家校共育視域下大學生心理健康影響因素探析

王可心，劉 巍

（1.白城師范學院教育科學學院，吉林 白城 137000；2.白城師范學院家庭教育研究中心，吉林 白城 137000；3.吉林省龍井市龍井中學，吉林 龍井 133400）

大學生心理健康一直是社會各界關注的熱點問題，同時也是當代高等教育亟待解決的重要課題。而個體心理健康受多種因素影響，如社會因素、家庭因素和學校因素，其中家庭因素和學校因素對大學生心理健康的影響較為重要。

家庭是個體首先接觸的環境因素，是自我成長和心理發展的開端，父母是作為個體社會化過程中的重要他者，對大學生身心發展起至關重要的作用，其中在教養過程中父母教養方式是重要的影響因素之一，它主要指父母撫養子女時的情感氛圍或促進子女社會化過程中的特殊行為，［1］對個體的知、情、意、行產生深遠影響。［2］總體而言，積極的教養方式能夠促進個體更好的發展，使個體更加獨立、自信，并促進人際關系良性發展，心理健康水平較高；反之消極的教養方式會增加個體消極情緒發生概率，并可能產生不適當的行為（如物質濫用、逃學甚至自殺等），缺乏責任感，心理健康水平較低。Mckinney 等調查了教養方式和大學適應之間的關系，研究發現權威型（authoritativeness）教養方式越高，大學適應越好，抑郁情緒水平較低；但相對于男孩而言，權威型教養方式會增加女孩的焦慮和抑郁情緒。［3］然而一些學者指出，權威型教養方式和拒絕-忽視型教養方式（rejecting-neglecting）對自殺傾向有顯著正向作用。［4］因此，需進一步探索性別在不同教養方式和結果之間的差異，以及權威型教養方式對個體的作用效果。

當個體逐漸從家庭中“脫離”后，便進入到學校環境中，接受學校教育，進一步發展個體社會化。在學校背景下，歸屬感被認為是與學生各種學習和生活質量相關的基本心理結構，它是人類的基本動機，所有個體天生都渴望與他人形成并保持積極的關系，其中Goodenow等將學校歸屬感定義為學生個人感知在學校環境中被他人接受、尊重、包容和支持的程度，是情感和心理上的認同和投入。［5］以往研究表明，學校歸屬感與學術能力、社會習慣、情緒健康以及心理健康有關。［6］當學生經歷過忽視和拒絕（尤其是同齡人和老師），學生可能在學術能力、社會交往和心理健康水平上都處于劣勢，甚至會產生更嚴重的心理和行為問題，如攻擊性行為、社會壓力和抑郁等。［7］因此，具有較高學校歸屬感的個體易產生積極情緒，如快樂和滿足；而低歸屬感或缺乏歸屬感往往與負面情緒有關，如抑郁、焦慮和孤獨。［8］

一、研究方法

（一）研究對象

采用方便取樣法對東北三省12所高校（遼寧省4所，吉林省6所，黑龍江省2所）的大學生進行數據收集，所有被試均在知情同意的情況下以自我報告的形式進行線上填答，共計回收有效問卷1 822 份。其中男生648 人，占35.6%；女生1 174人，占64.4%。本科生1 079 人，占59.2%；專科生743 人，占40.8%。2021 級學生826 人，占45.3%；2020級學生567人，占31.1%；2019級學生338人，占18.6%；2018級學生91人，占5.0%。

（二）研究工具

1.父母教養方式問卷

父母教養方式量表采用Arrindell 等開發，由蔣獎等進行修訂，共21 題目，分為父親和母親兩個版本，題目內容相同，包括拒絕型（如父/母親經常當著別人的面批評我既懶惰又無用）、情感溫暖型（當遇到不順心的事時，我能感到父/母親在盡量鼓勵我，使我得到安慰）和過度保護型（如父/母親不允許我做一些其他孩子可以做的事情，因為害怕我會出事）三個維度。［9］采用李克特4點計分，1表示從不，4表示總是，其中17題為反向計分題，各維度得分越高，表示相應的教養方式越強。在本研究中內部一致性α系數為0.884。

2.學校歸屬感問卷

采用包克冰和徐琴美等修訂的學校歸屬感問卷，共15 道題目（如我樂意成為學校里的一分子），采用李克特5點計分，1表示完全不同意，5表示完全同意，得分越高表示學校歸屬感越強。［10］在本研究中內部一致性α系數為0.879。

3.焦慮自評量表

采用Zung 編制的焦慮自評量表（SAS），共20個題目（如我容易心里煩亂或覺得驚恐），采用李克特4點計分方式（1代表無或少許時間，2代表部分時間，3 代表經常，4 代表總是），分數越高則焦慮癥狀水平越強。［11］在本研究中內部一致性α系數為0.796。

4.抑郁自評量表

采用Zung 編制的抑郁自評量表（SDS），共20個題目（如我覺得悶悶不樂，情緒低沉），采用李克特4點計分方式（1代表無或少許時間，2代表部分時間，3 代表經常，4 代表總是），分數越高表明抑郁癥狀水平越強。［12］在本研究中，SDS的內部一致性系數α為0.859。

5.控制變量

本研究以性別、學歷和年級作為控制變量。性別作為虛擬變量，男性編碼為1，女性編碼為2；學歷：專科編碼為0，本科編碼為1，碩士編碼為2；年級：2021 級編碼為1，2020 級編碼為2，2019 級編碼為3，2018級編碼為4。

6.數據處理

采用SPSS 21.0 軟件對所得數據進行共同方法偏差檢驗、相關分析、獨立樣本t檢驗、單因素方差分析和回歸分析。

二、研究結果

（一）共同方法偏差

由于所獲得的數據均來自學生自評，可能存在共同方法偏差。因此，本研究采用Harman 單因子檢驗方法，將抑郁自評量表、焦慮自評量表、父母教養方式和學校歸屬感量表所有題目放在一起進行探索性因子分析。結果顯示，在未旋轉時第一個因子解釋的變異量為19.80%，小于40%，說明不存在嚴重的同源偏差問題。

（二）描述性統計與相關分析

各變量的均值、標準差及其相關系數如表1所示。由表1 可以看出，父親和母親對孩子的教養方式的相關系數在0.84 ～0.92 之間，說明一個家庭中父親與母親對孩子的教養方式存在一致性，其余觀測變量的相關系數在-0.01 ～0.49之間，呈中等程度及以下相關，說明焦慮、抑郁和父母教養方式為不同的構念，具有概念獨立性。抑郁與焦慮成顯著正相關（r=0.49，p＜0.01），與學校歸屬感成顯著負相關（r=-0.38，p＜0.01），與（父/母）拒絕型教養方式成顯著正相關（r=0.21/0.25，p＜0.01），與（父/母）情感溫暖型教養方式成顯著負相關（r=-0.33/-0.35 ，p＜0.01），與（父/母）過度保護型教養方式相關性不顯著（r=0.03/0.04，p＞0.05）。同時，焦慮與學校歸屬感成顯著負相關（r=-0.31，p＜0.01），與（父/母）拒絕教養型方式成顯著正相關（r=0.25/0.26，p＜0.01），與（父/母）情感溫暖型教養方式成顯著負相關（r=-0.26/-0.27，p＜0.01），與（父/母）過度保護型教養方式相關性不顯著（r=0.08 0.08，p＞0.05）。

表1 各變量的均值、標準差及其相關系數

（三）心理健康問題檢出率

由表2可以看出，在疫情防控常態化下，學生抑郁情緒總檢出率為44.71%，焦慮情緒總檢出率為16.68%，從整體上來看學生的情緒狀態并不穩定（不排除會出現“假陽性”等個別情況）。其中中度和重度抑郁情緒占12.51%，中度和重度焦慮情緒占5.15%，這部分學生群體需要學校和家庭著重關注，避免出現極端行為。

表2 焦慮情緒和抑郁情緒檢出比例

（四）人口統計學差異分析

1.性別差異分析

獨立樣本t檢驗的結果表明（見表3），抑郁情緒存在性別差異（t=-2.28，p=0.03）。其中女生的抑郁情緒顯著高于男生。而焦慮情緒不存在顯著的性別差異（t=1.65，p=0.10）。

表3 焦慮情緒和抑郁情緒的性別差異

2.年級差異分析

單因素方差分析的結果表明（見表4），抑郁情緒存在年級差異（F=9.62，p＜0.001），其中大四學生抑郁情緒水平顯著高于其他三個年級的抑郁情緒水平。而焦慮水平在年級上不存在顯著性差異。

表4 焦慮和抑郁情緒的年級差異

（五）回歸分析

本文以抑郁情緒（SDS）為因變量，三種教養方式（拒絕型、情感溫暖型和過度保護型）和學校歸屬感為自變量建立多元線性回歸模型，結果發現可決系數R2為0.20，調整后的R2為0.19，表明學校歸屬感和三種教養方式可以解釋抑郁情緒的20%的變異。F=109.96，在0.001 水平上顯著，表明在p＜0.001 的顯著性水平下模型回歸系數顯著。方差膨脹因子VIF 值均小于10，不存在多重共線性問題。回歸分析結果顯示（見表5），學校歸屬感、拒絕型和情感溫暖型教養方式能顯著正向或負向預測抑郁情緒，而過度保護型教養方式不能顯著預測抑郁情緒。因此，采用回歸法得到多元回歸方程為：SDS＝49.63-0.32×學校歸屬感-0.24×情感溫暖型教養方式+0.19×拒絕型教養方式。

表5 學校歸屬感和父母教養方式對抑郁情緒的回歸分析

同上，以焦慮情緒（SAS）為因變量，三種教養方式（拒絕型、情感溫暖型和過度保護型）和學校歸屬感為自變量建立多元線性回歸模型，結果發現可決系數R2為0.14，調整后的R2為0.14，表明學校歸屬感和三種教養方式可以解釋焦慮情緒的14%的變異。F=76.36，在0.001 水平上顯著，表明在p＜0.001 的顯著性水平下模型回歸系數顯著。方差膨脹因子VIF 值均小于10，不存在多重共線性問題。回歸分析結果顯示（見表6），學校歸屬感、拒絕型和情感溫暖型教養方式能顯著正向或負向預測焦慮情緒，而過度保護型教養方式不能顯著預測焦慮情緒。因此，采用回歸法得到多元回歸方程為：SAS＝42.13-0.19×學校歸屬感-0.11×情感溫暖型教養方式+0.27×拒絕型教養方式。

表6 學校歸屬感和父母教養方式對焦慮情緒的回歸分析

三、討論與結論

（一）討論

1.心理健康狀況不容樂觀

健康的核心是心理健康，心理健康通常以情緒作出反應，因此可通過焦慮和抑郁情緒狀況來反映學生的心理健康狀況。從研究結果來看，抑郁情緒總檢出率為44.71%，其中中度及以上抑郁情緒占總人數的12.51%；焦慮情緒總檢出率為16.68%，其中中度和重度焦慮情緒占5.15%，此研究結果與劉海娟等相似，均發現疫情期間學生消極情緒表現明顯。［13］同時，根據研究結果還可以發現，女生的抑郁情緒水平顯著高于男生，與以往的研究相一致，如Barton等指出女生比男生患抑郁癥的可能性更大。［14］其原因可能在于女生心思縝密，受外界環境刺激更敏感，因此情緒波動比男生大；大四年級的學生抑郁情緒顯著高于其他三個年級的學生，其原因可能面臨多種壓力，如學業論文壓力、就業壓力等，因而造成抑郁情緒較重。綜上，所調查的東北三省12 所高校學生心理健康狀況整體不容樂觀，需要予以重視，家庭和學校要密切關注學生情緒變化，及時做好心理疏導工作，避免極端事件發生。

2.父母教養方式和學校歸屬感對心理健康有顯著影響

研究結果顯示，情感溫暖型教養方式與焦慮、抑郁情緒有顯著負相關性，拒絕型教養方式與焦慮、抑郁情緒有顯著正相關性，進而表明積極的教養方式有助于提高學生的心理健康水平，反之消極的教養方式會降低學生的心理健康水平，該研究結果與以往研究結果保持了一致性，即積極的育兒方式，如“情感溫暖型”和“支持型”教養方式顯著負向地預測了青少年的自殺傾向，而消極的育兒方式，如“權威型”和“拒絕-忽視型”顯著正向地預測青少年的自殺傾向。［15-16］一個問題孩子的背后，大概率會有一個有問題的家庭，由此可見，父母教養方式的重要性。良好的家庭教育環境能夠給予孩子足夠的情感溫暖和安全感，促進孩子形成自信、樂觀等積極心理品質，提高心理彈性，面對挫折或困難時，也能采取積極的應對方式，減少過度負面情緒的出現和避免極端行為的發生。同時研究結果顯示，過度保護型教養方式對焦慮和抑郁情緒沒有顯著影響，與劉彩茹等研究結果相矛盾，其研究結果顯示過度保護教養方式與焦慮和抑郁情緒存在顯著正相關，［17］需要進一步探索。而其他研究者發現，過度保護教養方式與主動攻擊型行為存在顯著正相關和心理健康存在顯著正相關，［18］因此推測過度保護型教養方式可能對外顯行為和整體心理健康影響更大，而對于特定的情緒影響較小。

研究結果顯示，學校歸屬感對焦慮和抑郁情緒有顯著的負相關，與以往研究結果相一致。［19-21］具體而言，抑郁、焦慮與低水平的學校歸屬感成正相關，反之成負相關。當學生認同、喜歡自己的學校就會產生強烈的歸屬感，而學校歸屬感作為一種心理健康保護因素，是個人心理成長和幸福的基本心理需求，這種需求的存在可以增強心理健康。按照埃里克森發展理論的觀點可以得出，大學生正處于獲得親密感避免孤獨感階段，當有了強烈的歸屬感后，人際關系會得以順利發展，會減少因孤獨帶來的負面情緒；同時，馬斯洛需求層次理論也進一步證實上面的推測，學生有歸屬與愛的需求（即社交需求），當需求沒有得到滿足時，有機體會出現失衡的狀態，進而產生緊張、焦慮和抑郁等負面情緒，因此具有高水平的歸屬感的個體可以有效降低負面情緒的產生。為此，通過營造良好的學校氛圍，提高學生對學校的認同感，增加情感和行為投入，產生高水平的學校歸屬感，是緩解學生負面情緒的有效手段，進而提高學生整體心理健康水平。

（二）結論

父母教養方式和學校歸屬感是影響大學生心理健康的重要因素。本研究從家庭和學校視角出發，驗證父母教養方式和學校歸屬感對大學生心理健康影響的重要性，為家校共育提供了有力的證據。因此，可以將研究結果作為依據，一是為高校思想政治教育工作和心理健康教育工作提供理論依據，如針對目前學生普遍存在的情緒問題，學校需及時進行疏導與干預；二是加強學校與家庭之間的聯結，提出以學校為主陣地、家庭為關鍵、學生為主體的家校共育模式。家校共育模式主要體現兩方面的意義：一方面，通過不斷強化家庭和學校之間的聯結，可以促進科學管理，如每年學校都會開展心理篩查工作，對某些存在嚴重心理問題的學生需要及時與家長進行溝通和配合，學校能夠全面了解學生的成長環境和心理訴求等，建立科學化和差異化的管理；另一方面，強化雙方責任意識，在共同培養目標下的家校共育有助于雙方認可度的增強和責任意識的提升，學校要提高心理健康文化氛圍，全力做好心理輔導工作，建立健全危機處理機制，如建立家—校二級預警機制；家庭則需要營造溫暖并且充滿關懷與安全感的氛圍，提高個體心理韌性和幸福感，通過家校共育，形成合力共同提高大學生的心理健康水平。最后可依據研究結果設計一種圍繞家庭和學校方面的預防和干預方法或方案，來維護學生心理健康和提高幸福感。