心理健康素質測評系統·中國成年人核心心理健康素質全國常模的制定

張秀閣　梁寶勇

摘要 本研究旨在對中國成年人核心心理健康素質量表進行心理測量學檢驗，并建立中國成年人核心心理健康素質的全國常模。通過對全國采樣的6433名調查對象的數據資料的分析，表明：（1）核心心理健康素質量表的信效度符合心理測量學要求。其中，中國成年人核心心理健康素質總量表以及各個分量表的內部一致性信度系數均在0.817以上；驗證性因素分析表明，核心心理健康素質總量表的擬合指標良好；總量表與各個分量表之間的相關程度高于各個分量表之間的相關程度，該量表具有較高的內容效度和結構效度。（2）中國成年人核心心理健康素質水平性別差異不顯著：中國成年人核心心理健康素質水平年齡差異顯著：中國成年人核心心理健康素質水平在受教育程度上差異顯著；職業類型對核心心理健康素質水平有影響。結論：中國成年人核心心理健康素質總量表可以應用于我國成年人核心心理健康素質的相關研究和人才心理評估與選拔：本研究制定的中國成年人核心心理健康素質常模可以作為相關研究的參考依據。關鍵詞 心理健康素質，核心心理健康素質，中國成年人，常模。

分類號 B849

1 問題提出

依照現代心理學觀點，素質可以定義為個體在遺傳的基礎上，通過遺傳和環境因素的相互作用而形成的身心特質（或身心品質）

（Ingram&Lux。ton，2005：梁寶勇2012）。素質可區分為生物學（軀體性）素質和心理素質，健康素質和疾病易感素質。心理素質又可以大體上區分為認知能力素質（以智力為標志）和人格素質（由各種人格特質構成）。人格素質中同心理健康密切相關的部分即為心理健康素質（梁寶勇，2014）。因此，心理健康素質（psychological core health diathesis）被看作是“個體在遺傳的基礎上通過遺傳和環境的相互作用而形成的某些內在的、相對穩定的心理或行為特質（trait），這些心理特質影響個體的心理社會功能，并進而影響心理健康水平（梁寶勇，2012）”。

心理健康素質是一個多維度的結構，在“心理健康素質的結構模型”的總體框架中包括自我概念、人際健康素質、情緒性、堅韌性、心理彈性、社會贊許性、生活信念和健康信念等8種心理特質和認知風格與應對風格等2種亞特質（梁寶勇，2012）。其中，認知風格和應對風格這2種亞特質處于較低的地位，它們是由上面一層的8種特質所決定。整個測評系統由291個項目組成。若作為一個人才心理素質測評和選拔的工具使用，它包含的心理特質和項目數過多。為了適應人才心理選拔的實際需要，我們提出“核心心理健康素質”的概念，并在此基礎上，合成了《中國成年人核心心理健康素質總量表》。

顧名思義，核心心理健康素質（psychological core health diathesis）指在該心理健康素質結構框架中處于相對核心位置的心理健康素質。比較而言，這10種心理健康素質中，人格特質（“自我概念”、“人際健康素質”、“堅韌性”、“心理彈性”、“情緒性”和“社會贊許性”）位于相對核心的位置。社會贊許性作為一種人格特質，同心理健康可能有一定的關系，但相對于其他人格特質而言。目前的研究尚未能夠完全闡明這種關系的確切性質。為此，在教育部人文社科重點基地重大項目《心理健康素質測評系統的研制》的研究規劃中，擬將“社會贊許性”作為其他人格特質測量的效度（或校正）量表使用。因此，中國成年人核心心理健康素質僅由“自我概念”、“人際素質”、“堅韌性”、“心理彈性”和“情緒性”等5種人格特質組成。

目前，課題組已經完成了心理健康素質測評系統的10個量表的編制工作，并在全國采樣分別建立了這些心理健康素質的常模。本研究的目的，一個是抽取“自我概念”、“人際素質”、“堅韌性”、“心理彈性”和“情緒性”等5種人格特質量表的全國調查數據，合成《中國成年人核心心理健康素質總量表》數據庫，并考察其心理測量學特征；另外一個目的是在上述工作基礎上，確立中國成年人核心心理健康素質總量表的全國常模。

2 研究方法

2.1 調查對象

本研究計劃抽取樣本量為6000人，依據全國第六次人口普查中行政區域、性別、年齡、戶籍、教育程度、職業類別六個方面的人口學資料的比例，根據分層抽樣的原則，于2011年6月開始了全國采樣工作，2011年lO月底-11月初問卷陸續回收。此研究收回的有效問卷6433份，有效樣本的人口學資料見表1。

2.2 調查工具

《中國成年人核心心理健康素質總量表》由“中國成年人一般自我概念量表”、“中國成年人人際健康素質量表”、“中國成年人人格堅韌性量表”、“中國成年人心理彈性量表”和“中國成年人情緒性量表”構成。總量表由157個項目組成，其中正向計分的項目有104項。反向計分的項目有53項。

量表采用4級計分法：正向計分的項目，回答“幾乎完全不符合”計1分；“不太符合”計2分；“比較符合”計3分；“幾乎完全符合”計4分：反向計分的項目，回答“幾乎完全不符合”計4分；“不太符合”計3分；“比較符合”計2分；“幾乎完全符合”計1分。

2.2.1 中國成年人一般自我概念量表

《中國成年人一般自我概念量表》由方曉義等人（2012）編制。該量表由43個項目組成，分為一般自我概念的積極性、清晰性、悅納性和調節性四個維度。量表采用4級評定，得分越高意味著一般自我概念水平越高。總量表的Cronbach α系數為0.91，各維度的Cronbach α系數在0.77-0.83之間：采用驗證性因素分析得到的結構效度指標達到了心理測量學的要求。

2.2.2 中國成年人人際健康素質量表

《中國成年人人際健康素質量表》由自學軍等人（2013）編制。該量表由30個項目組成，分為“合群性”、“親仁性”、“利他性”、“友善性”和“共情性”5個維度；采用4級評定。得分越高意味著相應人際素質水平越高。該總量表的Cron-bachα系數為0.85。各維度的Cronbachα系數在0.64-0.77之間；總量表的重測信度分別為0.81，各維度的重測信度在0.70-0.80之間。該量表各維度之間的相關系數分布在0.22-0.60之間，而各維度與總量表的相關系數分布在0.65-0.82之間，各維度與總量表的相關系數均高于各維度之間的相關系數，該量表具有較好的結構效度和內容效度。

2.2.3 中國成年人情緒性量表

《中國成年人情緒性量表》由洪煒和張嚴（2012）編制的，共27個項目，分三個維度，分別為愉悅性、鎮定性和表達性。條目采用1-4級評分標準，得分越高意味著相應素質水平越高。量表總的Cronbach α系數為0.90，三個維度的Cronbach's α系數均大于0.6；一個月后的重測信度為0.69。情緒性量表三個維度與校標量表的相關系數均大于0.4；各維度呈低中等相關（0.36-0.56），各維度與量表總分呈中到高度顯著正相關（0.76-0.84）。另外，利用驗證性因素分析，結果顯示三因素假設模型的各項擬合指標都在可以接受的范圍內。

2.2.4 中國成年人堅韌人格量表

《中國成年人堅韌人格量表》由盧國華、于麗榮和梁寶勇編制（2012），量表采取Likert 4級計分，得分越高意味著相應素質水平越高。該量表包括4個維度，即擔當性、控制性、挑戰性和堅持性。堅韌人格分量表的Cronbach α系數均在0.77-0.86之間。總量表為0.91：堅韌人格量表具有較高結構效度。

2.2.5 中國成年人心理彈性量表

《中國成年人心理彈性量表》由梁寶勇和程誠（2012）編制。該量表包括內控性、注重問題解決的應對風格、樂觀性、接受和運用社會支持的人格傾向性以及接納性5個維度。量表采用Likert 4級計分，得分越高意味著相應素質水平越高。心理彈性量表具有較高的重測信度、內部一致性信度和較高的結構效度、內容效度、聚合效度以及同時效度。

2.3 數據整理與分析

數據的統計分析工作主要采用SPSS 16和Amos 17進行。首先用各個條目的平均值代替其缺失值，然后處理反向計分條目，再進行后面的數據統計與分析。

3 結果與分析

3.1 中國成年人核心心理健康素質總量表的信效度檢驗

3.1.1 信度分析

本研究檢驗了核心心理健康素質總量表以及其5個分量表的內部一致性信度。結果見表2。

核心心理健康素質總量表以及各個分量表的內部一致性信度系數均符合心理測量學要求。

3.1.2 效度分析

為了檢驗核心心理健康素質總量表的結構是否合理，對核心心理健康素質總量表進行驗證性因素分析，并檢驗了各個分量表之間以及分量表與總量表之間的相關關系。

（1）結構效度

通過驗證性因素分析檢驗該量表的結構效度。在核心心理健康素質量表的測量模型中有5個潛變量：情緒性、自我概念、人際健康素質、心理彈性以及堅韌性。模型中設置5個潛變量彼此相關。5個潛變量的觀測指標采用每個潛變量的因子得分，其中，情緒性有3個觀測指標：愉悅性、鎮定性和表達性；自我概念有4個觀測指標：清晰性、積極性、悅納性以及調節性：人際健康素質有5個觀測指標：合群性、親仁性、利他性、共情性和友善性；心理彈性有5個觀測指標：內控性、注重問題解決的靈活應對、樂觀性、形成維持和運用支持關系的能力以及接納性；堅韌性有4個觀測指標：堅持性、控制性、擔當性和挑戰性。

采用極大似然法對測量模型的擬合度進行估計，擬合結果不理想（見表3）。

查看模型修正指數表，發現以下幾個誤差項對子的修正指數（M.I.）較大，且其期望改變量（ParChange）大于4。如果它們之間建立聯系，能夠使模型的擬合效果得到較大改善。根據對模型改善效果影響的大小，將幾個具有顯著改善作用的誤差項對子的修正指數信息列于表4。

根據模型的修正指數表（見表4），依據每步修正對模型改善程度的大小，對測量模型進行逐步修正，每次修正即是設置這些因子誤差項之間的相關路徑，并在每次修正之后對模型進行重新擬合。第一次修正：在誤差項e4與e6之間建立相關關系：第二次修正：在誤差項e2與e4之間建立相關關系：第三次修正：在誤差項e2與e6之間建立相關關系：第四次修正：在誤差項e21與e6之間建立相關關系：第五次修正：在誤差項e21與e4之間建立相關關系：第六次修正：在誤差項e21與e2之間建立相關關系。每次修正之后的模型擬合結果見表5。經過六次模型修正，模型擬合指數在可接納的范圍內。經過六次修正后的模型見圖1。

（2）各個分量表之間以及分量表與總量表之間的相關

為了檢驗核心心理健康素質總量表的效度，考察了該量表與其5個分量表以及5個分量表彼此之間的Pearson相關情況，結果見表6。

核心心理健康素質量表與各個分量表的相關系數均在0.744以上，各個分量表之間的相關系數在0.382-0.672之間：各個分量表之間的相關系數均小于它們各自同總量表間的相關系數。

3.2 核心心理健康素質總量表的數據分布

首先分析核心心理健康素質量表總均分的數據分布情況。

3.2.1 核心心理健康素質總量表總均分的數據分布

核心心理健康素質總量表的總均分是成年人核心心理健康素質總負載量（loading）指標。其數值的大小反映著成年人核心心理健康素質水平的高低。核心心理健康素質量表的總均分采用5個分量表均分之和除以5來計算。對6433名調查對象數據資料的描述統計結果表明，核心心理健康素質量表總均分的得分在1-4之間，最大值為3.92，最小值為1.80，平均值為2.88，標準差為0.26，95%置信區間為2.87-2.88。數據分布基本為正態分布，其偏度值為0.19，峰度值為0.44（見圖2）。

以核心心理健康素質總均分的M±2SD為界，將調查對象分為三組：低分組，其核心心理健康素質總均分低于2.36（M-2SD）；中等水平組，其核心心理健康素質總均分在2.36至3.40之間：高分組，其核心心理健康素質總均分高于3.40（M+2SD）。三組的頻數及總均分得分情況見表7。

3.2.2 核心心理健康素質總量表的5個分量表均分的數據特征

核心心理健康素質量表的5個分量表均分是分量表的負載量指標，其數值的大小反映著其分量表所代表的人格特質的水平的高低。因為各個量表的維度和項目數目不同，五個分量表的均分采用每一個分量表的各個維度均分之和除以其維度數來計算。

對6433名調查對象的數據分析表明，各個分量表均分的分數分布介于1-4之間，其數據的具體特征見表8，

3.2.3 核心心理健康素質總量表總均分的人口學特征

表9列出了按照整個樣本的年齡段、性別、職業、受教育程度等分組的核心心理健康素質總均分的平均分、標準差、最大、最小值和95%置信區間。其中，進行年齡特征的數據分析時，將調查對象劃分為三個年齡段，青年組：18-29歲；中年組：30-59歲：老年組：60歲以上。

3.3 核心心理健康素質總量表總均分的人口學變量的差異性檢驗

本研究主要檢驗了核心心理健康素質總量表總均分在性別、年齡段、職業以及受教育程度等方面的差異性。

3.3.1 核心心理健康素質總量表總均分的性別差異檢驗

為了檢驗核心心理健康素質在中國成年人中是否存在性別差異，以性別作為自變量，以核心心理健康素質總均分作為因變量，進行了獨立樣本￡檢驗。結果表明，性別差異不顯著（p=0.49）。

3.3.2 核心心理健康素質量表總均分的年齡段差異檢驗

采用單因素方差分析的方法，以年齡段作為自變量。以核心心理健康素質量表總均分作為因變量，進行了差異性檢驗。結果表明，三個年齡段在核心心理健康素質量表總均分上差異顯著（見表10）。

為了進一步檢驗三個年齡段互相之間的差異情況。采用LSD法對三組的得分進行了多重比較。青年組的核心心理健康素質水平顯著高于中年組（p=0.004）和老年組（p=0.001）；中年組與老年組差異不顯著（p=0.253）

3.3.3 核心心理健康素質總量表總均分的受教育程度差異檢驗

以受教育程度作為自變量，以核心心理健康素質總量表總均分作為因變量。進行了單因素方差分析。結果表明，不同受教育程度在核心心理健康素質總均分上差異顯著（見表11）。

采用LSD法，對不同受教育程度調查對象的核心心理健康素質量表總均分進行了多重比較。結果表明，大專及以上組的核心心理健康素質量表總均分顯著高于初中組（p<0.001）和高中組（p=0.005）：高中組的核心心理健康素質量表總均分顯著高于初中組（p<0.001）。

3.3.4 核心心理健康素質量表總均分的職業差異檢驗

以職業類型作為自變量，以核心心理健康素質量表總均分作為因變量。進行了單因素方差分析。結果表明，不同職業類型在核心心理健康素質量表總均分上差異顯著（見表12）。

為了進一步檢驗不同職業類型在核心心理健康素質方面的互相差異情況，采用LSD法對不同職業類型的核心心理健康素質量表總均分進行了多重比較。

結果表明，單位負責人的核心心理健康素質水平顯著高于專業技術人員（p=0.010）、商業服務業人員（p=0.001）、生產運輸設備操作人員（p<0.001）、農林牧副漁業人員（p<0.001）以及其他人員（p<0.001），與辦事人員差異（p=0.059）不顯著。

辦事人員的核心心理健康素質水平顯著高于商業服務業人員（p=0.038）、生產運輸設備操作人員（p=0.001）農林牧副漁業人員（p<0.001）、以及其他人員（p<0.001），與專業技術人員（p=0.373）差異不顯著。

專業技術人員的核心心理健康素質水平顯著高于農林牧副漁業人員（p<0.001）、生產運輸設備操作人員（p=0.006）以及其他人員（p<0.001），與商業服務業人員（p=0.168）差異不顯著。

商業服務業人員的核心心理健康素質水平顯著高于農林牧副漁業人員（p<0.001）和其他人員（p=0.002），與生產運輸設備操作人員（p=0.132）差異不顯著。

生產運輸設備操作人員的核心心理健康素質水平顯著高于農林牧副漁業人員（p=0.024），與其他人員差異（p=0.952）不顯著。

農林牧副漁業人員的核心心理健康素質水平與其他人員差異（p=0.086）不顯著。

4 討論

4.1 中國成年人核心心理健康素質總量表的信效度分析

本研究采用核心心理健康素質總量表對全國6433名調查對象進行了調查。此量表包括情緒性、自我概念、人際健康素質、心理彈性以及堅韌性5個分量表。總量表以及各個分量表的內部一致性信度系數均在0.817以上。符合心理測量學對信度的要求。

在經過對模型的修正之后，通過驗證性因素分析所考察的量表的結構效度指標良好。模型的6次修正所建立的6個誤差項之間的相關關系（見表4和圖1），所代表的含義指的是6對測量指標之間的存在較高的相關關系，這6對測量指標分別是：（1）自我概念量表的清晰性因子與悅納性因子之間相關：（2）情緒性量表的鎮定性因子與自我概念量表的清晰性因子相關；（3）情緒性量表的鎮定性因子與自我概念量表的悅納性因子相關：（4）心理彈性量表的接納性因子與自我概念量表的悅納性因子相關：（5）心理彈性量表的接納性因子與自我概念量表的清晰性因子相關；（6）心理彈性量表的接納性因子與情緒性量表的鎮定性因子相關。其中，自我概念的清晰性因子是指個體對其自身現狀有清晰一致、客觀準確的認識：自我概念量表的悅納性因子是指個體對自身現狀，特別是自身不足的接納和認可程度（方曉義等，2012）。情緒性量表的鎮定性因子指很少表現出強烈的情緒，受到刺激時能夠保持冷靜，恢復得也快；反之，擁有不穩定性情緒特質的人情緒容易波動，焦慮不安（洪煒，張嚴，2012）。心理彈性量表的接納性因子，指的是個體對已經過去的消極事件或經驗，以及現存的不可控的問題不否認、不排斥，而是接納它們，以致個人的情緒和生活較少受這些因素的困擾的人格傾向性（梁寶勇，程誠，2012）。清晰性因子與悅納性因子同屬于自我概念量表（方曉義等，2012），在自我概念量表編制的文獻中，二者之間存在中等程度的相關，相關系數為0.665，在本研究中，二者的相關關系得到再次印證。心理彈性量表的接納性因子的含義與自我概念量表的悅納性較為一致，只是這個因子在心理彈性量表特指對自身消極因素的接納。本研究中二者存在顯著的相關關系。而情緒性心理彈性量表的鎮定性因子以及心理彈性的接納性因子與自我概念心理彈性量表的清晰性因子以及悅納性因子之間的相關關系，說明了越是冷靜、情緒穩定的個體，越容易對自身進行客觀的、不帶有情緒色彩的分析，從而對自身狀況有清晰、客觀和理性的認識，準確自我定位。并接納分析的結果，即便是自身的缺點、不足、失敗等差強人意的方面，而不是排斥它們。

核心心理健康素質量表與各個分量表的相關系數均在0.744以上，最高值為0.863達到高度相關的水平，表明量表的內容效度較高。各個分量表之間的相關系數均在0.382以上，最高值為0.672，達到中度或以上的相關水平，總體來說。核心心理健康素質量表與各個分量表之間的相關程度高于各個分量表之間的相關程度，表明量表的結構效度較高。

由5個分量表構成的中國成年人核心心理健康素質總量表，其信效度指標符合心理測量學要求，可以作為測量中國成年人核心心理健康素質水平的測量工具。

4.2 中國成年人核心心理健康素質的整體情況

本研究的全國采樣考慮到了地區、性別、年齡段、戶籍所在地、受教育程度以及職業等因素，實際調查對象在這些因素上的人數比例基本上與我國第六次全國人口普查得到的人口特征相符。所以，本研究的描述統計部分所得到的關于心理健康核心素質量表在樣本總體以及這些因素方面的數據特征可以作為中國成年人核心心理健康素質的全國常模進行參照（見表9）。

4.2.1 關于核心心理健康素質總量表總均分的數據分布

核心心理健康素質量表總均分在調查人群中的分布符合正態分布特征，其偏度值為0.19，峰度值為0.44。其得分在1-4之間，最大值為3.92，最小值為1.80，平均值為2.88，標準差為0.26，95%置信區間為[2.87，2.88]。

4.2.2 關于核心心理健康素質的人口學變量差異檢驗

（1）核心心理健康素質的性別差異檢驗結果分析

本研究發現，核心心理健康素質的性別差異不顯著（見表9）。一項對高中生心理健康素質的調查研究中，調查了人際素質、動力系統、認知風格、自我、歸因風格、應對風格、個性素質、適應等幾個方面，研究結果發現。在眾多調查側面中，只有認知風格分量表的認知行為維度和歸因風格分量表的持久暫時性維度存在顯著的性別差異，其余方面均未達到顯著水平（白俊梅，2013）。對遼寧省大學生心理健康素質的調查結果也表明，被試在適應、動力系統、自我、歸因風格以及應對風格等心理健康素質方面的表現，性別差異不顯著（宋芳，張麗華。白學軍，2006）。在高中生和大學生被試中，其心理健康素質的指標幽默感、焦慮、生活定向、自尊等方面性別差異不顯著（郭琳，2011）。本研究的結果與前述研究結果基本一致。在心理健康素質方面，性別差異漸趨不顯著，與當今社會發展的大背景有關。我國社會、經濟以及文化等方面的快速發展，基本消除了我國傳統文化對男女性別的不同期待以及性別的角色定位。尤其是受獨生子女政策的影響，一個家庭只生一個孩子，家庭和社會對獨生子女的教育和培養都是一樣的，拋棄了傳統的重男輕女觀念，要求女性也具有獨立、自信、向上等品質。男性和女性不僅在心理健康素質水平上日趨一致，而且，在心理健康素質的外在表現——心理健康水平上也表現出一致性，近些年對大學生的調查研究中，其心理健康水平沒有性別差異（張旭良，2009；蓋慶彬。2011：王娟，2006；張向戰，2005）；一些對中學生的調查研究也發現其心理健康水平不存在性別差異（李蕊。2011：趙明明，2013）：對高職生的調查也得到了同樣的結果（丁晶，2008）。

（2）核心心理健康素質的受教育程度差異檢驗結果分析

本研究中青年組的核心心理健康素質水平顯著高于中年組和老年組：中年組與老年組差異不顯著（見表9，10）。青年組的年齡范圍在18 29歲之間，與中年組和老年組相比，青年人的心理機能和生理機能均處于旺盛階段。他們的可塑性強、自信心水平高，具有初生牛犢不怕虎般的戰勝困難的勇氣，體會著高于中年組和老年組的飽滿的積極感受和情緒，具有更堅韌的抗壓信心。更容易適應社會的變革。也正是由于他們具有充沛的、可利用心理和生理資源，當遭遇挫折的時候，他們復原的能力和速度都超越于中年組和老年組。中年組和老年組經過長期的社會歷練，深深地體會到了理想與現實的差距；隨著年齡的增長，體會到了身體的衰退，體會到了面對工作、生活以及錯綜復雜的人際關系問題時自己精力、體力以及能力的不足。所以，他們對自己心理健康素質的自評水平有所降低。

對核心心理健康素質的受教育程度的差異性檢驗表明，調查對象的受教育程度與其核心心理健康素質水平關系密切，受教育程度越高，其核心心理健康素質水平越高。其中，大專及以上組的核心心理健康素質量表總均分顯著高于初中組和高中組，而高中組的核心心理健康素質量表總均分顯著高于初中組（見表9，11）。分別采用自我概念量表（袁曉嬌，方曉義，謝慶紅，曹洪健，2013）和生活信念量表（張秀閣，梁寶勇，臧麗榮，2013）進行的針對心理健康素質的全國采樣調查得到的結果與本研究一致。

我國的教育一貫注重德、智、體、美、勞的全面發展，注重素質教育，正所謂“傳道授業解惑”。在當前的教育視野中，其中的“傳道”既包含著對學生德行的引導也兼顧著對學生心理健康素質的培養，將對學生心理健康素質的培養貫穿于教學過程中，使他們能夠正確認識自己和世界、合理處理同伴關系和家庭關系、善于合作、用于承受挫折和挑戰。受教育程度越高，所接受的這方面的教育和歷練越多。個體的心理健康素質越高。

另外，在學校教育過程中。教師的榜樣作用也潛移默化地對學生的心理健康素質具有促進作用。對我國中產階級的心理健康素質研究表明，我國教師友善、利他，自我概念清晰，幸福感與價值感指數要高于其他社會群體（沈洪，2012）。在學習生活中，學生不但從教師身上學習到知識，而且，還會認同教師的世界觀、價值觀、人格特征等多方面特點，不由自主地學習教師的對人對事的態度和觀點、處事風格等。受教育程度越高的個體，受教師影響的時間越長，受到的影響越大，越有助于提高受教育者的心理健康素質。

（3）核心心理健康素質的職業差異檢驗結果分析

通過對不同職業類型的核心心理健康素質水平差異性檢驗發現，如果按照單位負責人、辦事人員、專業技術人員、商業服務業人員、生產運輸設備操作人員、其他人員以及農林牧副漁業人員來前后排序，它們的核心心理健康素質存在規律性的變化，即基本上從前至后其核心心理健康素質總均值的得分依次降低，且每一種職業和與之相鄰的職業差異不顯著，而與相隔的職業類型的核心心理健康素質差異顯著（見表9，12）。

出現這樣的趨勢，可能與不同職業類型的人員所受到的教育、生活和生產的環境、所在群體的心理健康素質以及擁有的權利地位等因素有關。首先，從事不同職業的人員，其受到的教育水平有差異，單位負責人、辦事人員以及專業技術人員等，如果沒有較高學歷便得不到這樣的工作機會：商業服務業人員和生產運輸設備操作人員，他們至少學習過商業或生產設備操作方面的技術培訓，有一技之長；而農林牧副漁業人員則更多地是接受極少教育者，沒有學習到更多的機能，便從事了直接的體力勞動。受教育程度越高其心理健康素質越高（見表11）。再者，單位負責人、辦事人員以及專業技術人員等，他們生活和工作的環境較優越，文明程度較高。有條件和時間接觸更多的有助于提高心理健康素質的信息，比如網絡上的心理健康知識、面對面的心理健康講座、電視心理健康講座、心理咨詢等。另外他們周圍的群體一般心理健康素質比較高，通過交流，彼此之間可以互相熏陶和感染，常言道“近朱者赤近墨者黑”。另外，職業類型不同，個體具有的能力、經濟狀況以及人際關系資源等都不同，一般來說，單位負責人和辦事人員等，他們在面對困境和挫折時，處理問題的方法和能力、可以調動的人際關系資源、可以運作的資金等方面優越于生產運輸設備操作人員和農林牧副漁業人員等。這使他們有戰勝困難的信心、不必為每天每日的生計勞心、情緒穩定而平和，有時間、精力主動地經營自己的人際關系網，勇于接受生活的挑戰。

5 結論

（1）中國成年人核心心理健康素質水平性別差異不顯著；（2）中青年組的核心心理健康素質水平顯著高于中年組和老年組，但中年組與老年組差異不顯著；（3）受教育程度越高，其核心心理健康素質水平越高，其中，大專及以上組的核心心理健康素質水平顯著高于初中組和高中組，而且高中組顯著高于初中組：（4）職業類型對核心心理健康素質水平有影響。如果按照單位負責人、辦事人員、專業技術人員、商業服務業人員、生產運輸設備操作人員、其他人員以及農林牧副漁業人員來前后排序，基本上從前至后其核心心理健康素質水平依次降低，且每一種職業和與之相鄰的職業差異不顯著，而與相隔的職業類型的核心心理健康素質水平差異顯著。

本研究的結果表明，中國成年人核心心理健康素質總量表可以應用于我國成年人核心心理健康素質的相關研究和人才心理評估與選拔：本研究制定的中國成年人核心心理健康素質常模可以作為相關研究的參考依據。