‘悅納進取”視角下研究生心理健康現狀及影響因素研究

引言

健康的心理狀況是研究生成長與發展的基本保證，培養研究生良好的心理健康狀態是研究生教育的核心問題。目前，針對研究生心理健康的相關研究多集中在心理健康問題及其對策方面，且心理健康水平的測度方法相對單一，廣泛選用西方心理學中的測評量表，極少從中國本土文化的視角出發對研究生心理健康問題展開探討。此外，不少學者也對研究生心理健康問題的應對策略進行了研究，但針對引起問題的影響因素卻研究較少。本文基于中國傳統文化思想，試圖從“悅納進取”的測度標準，對我國研究生的心理健康狀況進行分析，并圍繞引起心理健康問題的影響因素展開探討。本研究有助于從多個層面客觀地識別我國研究生心理健康問題及其成因。

、“悅納進取”相關概述

“接納”一直被心理學研究領域高度關注，國外學者已經對“接納”的概念及定義開展了多方面研究。研究普遍認為“接納”不僅包括接納自我，還包括接納他人、社會及主觀體驗。行為主義及認知流派的學者認為“接納”除了“接納意愿”外，還包含“接納后的行動”。迄今為止，心理健康標準、自我實現理論、積極心理學、心理彈性理論等研究中均廣泛涉及“接納”的理念，可見其對維護人們心理健康狀況有著積極影響[1-4]。我國學者借鑒了西方心理學有關“接納”的研究成果，并結合中國古代文化和哲學思想，在1983年的《學生心理健康標準及其維護》一文中最早提出“悅納”這一概念。之后，戴吉等人又將“悅納”和“進取”進行有機結合，提出“悅納進取”一詞（PositiveAcceptanceandStriving）[5]。由于中西方在世界觀、人生觀和價值觀上存在較大差異，其對“悅納進取”的認定標準上也有所不同[。“悅納”可理解為“愉快、喜悅地接納”，是一種不抵抗不否定的全然接受。“進取”不僅包含努力向上的心態和積極投入的意愿，還代表著“悅納”之后所采取的具體行動。“悅納進取”可理解為結合中國特色而體現的“接納與行動”的二維過程。與此同時，在心理學研究“本土化”的帶動下，越來越多國內心理學家也關注到“悅納”和“進取”對于促進和維護心理健康的重要影響[7-8]。

二、研究內容與研究方法

本研究采用多階段整群抽樣法，于2023年5—7月，選取成都市普通高等院校的在校研究生為研究對象，共發放1003份問卷，剔除無效問卷，回收有效問卷984份，有效回收率 98.1‰ 其中男生404人 （41.1%） ，女生580人0 58.9% ）；理工類517人（ 52.5%） ，文史類467人 （47.5%） ；研一458人（ 46.5% ），研二271人 （27.5%） ，研三255人中 26.0%） ；農村435人 （44.2%） ，縣級及以上城市549人（55.8%） 。

本文選取戴吉等編制的悅納進取量表[，問卷采用李克特5分量表計分（ ?1= 非常不符合、 2= 不太符合、 3= 一般、4= 比較符合、 5= 完全符合）。在運用問卷調查法分析研究生悅納進取心理健康現狀的基礎上，結合現有文獻，構建研究生悅納進取影響因素指標的2基本框架。通過問卷咨詢的形式，選擇研究生群體對現有指標進行初步篩選，最終依據專家咨詢法，確定研究生悅納進取影響因素指標體系的具體內容。本文以SPSS21.0為統計分析的主要軟件工具。首先，通過描述性統計分析及差異分析（獨立樣本T檢驗和單因素方差分析）探究研究生悅納進取心理健康現狀；其次，以多元線性回歸分析為主要方法，探究研究生悅納進取心理健康的影響因素；最后，針對不同悅納進取水平的研究生群體，通過逐步線性回歸分析悅納進取心理健康影響因素。

三、研究結果

（一）研究生“悅納進取”心理健康現狀分析

1.信效度分析

本文采用克隆巴赫系數檢驗問卷信度。量表整體的克隆巴赫系數為0.878，悅納維度和進取維度的克隆巴赫系數分別為0.826、0.798，該系數均 gt;0.7 ，說明問卷內部一致性較好，使用該問卷獲得的信息可靠。

對所得數據進行因子分析。樣本適當性檢驗和巴特利球形檢驗顯示，KMO值為0.909， Plt;0.001 ，說明Bartlett球形檢驗有統計學意義，結構效度較好。

2.研究生悅納進取心理健康總體現狀

以統計分析軟件SPSS21.0為分析工具進行統計分析，調查結果顯示，見表 1 （1）本次研究采用李克特五級評分量表，借鑒周宏珍等學者的研究[1]，取3分為理論中值，發現研究生的悅納進取水平得分均值 gt;3 ，處于中等偏上水平；（2）分別從悅納和進取兩個維度分析發現，研究生悅納水平得分均值為3.47，研究生進取水平得分均值為3.50，略高于研究生悅納水平。該結果低于高職護生悅納水平（3.71±0.62） 、進取水平（ 3.68±0.52， [；（3）從6個子維度做具體分析，研究生自我接納的得分均值為3.79，挫折接納的得分均值為3.20，兩者對比差異明顯，意味著研究生挫折接納水平還有待提高。從進取維度分析可得，主動規劃和行動活力得分均值相差較小，相比前兩者，注重過程得分相對較低。

3.不同人口學特征研究生悅納進取狀況分析

以統計分析軟件SPSS21.0為分析工具對所得數據進行參數檢驗，本研究通過T檢驗分析以確定性別、專業、生源地在悅納維度（自我接納、社會接納、挫折接納）和進取維度（主動規劃、行動活力、注重過程）的顯著差異。通過單因素方差分析比較不同年級的研究生在6個維度以及量表整體的差異。

（1）性別和專業差異分析

根據獨立樣本T檢驗的結果發現，性別和專業在悅納和進取的6個子維度、兩個分維度以及量表整體上的獨立樣本T檢驗的P值均 gt;0.05 意味著不同性別和不同專業的悅納進取水平無顯著性差異，說明性別和專業不會影響研究生悅納進取水平。

（2）生源地差異分析

研究結果顯示，農村和縣級及以上城市在社會接納、挫折接納、主動規劃、行動活力、注重過程5個維度的獨立樣本T檢驗的P值均 gt;0.05 ，在悅納維度和進取維度及量表整體的獨立樣本T檢驗的P值均 gt;0.05 ，意味著農村和縣級及以上城市在5個維度上及其量表整體上無顯著性差異，說明生源地不會影響研究生在社會接納、挫折接納、主動規劃、行動活力、注重過程5個維度的心理健康水平。

農村和縣級及以上城市在自我接納維度的獨立樣本T檢驗的P值 lt;0.05 ，意味著不同生源地的研究生自我接納水平存在差異，說明不同生源地研究生自我接納水平不同。研究表明生源地為縣級及以上城市的研究生自我接納水平更高。

（3）年級差異分析

研究結果得出，年級在自我接納、社會接納、挫折接納、主動規劃4個維度的P值均 gt;0.05 ，在悅納維度和進取維度及量表整體的獨立樣本T檢驗的P值均 gt;0.05 ，意味著年級在這4個維度上及其量表整體上無顯著性差異。

年級在行動活力、注重過程維度的P值均 lt;0.05 ，意味著不同年級的研究生行動活力水平和注重過程水平存在差異，說明年級會影響研究生行動活力水平和注重過程水平。對于有顯著性差異的維度進行多重比較發現，研究生在行動活力水平方面表現為研三lt;研一lt;研二。這表明研究生二年級的學生行動活力水平最高，研究生三年級的學生行動活力水平最低。同樣，經多重比較發現，研究生的注重過程水平表現為研三lt;研二lt;研一。這表明隨著年級的上升，研究生注重過程的水平越來越低，說明研三的學生更加關注事情發展的結果。

（二）研究生“悅納進取”心理健康影響因素分析

1.研究生“悅納進取”心理健康影響因素指標體系構建

結合現有文獻分析，初步選取研究生悅納進取影響因素指標，構建包括家庭狀況、學業情況、社會關系、個人經歷等四大指標體系的基本框架。并通過仔細閱讀文獻對一級指標進行進一步解讀，擴充其二級和三級指標，最終形成4個一級指標、15個二級指標、48個三級指標的體系結構。

通過兩輪咨詢確定最終指標。首先選取150名研究生發放咨詢問卷，通過均值法、比較均值法、變異系數法、信效度分析等方法對咨詢問卷結果進行分析，對平均數 gt; 3.0，標準差 lt;1.0 ，變異系數 lt;0.25 的二級指標及其對應的三級指標予以保留；其次采取線上調研的形式選取32位從事研究生教育的專家開展咨詢，進行二輪指標篩選，使用變異系數法對變異系數 gt;25% 的三級指標予以刪除，并刪除對應的二級指標。最終保留10個二級指標，30個三級指標，見表 2

2.研究生“悅納進取”心理健康影響因素分析

基于研究生“悅納進取”心理健康水平現狀調研的984名研究生，選取其中500名做回訪調查，問卷內容包括家庭狀況、學業情況、社會關系、個人經歷4個方面，涉及10個二級指標、30個三級指標，問卷采用李克特5分量表進行計分（ 非常不符合、 2= 不太符合、 3= 一般、 4= 比較符合、 5= 完全符合）。發放問卷500份，回收489份，回收率為 97.8%₀ 本次測量中該量表的克隆巴赫系數為 0.881

以悅納進取水平均分為因變量，皮爾遜相關性分析檢驗中有統計學意義的指標納入后續模型中，分別以一級指標和二級指標為自變量做多元線性回歸分析。

篩選出一級指標中的家庭狀況、學業情況、社會關系、個人經歷為自變量進行多元線性回歸分析。多重線性回歸方程檢驗 R²=0.453 ， _F=101.777 ， Plt;0.001 ， VIFlt;5 ，說明方程擬合較好。根據多重線性回歸統計分析結果，見表3，個人經歷在悅納進取整體水平上的P值 gt;0.05 ，意味著個人經歷不會影響研究生悅納進取水平。家庭狀況、學業情況、社會關系在悅納進取整體水平上的P值均 lt;0.05 ，且標準化系數Beta值均 gt;0 ，意味著上述3個自變量對研究生悅納進取水平存在正向影響關系。根據標準化系數的大小發現，上述因素對研究生悅納進取的影響重要程度依次為社會關系、家庭狀況、學業情況。

篩除二級指標中不具有統計學意義的重大挫折經歷。以剩余9個二級指標為自變量做逐步線性回歸分析。逐步線性回歸方程檢驗 R²=0.451 ， F=67.767 ， Plt;0.001 ，VIFlt;5 ，說明方程擬合較好。根據逐步線性回歸模型擬合結果發現，見表4，家庭氛圍、家庭教養、學習情況、學業競爭、朋友關系、師生關系在悅納進取整體水平上的P值均 lt;0.05

且標準化系數Beta值均 gt;0 ，意味著上述6個自變量是最終可以顯著正向影響研究生悅納進取水平的自變量。根據標準化系數的大小發現，朋友關系對研究生悅納進取水平影響最顯著，家庭教養對研究生悅納進取水平影響較小。戴吉也得出了類似結論，相比戴吉對大學生悅納進取影響因素的研究，本文納入了更多的變量，發現朋友關系和師生關系也是研究生悅納進取的重要影響因子。

3.不同悅納進取水平的研究生群體的悅納進取心理健康影響因素分析

使用統計學方法進行分組，并基于分組統計結果，分別對雙高組、雙低組及高悅納低進取組、高進取低悅納組進行逐步線性回歸分析。尤其對于高悅納低進取組和高進取低悅納組的研究生群體，分別對相關性分析檢驗中具有統計學意義的指標與悅納、進取兩個維度做逐步線性回歸分析，探究不同水平研究生群體的悅納進取的具體影響因素。

（1）分組情況

依據統計學分組方法，對研究生悅納總分和進取總分進行計算，按照高分和低分的 27% 分組進行劃分。根據悅納得分分組如下：高分組146人，占比 29.86% ，低分組140人，占 28.63% ，中間組有203人，占比 41.51‰ 以進取得分分組如下：高分組有157人，占比 32.11% ，低分組有150人，占比 30.67% ，中間組有182人，占比 37.22‰ 最終形成4個分組，即雙高組（高悅納高進取組）、雙低組（低悅納低進取組）、高悅納低進取組及高進取低悅納組。其中，雙高組129人，占比 26.38%_0.0 雙低組81人，占比 16.56‰ 高悅納低進取組55人，占 11.25‰ 高進取低悅納組12人，占比 2.45%_0.

（2）雙高組研究生悅納進取心理健康影響因素

根據逐步線性回歸模型擬合結果發現，對于雙高組的研究生，朋友關系、學習情況、重大挫折經歷、家庭經濟在悅納進取整體水平上的P值均 lt;0.001 ，意味著上述4個自變量是最終可以顯著影響研究生悅納進取水平的自變量。朋友關系、學習情況、家庭經濟標準化系數Beta值均 gt;0 5與悅納進取水平呈現正向影響關系。重大挫折經歷標準化系數Beta值 lt;0 ，與悅納進取水平存在負向影響關系。朋友關系對研究生悅納進取水平影響最顯著，家庭經濟對該群體悅納進取水平影響較小。

（3）雙低組研究生悅納進取心理健康影響因素

根據逐步線性回歸統計分析結果，對于雙低組的研究生，社會工作經歷、家庭經濟在悅納進取整體水平上的P值 lt;0.05 ，且標準化系數Beta值均 gt;0 ，意味著上述兩個自變量對研究生悅納進取水平存在正向影響關系，且社會工作經歷對雙低組研究生悅納進取水平的影響更顯著。

（4）高悅納低進取組研究生悅納進取心理健康影響因素

首先，以悅納水平均分為因變量，家庭氛圍和重大挫折經歷為自變量進行逐步線性回歸分析。結果顯示，家庭氛圍在悅納水平上的P值 lt;0.001 ，且標準化系數Beta值均 gt;0 ，意味著家庭氛圍對該研究生群體悅納水平存在正向影響關系；其次，以進取水平均分為因變量，學習情況為自變量進行逐步線性回歸分析。結果表明，學習情況在進取水平上的P值 lt;0.01 ，且標準化系數Beta值均 gt;0 ，意味著學習情況對該研究生群體進取水平存在正向影響關系。

（5）高進取低悅納組研究生悅納進取心理健康影響因素

對高進取低悅納組研究生，使用現有二級影響指標與悅納均分做相關性分析，結果顯示已有指標不具統計學意義。故本文只做進取維度的回歸分析，以進取水平均分為因變量，家庭教養為自變量進行逐步線性回歸分析。結果表明，家庭教養在進取水平上的P值 lt;0.05 ，且標準化系數Beta值均 gt;0 ，意味著家庭教養對該研究生群體進取水平存在正向影響關系。

四、結論與討論

（一）結論

本研究在中國文化背景下，選取“悅納進取”量表調查研究生悅納進取心理健康水平。結合文獻分析、專家咨詢等方法，構建研究生悅納進取影響因素指標體系。通過描述性統計、差異分析、多元線性回歸分析等方法探究了研究生悅納進取心理健康水平現狀及其影響因素，得到結論如下：

1.研究生的悅納進取水平中等偏上，且進取水平略高于悅納水平。研究生挫折接納水平和注重過程水平還有待提高。

2.不同性別和專業的研究生悅納進取水平不存在顯著差異。不同生源地的研究生自我接納水平差異顯著，縣級及以上城市的研究生自我接納水平更高。不同年級的研究生行動活力水平和注重過程水平差異顯著。在行動活力方面，表現為研三 lt; 研一lt;研二，在注重過程方面，表現為研三lt;研二lt;研一。

3.從總體來看，家庭狀況、學業情況、社會關系是研究生悅納進取心理健康的主要影響因素。具體而言，家庭氛圍、家庭教養、學習情況、學業競爭、朋友關系、師生關系越好，研究生悅納進取水平越高。

4.針對不同悅納進取水平的研究生分析發現：（1）雙高組研究生：朋友關系、學習情況、家庭經濟、重大挫折經歷是影響該研究生群體悅納進取水平的重要因素，朋友關系越好、學習情況優異、家庭經濟條件越好、重大挫折經歷越少的研究生悅納進取水平越高；（2）雙低組研究生：社會工作經歷、家庭經濟是影響雙低組研究生悅納進取水平的關鍵因素，社會工作經歷越少、家庭經濟條件較差的研究生悅納進取水平越低，且社會工作經歷影響程度較大；（3）高悅納低進取組：家庭氛圍是影響高悅納低進取組研究生悅納水平的主要因素，即家庭氛圍越好，研究生悅納水平越高。學習情況是影響高悅納低進取組研究生進取水平的主要因素，即學習情況得分低的研究生進取水平越低；（4）高進取低悅納組研究生：家庭教養是影響高進取低悅納組研究生進取水平的主要因素，即家庭教養越好，研究生進取水平越高。

（二）討論

本研究在樣本選取上，受到資源、環境及成本的影響，被試者在范圍及數量上都受到局限，研究結果存在鮮明的地域性。本文劃分了不同悅納進取水平的研究生群體，但是并未針對人口統計學變量對不同群體做差異分析，也未對悅納進取水平相關影響因素的作用機制展開探討。今后研究需擴大調查范圍，有針對性地探討家庭狀況、學業情況、社會關系和個人經歷對悅納進取的影響機制，進一步驗證研究結果。此外，可以利用SEM及中介效應等模型方法進行細化研究，如對高悅納高進取組和低悅納低進取組的研究生開展悅納進取與學業效能感和生涯焦慮之間的關系，分析產生這種結果的深層次原因，提出針對措施，促進研究生悅納進取水平的提升。

結語

研究生面臨著學業、就業、生活等多重壓力，作為我國高層次人才的重要組成部分，承擔著多方面的社會責任。本文從本土化的“悅納進取”思想入手，測度我國研究生的心理健康狀況，探究其心理健康問題的影響因素，這對提升我國研究生心理健康水平、促進高校研究生心理健康教育改革具有一定的參考意義。

研究項目《“悅納進取”理念下研究生心理健康教育創新路徑研究——以成都理工大學為例》（項目編號：10800-000098165）的研究成果。

參考文獻：

[1]吳智育.大學生心理健康標準構建新探[J].學校黨建與思想教育，2011，（04）：78-79.

[2]桑志芹，魏杰，伏干.新時期下大學生心理健康標準的研究[J].江蘇高教，2015，（05）：27-30.

[3]林增學.心理健康結構維度的研究概述及理論構想[J].社會科學家，2000，（06）：64-68.

[4]陳麗.馬斯洛自我實現理論在培養大學生健全人格中的應用探析[J].黑龍江高教研究，2008，（04）：132-134.

[5]戴吉.悅納進取的理論構建與實證研究[D].中南大學，2013.

[6]戴吉，鄧云龍.心理健康標準的中國文化因素探析[J].求索，2013，（04）：132-134.

[7]鄧云龍，趙旻，王騫.悅納訪談一健康適應不良行為的糾治藝術[J].醫學與哲學（B），2014，35（01）：73-75.

[8]鄧云龍，周紅桂.悅納進取療法的理論和操作構建[J].中南大學學報（醫學版），2018，43（11）：1257-1262.

[9]戴吉，張玉桃，鄧云龍.悅納進取的理論構建及量表編制[J].中國臨床心理學雜志，2013，21（01）：9-12+16.

[10]周宏珍，盧慧琦，王曉艷，等.醫學研究生基本心理需要滿足現狀及其影響因素[J].實用醫學雜志，2023，39（06）：757-761.

[11]田夢，張秋麗.高職實習護生悅納進取與職業決策自我效能的關系研究[J].全科護理，2023，21（12）：1716-1718.

（作者單位：成都理工大學地理與規劃學院）

本文系2022年度成都理工大學學位與研究生教育教學改革

（責任編輯：宋宇靜）