高職新生社會支持與學校適應的關系：心理彈性的中介作用

郭焱 鄭斌

1、廣西工商職業技術學院 2、廣西安全工程職業技術學院

高職生作為大學生特殊群體，其心理健康狀況應該引起關注和重視。受傳統觀念的影響，高職生被認為是高考的 “失敗者”，這種不良刻板印象和成功經歷不足，可能會對高職生產生消極的暗示[1]。邊文穎（2011）研究表明，與全國青年常模相比，高職生心理健康水平普遍偏低[2]，吳佳（2014）研究表明心理不健康的高職新生占比超過三分之一。而相關研究發現學校適應性障礙是大學生心理健康問題的重要類型之一[3]，適應是青少年發展的中心問題，大學生的學校適應狀況，一方面會直接影響其當下的身心發展，另一方面會影響其未來的發展。因此，本研究以高職新生為研究對象，探討高職新生學校適應的影響因素和作用機制具有重要的理論價值和實踐意義[4]。胡新顏（2013）研究發現，社會支持是大學生學校適應的重要影響因素，社會支持與適應水平之間呈線性關系，即社會支持狀況越好，學校適應水平越高。

心理彈性是個體在不利環境下仍能夠積極適應、良好發展的心理品質，是相對穩定的個人特質，可以用彈簧這個形象來表示，意味著抗壓性、反彈性[5-6]。已有的研究表明，心理彈性是學校適應重要保護因素，心理彈性與學校適應有極其顯著的正相關，心理彈性對學校適應有預測作用。

高職新生進校后，由于環境、角色、學習方式及人際交往的變化，面臨著很大壓力與挑戰。在這個過程我們看到部分學生會變壓力為動力，充分利用資源，遵循“壓力環境-- 心理彈性—積極適應”的軌跡，從而適應大學生活。所以，盡管社會支持對學校適應具有重要的影響，但是社會支持如果不加以利用轉化為彈性品質并不能完全直接預測學校適應，心理彈性可能在其中起“橋梁”作用。基于此，本研究將以高職新生為研究對象，探討社會支持、心理彈性、學校適應三者的關系、并且檢驗心理彈性是否對社會支持與學校適應具有中介作用，從而為高職新生學校適應提供理論和實證依據。

1 研究方法

1.1 對象

采用隨機整群抽樣的原則，選取廣西南寧市4 所高職院校的在校新生進行問卷調查。實發問卷500 份，回收有效問卷483份，回收有效率為96.6%。研究對象兼顧性別和專業差異，被試中男生184 人，女生299 人；其中理科274 人、文科108、工科101。

1.2 工具

1.2.1 社會支持評定量表

采用肖水源編制的社會支持評定量表[7]，該量表共有10 個題目，包含主觀支持（4 題）、客觀支持（3 題）和對支持的利用度（3 題）三個維度。本研究根據高職生的實際情況，對個別題目進行了修訂（比如將同事改為同學，夫妻/ 配偶改為戀人，工作單位改為學校等）。該量表在本研究中的內部一致系數為0.73。

1.2.2 心理彈性量表

采用郭焱修訂的心理彈性量表[5]，該量表在心理彈性量表（CD- RISC）中文版的基礎上，以高職生為研究對象進行修訂，修訂后量表有良好的信度和效度，適合對高職生進行測量。量表共22 個題目，分為敢為、堅韌、樂觀、自我效能4 個維度。量表采用0“從來不”到4“一直如此”5 級評分，得分越高說明心理彈性越好。該量表在本研究中的內部一致系數為0.91。

1.2.3 中國大學生適應量表（CCSAS）

本研究采用教育部《大學生心理健康測評系統》課題組方曉義等人（2005）編制《中國大學生適應量表》[8]，量表共有60 個題目，包含7 維度。量表按照從1（不同意）到5（同意）的5 點計分方式評分。得分越高，說明學校適應現狀越好。本研究中，總量表的內部一致性信度為0.92。

1.3 統計方法

本研究使用SPSS16.0 軟件，通過描述性統計、信度分析、相關分析等方法對數據結果處理；使用AMOS24 進行路徑分析和結構方程分析，并使用Bootstrap 進行中介模型顯著性檢驗。

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

本研究采用自評法收集數據，可能會存在共同方法偏差問題，所以，在數據收集時采用匿名填寫，設置反向題等措施對共同方法偏差進行控制。數據分析過程中，通過Harman 單因子檢驗方法[9]，分析三個量表中所有的測驗項目。結果表明，特征值大于1 的公共因子有23 個，并且第一個因子只解釋21.18%的總變異量，小于40%的臨界值，所以本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

2.2 高職新生社會支持、心理彈性與學校適應的相關分析

采用皮爾遜相關性分析探討各變量之間的關系，結果見表1。由表1 可知，高職新生社會支持與心理彈性、學校適應呈極其顯著正相關（P＜0.001）；高職新生心理彈性與學校適應呈極其顯著正相關（P＜0.001）。這為后面的中介效應探討提供了一定的前提條件，也預示著心理彈性對社會支持和學校適應可能存在中介作用。

表1 高職新生社會支持、心理彈性和學校適應的相關矩陣表

2.3 心理彈性在社會支持與學校適應之間的中介效應分析

先以學校適應為因變量，心理彈性為自變量建立簡單的效應檢驗，結果發現高職新生的社會支持顯著正向預測其學校適應（路徑系數β=0.75 P＜0.01）。隨后采用Bootstrap 分析方法（重復抽樣5000 次）進行中介作用檢驗，以社會支持為自變量，學校適應為因變量，通過AMOS24.0 檢驗心理彈性的中介作用。結果表明，整個模型擬合度良好（Chi/DF=4.01 GFI=0.91 AGFI=0.92 RMSEA=0.07）。社會支持、心理彈性和學校適應之間中介作用模型見圖1。

圖1 心理彈性的中介效應模型

在增加了心理彈性這個中介變量后，社會支持對學校適應的正向預測作用有所下降，路徑系數由原來的0.75 下降為0.34，但依然顯著。社會支持對學校適應的直接效應為0.34，99%的置信區間為[0.170，0.545]，此區間不包含0，這說明社會支持對學校適應的直接效應顯著。社會支持對學校適應的間接效應為0.41（0.68×0.60），在99.9%的置信區間為[0.318，0.529]，此區間不包含0，中介效應顯著，即心理彈性在社會支持和學校適應之間起著部分中介作用，中介效應占總效應的比例為54.67%（0.68×0.60/0.75）。

表2 Bootstrap 法的中介效應檢驗結果

3 討論

3.1 社會支持對學校適應的促進作用分析

本研究首先考察了高職新生社會支持與學校適應的關系，研究發現，高職新生的社會支持顯著預測其學校適應，即社會支持水平越高，個體的學校適應水平越好[10]。已有研究表明，社會支持體系中不同支持類型對大學生新生適應表現不同，大學朋友支持型的學生學校適應表現最好，其次是家庭支持型的學生。本研究從另一角度來分析社會支持對高職新生的影響，從路徑系數來看，主觀支持對學校適應的預測效力最大（路徑系數為0.65），而客觀支持和對支持的利用度對學校適應的預測效力差別不大，路徑系數分別為0.48 和0.47。這說明，對于高職新生來說，感受和體驗到的主觀支持比客觀支持更有意義，而主觀支持是指個體在社會中受尊重、被支持、理解的情感體驗和滿意程度，與個體的主觀感受密切相關。因此，可以有意識引導高職新生記錄愉快事件，比如每天記錄三件好事；向他人表達感恩（寫感謝信或開展感恩拜訪活動）[11]。相關的研究發現，每天堅持“三件好事”、每周進行一次感恩活動，能夠有效、持久地提升個體的積極情緒和幸福感。

3.2 心理彈性的中介效應分析

本研究發現，高職新生心理彈性在社會支持與學校適應中起部分中介作用，中介效應的大小為54.67%。這說明，社會支持除了直接作用于學校適應外，還通過心理彈性間接作用于學校適應。換言之，心理彈性在社會支持和學校適應之間起著“橋梁” 作用。由此可見，社會支持是提高高職新生學校適應水平的基礎，高職新生學校適應水平受社會支持及心理彈性的交互影響。這可能是因為，首先，在面臨不利或壓力環境時，家人、朋友等社會支持是必不可少的后盾。這些心靈的后盾，可以增強個體的適應能力。其次，社會支持程度高的個體通常能夠到感受到更多的積極氛圍，更容易積攢積極力量，從而提升自身的抗壓性，比如社會支持高的個體通常會積極地尋找機會與他人商量或求助，從而讓自己朝著積極的方面發展。再則，社會支持高的個體有助于自己“彈性肌肉”的形成，在壓力環境能夠調動資源，從而促進個體積極適應。

4 對策和建議

本研究的結果提示，提升高職新生的學校適應，包括提升高職新生的社會支持水平和心理彈性水平兩個途徑。一方面，高職院校可以通過舉辦活動、家校共育、第二課堂等方式，構建服務學生全方位的社會支持網絡；學生可通過感恩拜訪和記錄愉快事件等積極心理干預策略提高其主觀支持感，從而多角度提升高職新生的社會支持水平，促進其健康發展。另一方面加強高職新生心理彈性素質的培養和開發，引導高職新生進行彈性目標的制定，彈性思維方式的運用；面對負面情緒時，學會自我調節，培養積極心態，擺脫消極情緒的惡性循環，從而通過增強“彈性肌肉”，提升高職新生學校適應水平。

5 研究結論

（1）社會支持、心理彈性與學校適應之間兩兩極其顯著正相關。

（2）高職新生社會支持對學校適應具有顯著的正向預測作用。

（3）高職新生心理彈性在社會支持與學校適應之間起部分中介作用，中介效應的大小為54.67%。社會支持除了直接影響學校適應外，還通過心理彈性的中介作用間接影響學校適應。