ2=281.90，df=80，χ2/df=3.52(p<0.001)，IFI=0.94，TLI=0.90，CFI=0.94，RMSEA=0.06． 模型拟合指数均符合标准，表明模型拟合较好，但进一步考察发现有些路径系数不显著，按标准化路径关系“由小到大”逐一剔除不显著路径后得到修正模型(模型2)，其模型拟合结果为：χ2=282.05，df=81，χ2/df=3.48(p<0.001)，IFI=0.94，TLI=0.90，CFI=0.94，RMSEA=0.06． 进一步对模型进行比较，发现2个模型差异无统计学意义，修正模型(模型2)比假设模型(模型1)更加简洁，因此本研究采用模型2为最终关系模型(图2)．

图2 心理素质、认知重评、归因方式对青少年早期心理健康的中介作用模型2

2.3 中介效应的显著性检验

使用Bootstrap程序检验中介效应的显著性[28]． 由表3可知，各条路径的95%置信区间都不包括0，验证了认知重评与积极归因方式在心理素质与心理健康间的中介效应．

表3 对中介效应显著性检验的Bootstrap分析

3 结论与讨论

本研究从心理健康双因素模型视角探讨了心理素质对青少年早期心理健康的影响． 从相关性分析的结果来看，本研究考察的各变量(心理素质、认知重评、积极归因方式、生活满意度和抑郁)间相关性有统计学意义． 其中心理素质与生活满意度呈显著正相关、与抑郁呈显著负相关，表明心理素质高者越可能拥有高生活满意度以及低抑郁情绪体验，与以往研究结论一致[5-6]；认知重评和积极归因方式与生活满意度和心理素质呈显著正相关，与抑郁呈显著负相关，表明采用积极情绪调节策略和归因方式的个体更有可能是那些高心理素质水平、高生活满意度以及低抑郁情绪体验的个体，这提示可从积极情绪调节策略和归因方式角度对心理素质和心理健康进行干预，帮助个体发展积极的情绪与认知调节方式，实现内强素质外化行为．

结构方程的模型拟合结果表明，青少年早期心理素质对其心理健康有显著的影响，这种影响是通过积极情绪调节策略和归因方式起的间接作用． 这种间接影响的具体作用路径有3条：一条是心理素质→认知重评→生活满意度，一条为心理素质→归因方式→生活满意度，还有一条是心理素质→归因方式→抑郁的间接影响． 结果基本支持了假设的中介效应模型．

研究发现，心理素质与青少年早期生活满意度有显著的正向影响，进一步支持了先前研究的结论[29]． 且在进一步的作用机制考察中发现，认知重评和积极归因方式在其中起着中介作用，支持了研究假设． 这同已有研究结果相一致[7]，心理素质会通过个体认知重评策略间接影响其生活满意度． 此外，除认知重评外，心理素质还可通过个体的积极归因方式间接影响其生活满意度，而这在以往研究中还未曾探讨过，进一步推进了心理素质与个体生活满意度的作用机制研究． 心理素质通过与外部环境交互作用，选择、适应和改变环境，使自身与环境保持协调[2]． 这种交互作用体现在面对同样的负性生活事件，心理素质水平较高的个体一方面通过对负性生活事件采取对自身有利的方式进行归因来保持自我内在的和谐，另一方面通过改变这种负性生活事件对其个人意义的认识来维持自身与环境间的协调，这种内外一致的协调状态使个体得以产生积极的情绪体验，维持较高的生活满意度．

研究还发现，心理素质对青少年早期抑郁情绪体验的负向影响显著，进一步支持了以往的研究[30]． 在此基础上考察其作用机制发现，积极归因方式在其中起到了中介作用，而认知重评策略在心理素质与青少年早期抑郁之间的中介效应不显著． 已有研究指出，心理素质可以通过作用于个体积极归因方式间接影响其抑郁情绪体验，心理素质水平高的个体更倾向于采取对自身有利的方式对成功或失败进行归因，从而较少体验到抑郁情绪[6]． 本研究得到了相似的结论，证实了抑郁的习得性无助理论观点[18]． 为弥补以往研究的空白，研究进一步考察认知重评策略在心理素质与青少年早期抑郁之间的中介作用机制发现，认知重评到抑郁的路径系数不显著，这与预期不一致． 以往研究单独考察认知重评策略对个体负性情绪的影响发现，认知重评策略可以有效预防和缓解个体的恐怖、焦虑等负性情绪[31]． 但本研究将归因方式和认知重评同时纳入模型后，认知重评的中介效应未达到显著水平． 这可能说明心理素质对青少年早期抑郁情绪的影响更多的是受其归因方式的中介作用． 认知重评主要涉及个体对事件及其对自身意义的看法，其本质是情绪或态度上的调节，具有短暂、不稳定性；而归因方式涉及个体对发生在自身事件的原因解释，本质上是认知的调节，它会影响我们对所有事件的认识和看法． 而抑郁作为一种持久的低沉心境，其表现为对所有事情都缺乏兴趣、情绪低落，因而更多的是受到自身认知因素的影响．

同以往研究相比，本研究首次从心理健康双因素模型视角出发，探讨了心理素质对青少年早期心理健康的作用机制，明确了青少年早期积极情绪调节策略和归因方式在心理素质与心理健康之间的重要内部机制． 这是对以往研究的一个有益补充． 同时也提示我们可以通过干预个体的情绪调节策略和归因方式，尤其是通过培养个体认知重评策略和积极归因方式，促进个体达到心理健康状态．

然而，本研究也存在一些不足，需要在今后的研究中进一步完善． 首先，本研究仅从横向进行考察，未能从纵向探讨不同时期青少年心理素质和心理健康的发展变化，后续的研究中可以采用纵向追踪来考察各因素之间的因果关系；其次，本研究只考察了心理健康的生活满意度和抑郁2个指标，而事实上有关心理健康的积极与消极指标还有正性情绪体验、焦虑等变量，因此，未来研究还需要明确心理素质与心理健康其他指标的关系及其作用机制．