新型冠狀病毒感染疫情下就業壓力對大學畢業生生活滿意度和抑郁的影響：自尊的中介作用*

朱陽莉 李 俊 李 薇 謝維友 原 婧 陶 云△

2020年初，新型冠狀病毒感染(Corona Virus Disease，COVID-19)在中國迅速蔓延(2020年新型冠狀病毒肺炎應急流行病學小組)。新冠疫情對我國各行各業的不同群體產生了巨大且持續的影響，其中應屆大學畢業生是受影響較大的群體之一。近年來，伴隨高校擴招力度的不斷加大，高校應屆大學畢業生人數逐年遞增，根據教育部2021年8月發布的《2020年全國教育事業發展統計公報》數據顯示，2020屆高校應屆本?？飘厴I生人數為797.2萬人，比十年前同比增加221.78萬人，增長38.54%。2021屆達到909萬人，2022屆普通高校畢業生人數將創歷史新高，將首次突破1000萬，達到1076萬人。受新冠疫情的持續影響，以往吸納大部分應屆畢業生的中小企業和個體工商戶紛紛陷入困境，都在采取降薪裁員的策略，以維持生存和發展。就業人數的激增會導致就業形勢更加復雜和嚴峻，加上往年未就業大學生的“累積存量”，我國將迎來史上最難就業季，這無疑對即將畢業的大學生帶來更大的就業壓力。

就業壓力是指個體在就業過程中，面臨求職、擇業時受到內部或外界壓力源的影響而引起生理、心理和行為的應激過程[1]。嚴峻的就業形勢會導致大學畢業生就業壓力明顯上升，來自就業的壓力已經成為當前大學畢業生面臨的最大心理社會壓力源[2-3]。基于“中國大學生追蹤調查項目”的一項調查發現，新冠疫情爆發后，大學畢業生的就業壓力對比疫情前有顯著上升[4]。已有研究證實，來自就業的壓力會導致畢業生群體心理焦慮上升，心理健康水平下降[5]。此外，就業壓力不僅會降低個體積極心理資本存量[6]，還會負向影響個體的職業決策自我效能感和職業成熟度[7]，影響個體的職業發展[8]。因此，就業壓力作為一種直接影響大學畢業生發展的近端外部社會環境因素，是一種可能導致或加劇個體社會適應不良或行為偏差的危險性因素。

生活滿意度是指個體根據自己的評價標準對自身大部分時間或持續一段時期生活狀態和生活質量的總體性認知評估[9]，是主觀幸福感的核心指標[10]。抑郁是一種無力應對壓力事件而產生的負性情緒狀態[11]?；谛睦斫】惦p因素模型，生活滿意度和抑郁分別是測量個體心理健康水平的積極指標和消極指標[12-13]。已有研究發現，過高的就業壓力不僅可以直接降低畢業生的主觀幸福感[1]，還能通過影響其職業延遲滿足感，進而降低其對生活的滿意程度[6]。除此之外，就業壓力還會導致個體抑郁和焦慮水平顯著上升，更傾向于采用消極應對方式解釋壓力事件[14-15]。因此，本研究認為就業壓力是一個重要的社會環境因素，會直接影響大學畢業生群體對生活滿意度和抑郁的評價。

自尊是指個體對自我價值和自我能力的態度和看法[16]，被廣泛認為是影響個體心理健康的重要人格因素[17-18]。作為一種波動和動態的人格特質，受到內外部因素的共同影響[19]。生態系統理論認為，來自就業的壓力作為影響個體最直接的近端外部環境因素，會對個體心理品質的發展產生影響[20]。就業壓力環境是畢業生體驗到的最大心理社會壓力來源[2-3]。已有研究證實，心理社會壓力與自尊存在顯著負相關，并且能顯著預測自尊[21]。具體來說，壓力環境會誘發個體進行負面歸因，激活負向自我認知，形成自我否定的消極認知圖式，導致個體對自我評價降低，進而降低個體的自尊水平。

此外，作為個體自我核心評價的重要成分，自尊被認為是影響個體的認知、情感及社會行為發展的一個重要指標[22]，可以有效抵御危險性因素帶來的消極影響[23]，對個體起到保護作用。Campbell等人的研究發現，自尊能夠顯著正向預測個體的生活滿意度[24]，并且在各種預測生活滿意度的心理學研究中，自尊是預測生活滿意度的最佳相關變量之一已被反復驗證[25]。抑郁的“素質-壓力模型”和“抑郁自尊理論”均認為低自尊是導致抑郁癥發生、持續和復發的易感危險因素之一[18,26-27]。依據風險緩沖模型，保護性因素(如自尊)可以緩沖和削弱風險因素(如就業壓力)帶來的負面影響[28-29]。大量實證研究也證實自尊可以緩解壓力事件對心理健康的消極影響[30-31]?；诖?，本研究推測自尊可能在就業壓力與生活滿意度/抑郁的關系中起中介作用。

基于上述分析，本研究基于生態系統理論和風險緩沖模型推測自尊在就業壓力對生活滿意度/抑郁的影響中起風險補償作用，即自尊獨立起作用，并且與就業壓力對生活滿意度/抑郁的作用方向相反。概念模型如圖1所示，并提出以下3個假設：

圖1 概念模型

假設1：就業壓力可以顯著負向預測生活滿意度，正向預測抑郁；假設2：自尊在就業壓力與生活滿意度之間起中介作用；假設3：自尊在就業壓力與抑郁之間起中介作用；

1 對象與方法

1.1 對象

采用方便取樣法對云南大學、昆明理工大學、云南師范大學、云南民族大學、云南中醫藥大學和云南交通職業運輸學院的586名大學畢業生進行線上問卷調查。其中，男生211人(36.0%)，女生375人(64.0%)；文史類86人(14.68%)，理工類333人(56.83%)，醫藥類95人(16.21%)，其他類72人(12.29%)；來自城鎮169人(28.8%)，農村417人(71.2%)；平均年齡為21.32±1.25歲。

1.2 方法

1.2.1 就業壓力問卷 采用柳中華編制的就業壓力問卷[32]。由14個題項組成(如“父母的社會地位和家庭的人際網絡對我找工作的幫助不大”)，包括家庭因素(1、7、9、14題)、學校因素(3、6、10、12題)、專業因素(2、4、11題)和自身因素(5、8、13題)4個維度。采用5點計分，1代表“無壓力”，5代表“壓力很大”。無反向計分題項，分數越高表示個體的感知到的就業壓力越大。該問卷被廣泛應用于大學生群體，并具有良好的信效度[7]。在本研究中，該問卷整體的Cronbach α系數為0.94，4個子維度的Cronbach α系數在0.82～0.90。

1.2.2 自尊量表 采用Rosenberg編制、季益富等修訂的自尊量表[33]。該量表共包括10個題項(如“我感到我是一個有價值的人，至少與其他人在同一水平上”)。采用4點計分，1代表“非常不同意”，4代表“非常同意”。單維結構，對部分題項反向計分后相加，分數越高，表示自尊水平越高，其中第3、5、8、9、10題為反向計分。由于東西文化差異，本研究根據以往研究結果，在計分時刪除條目8[34]，該量表在國內研究中使用普遍，表現出良好的信效度[35]。在本研究中，該量表的Cronbach α系數為0.87。

1.2.3 生活滿意度量表 采用Diener編制的生活滿意度量表[36]。該量表共包含5個題項(如：“我的生活在大多數方面都接近于我的理想”)。采用7點計分，1代表“非常不同意”，7代表“非常同意”。單維結構，無反向計分題項，分數越高表示大學生對自身生活的滿意程度評價越高。該量表被廣泛應用于大學生群體，并具有良好的信效度[37]。在本研究中，該量表的Cronbach α系數為0.86。

1.2.4 流調中心用抑郁量表 采用Radloff編制的流調中心用抑郁量表[38]。該量表共包含20個題項(如“一些通常并不困擾我的事使我心煩”)。采用4點計分，1代表“沒有或幾乎沒有(過去一周內出現這類情況的天數少于1天)”，4代表“幾乎一直有(過去一周內，有5～7天有這類情況)”。單維結構，對部分題項反向計分后相加，分數越高，表示抑郁水平越高，其中第4、8、12、16題為反向計分。該量表在國內大學生群體中具有良好的信效度[39]。在本研究中，該量表的Cronbach α系數為0.91。

注：1表示因子負荷最高的題項，9表示因子負荷最低的題項，余類推

1.3 統計處理

采用SPSS 22.0統計軟件對回收數據進行共同方法偏差檢驗、描述性統計和相關分析。基于相關分析結果，根據補償模型采用AMOS 24.0來檢驗結構方程模型的擬合度，并采用Bootstrap(5000次)法來計算各路徑系數和中介效應。根據模型適配度評估標準，如果χ2/df<5，CFI、TFI和NFI>0.09，RMSEA<0.08表示模型具有可接受的擬合優度；如果χ2/df<3，CFI、TFI和NFI>0.95，RMSEA<0.05表示模型具有較優的擬合優度[40]。

2 結 果

2.1 共同方法偏差檢驗

由于在研究中是對同一批被試施測4個調查問卷，且均采用自我報告的方式作答，因此可能會存在共同方法偏差效應。在本研究中，首先對涉及4個問卷的所有條目進行KMO和Bartlett球形檢驗，結果顯示KMO=0.942，Bartlett值為17128.395，P<0.001，因此該數據適合進行因子分析。采用Harman單因子檢驗法進行共同方法偏差檢驗[41]，結果發現，未旋轉情況下共有8個因子的特征值大于1，且第一個因子解釋了總變異量的30.96%，小于40%的臨界標準[42]，故可以認為本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

2.2 各變量間描述統計與相關分析

相關分析的結果顯示(見表1)，就業壓力與自尊和生活滿意度存在顯著負相關，與抑郁存在顯著正相關；自尊與生活滿意度存在顯著正相關，與抑郁存在顯著負相關；生活滿意度與抑郁存在顯著負相關。由于人口學變量中的生源地類型與心理健康中的積極指標生活滿意度存在顯著正相關，因此在隨后的分析中將生源地類型作為控制變量。

表1 各變量的平均數、標準差和相關系數(r)

2.3 自尊在就業壓力與心理健康之間的中介模型檢驗與分析

根據相關分析結果，本研究采用結構方程模型分析主要變量之間的關系，由于自尊、生活滿意度和抑郁量表均為單維結構量表，因此可以采用打包法對其進行測量。根據吳艷和溫忠麟的建議[43]，對研究中的單維變量采用平衡法進行打包，生成潛變量。比如單維變量共有9個題項，需要將其打包為3個小組。首先通過因子分析將題項按因子負荷大小由高到底進行排序；然后根據需要打包的小組數將題項輪流由高到低、再反過來依次排列(見圖2)；最后將題項按照縱向排列的位置將題項打包成3個小組(其中1、6、7為第一組，2、5、8為第二組，3、4、9為第三組)；這種打包法平衡了題項獨特成分之間的關系，可以使得每個小組有差不多的負荷和方差，以便縮小組間差異。本研究通過平衡打包法將自尊量表的題項打包成3個觀測變量，抑郁量表的題項打包成4個觀測變量。由于生活滿意度量表題項較少只有5個題項，就業壓力有4個維度，故不對其做打包處理。根據中介作用的檢驗方法，采用AMOS 24.0結構方程技術，以就業壓力為預測變量，生活滿意度和抑郁為結果變量，自尊為中介變量，并加生源地類型作為控制變量進行路徑分析。為了避免多重線性問題，對除了生源地類型外的所有主要變量都進行中心化處理。

第一步，檢驗就業壓力對生活滿意度的直接效應，檢驗就業壓力對抑郁的直接效應，結果顯示模型具有可接受的擬合優度(見圖3)，χ2/df=4.72，RMSEA=0.079，CFI=0.95，TFI=0.93，NFI=0.93。在控制了生源地類型后，就業壓力對生活滿意度和抑郁的直接預測作用顯著(β=-0.57，β=0.51，P<0.001)，就業壓力能解釋生活滿意度34.6%的變異量(SMC=0.364)和抑郁25.8%的變異量(SMC=0.258)。第二步，在原有模型的基礎上，加入自尊作為中介變量，結果顯示模型具有可接受的擬合優度(見圖4)，χ2/df=3.54，RMSEA=0.066，CFI=0.96，TFI=0.95，NFI=0.94。在控制了生源地類型后，就業壓力對生活滿意度和抑郁的預測作用依然顯著(β=-0.41，β=0.23，P<0.001)，就業壓力對自尊的預測作用顯著(β=-0.42，P<0.001)，自尊對生活滿意度和抑郁的預測作用顯著(β=0.33，β=-0.62，P<0.001)。這說明自尊在就業壓力與生活滿意度之間，就業壓力和抑郁間均起部分中介作用。且就業壓力和自尊兩個變量可以聯合解釋生活滿意度41.7%的變異量(SMC=0.417)和抑郁56.1%的變異量(SMC=0.561)。

注：圖中所列系數均為標準化系數，下同

圖4 中介效應路徑圖

另外，采用偏差校正非參數百分位Bootstrap方法(設置Bootstrap=5000)對中介效應值進行檢驗(見表2)，間接路徑1：就業壓力→自尊→生活滿意度的中介效應量為(-0.41)×0.33=-0.14，95%置信區間為[-0.20，-0.09]；中介效應占總效應量的25.45%；間接路徑2：就業壓力→自尊→抑郁的中介效應量為(-0.42)×(-0.62)=0.26，95%置信區間為[0.20，0.33]；中介效應占總效應量的53.06%。

表2 中介效應檢驗的Bootstrap分析

3 討 論

本研究基于生態系統理論和風險緩沖模型，探討了就業壓力作為重要的外部社會環境因素之一對大學畢業生心理健康積極指標(生活滿意度)和心理健康消極指標(抑郁)的影響，并揭示就業壓力這一外部社會環境因素通過個體內部心理資源(自尊)對生活滿意度/抑郁產生影響的作用機制。研究結果進一步揭示了就業壓力對生活滿意度/抑郁產生影響的內部機制，能夠為高校就業指導部門改善大學畢業生心理健康水平提供指導性的意見和建議。

本研究結果表明，就業壓力對大學畢業生生活滿意度/抑郁的直接效應顯著。假設1得到驗證。具體而言，大學生承受的就業壓力越大，其對生活滿意程度就越低，抑郁程度就會越高，這與以往研究結果一致[1,15]。稀缺理論認為就業壓力實質上是大學生的基本心理需求沒有得到有效滿足而產生的稀缺心態[44]。自我決定理論指出，自主需要、能力需要和關系需要是個體3種基本的心理需要，只有當基本心理需要等到滿足時，個體才會獲得幸福感[45]?；拘睦硇枰臐M足可以顯著正向預測生活滿意度[46]，因此就業壓力會顯著降低大學生對生活滿意度的主觀評價。此外，長期處于就業壓力環境下的大學畢業生會通過內隱學習的方式，形成負向自動思維，造成認知偏差，打破個體內部的認知平衡，進而導致個體出現抑郁、焦慮等現象，這也支持了負向自動思維的社會認知理論觀點[47]。應激產生模型也認為抑郁是無效應對就業壓力的應激反應[48]。綜上，為大學生提供更多的就業幫扶，緩解其在擇業過程中面臨的困境是提升生活滿意度和降低抑郁水平的有效途徑之一。

研究還發現，自尊在就業壓力對生活滿意度/抑郁的影響過程中發揮了補償效應，自尊的補償效應表現為，在控制好生源地類型對生活滿意度的預測作用后，就業壓力和自尊分別顯著預測大學生的生活滿意度和抑郁，且作用相反，這與以往研究結果一致[1,14,49-50]。這也驗證了假設2和假設3，即自尊在就業壓力與生活滿意度之間，就業壓力與抑郁之間均起部分中介作用。但是需要指出的是，即使個體在面對相同或相似的逆境時，其行為表現仍然會表現出較大的差異性[51]。個體-環境交互作用理論認為，個體的發展受外部社會環境和個人內在特質的共同影響[52]。當面對相同或相似的逆境環境時，個體具備的內在特質不同，其應對結果也會存在差異[53]，個體的優秀內在特質會助益個體對逆境環境的適應[54]。

自尊作為一種能夠抵御和抑制危險性因素的積極內部資源，可以影響個體對壓力事件的評價方式[55]。高自尊個體具有較高的自我效能感[56]，對自身能力(如“做事”)和價值(如“做人”)持肯定正面評價，更傾向于采用積極正向的方式來解釋和評價壓力事件[57]，即使處于不利的社會環境中，高自尊個體也堅信自己有能力、有信心克服眼前的困境。故高自尊有助于畢業生群體維持較高的心理健康水平，反之則會降低，這也證實了自尊緩沖假設的觀點[18,26]。換句話說，就業壓力通常會導致生活滿意度下降，抑郁水平上升，但自尊心相對較高的人會緩沖這種影響(相反，自尊心相對較低的人更容易受到這種影響)。在壓力事件發生后，保護性因素(如高自尊)，可以通過減少導致生活滿意度下降，抑郁水平上升的情感、認知、行為和生理癥狀的負面影響來預防壓力環境對個體生活滿意度/抑郁的消極影響，這也支持了風險緩沖模型的觀點[30-31]。因此，高自尊是生活滿意度/抑郁的保護因素，能夠緩沖就業壓力對個體生活滿意度/抑郁的消極影響。由此可見，自尊對以生活滿意度為指標的積極心理健康存在促進作用，以抑郁為指標的消極心理健康存在抑制作用。提升大學生的自尊水平是個體能夠成功應對逆境，提高其生活滿意度、降低其抑郁水平的有效途徑之一。

面臨初次就業期的大學畢業生，正處于人生發展的“成年早期”階段，職業選擇是其在該階段最重要的發展課題。對他們來說，對高質量就業的追求是一種壓力。如果成功，個體就會體驗到獲得工作的滿足感；如果失敗，個體則會產生挫敗感，進而導致大學畢業生產生持續的壓力反應和負面情緒體驗。本研究結果發現，高自尊可以有效緩解壓力情境(就業壓力)導致的負面情緒體驗，也就是說高自尊作為一種積極的內部心理資源對個體消極心理(抑郁)具有緩沖作用，對個體積極心理(如生活滿意度)具有增益作用。自尊的社會計量器理論認為個體在人際關系互動過程中，來自他人的接納或拒絕，會影響個體對自我評價[58]。已有研究結果顯示，來自家庭、學校和重要他人的支持可以增強個體的自尊水平[59]，當個體體驗到被他人(如父母、老師、朋友)所接納時，可以幫助提升個體與他人建立親密的社會關系，促進個體自尊的發展，產生較高的自尊感，他人所接納的程度越高，自尊水平就會越高，這也支持了自尊“鏡中我”的觀點[60]。因此，幫助大學畢業生與父母、老師、朋友等重要他人建立并維持親密的社會關系，讓他們在人際互動過程中體驗到被接納、被喜歡和被認可，有助于個體對自我形成積極的認知和評價，提升個體的自尊感，從而緩沖就業壓力對大學畢業生生活滿意度/抑郁帶來的消極影響。