1. 引言
中等职业教育是我国高中阶段教育的重要组成部分，在发展现代职业教育中具有基础性作用。职业高中学生(简称职高生)的学业发展、技能提高、身心健康应该得到每个教育工作者的重视。高中生处于身心快速发展的阶段，抑郁、焦虑等心理问题高发 [1] [2] 。然而以往研究多关注普通高中学生，对职高生的研究较少，因此本研究对职高生抑郁问题及其影响因素进行探讨。
全球范围内，抑郁症是人们面临的重大公共卫生问题，也是青少年面临的重大健康问题之一 [3] 。职高生作为高中学生中的一类特殊群体，因其学业成绩不太突出，容易缺失更多的机会，加之家庭教育方式不当，他们会容易缺乏自信、情绪消极，有研究通过SCL-90测查发现职高生在多个因子上得分均显著高于全国常模 [4] ，其抑郁情绪检出率也相对更高 [5] [6] ，值得更多关注。
自责倾向指当发生不如意的事情时，总是把问题归咎于自身的一种倾向，其根源是对失去别人的关爱与认可的不安，当学生感受到父母、教师、朋友的不认可时，往往容易形成自责，产生悲哀和忧郁的情绪 [7] 。研究发现，青少年抑郁情绪会受到自责因素的影响 [8] 。抑郁症自杀患者具有自责、情绪低落、消极等行为特征 [9] 。因此，本研究假设职高生的自责倾向与抑郁水平呈正相关。
除了直接引发抑郁情绪之外，自责情绪还会通过引起青少年的孤独感进而诱发抑郁情绪。有研究发现，自责这一适应不良的应对策略对学生孤独感有预测作用 [10] [11] 。此外，孤独感是来自人际压力的一种消极体验，其在抑郁的发生和发展过程中发挥着关键作用 [12] 。高职生因学业、家庭等各方面原因获得的社会支持较少，容易产生孤独的情绪 [13] [14] 。因此，本研究假设职高生的孤独倾向是其自责倾向对抑郁水平产生影响的中介变量。假设模型如图1所示。
2. 研究意义
职高生群体规模日益扩大，从近年来对职高生抑郁情况的调查发现，抑郁的检出率较高，是危害职高生心理健康的重要原因之一。自责倾向的个体倾向于过低评价自己，自我卑视，这种状态会加剧个体的抑郁情绪。职高生在学习专业技能知识的同时，随着自我意识的快速发展，会渴望得到别人的接纳和认可，渴望融入集体，建立起良好的人际关系。然而由于种种原因，有的个体常常难以保持良好健康的人际关系，由此诱发孤独感，长此以往，孤独感愈加严重，则容易引发抑郁。因此，减轻职高生的自责倾向、孤独倾向和抑郁倾向，提高他们的心理健康水平，是作为心理学工作者一项重要任务。本文试图通过研究自责倾向与抑郁倾向的关系，探讨孤独倾向的中介作用对抑郁的影响，探寻减轻抑郁的方法，为自责、抑郁、孤独的进一步的理论研究和职高生的心理健康教育工作提供依据。
3. 对象与方法
3.1. 研究对象
采用方便取样的方法，于2022年11月24日到11月27日选取湖北省襄阳市某所职业高中的高二学生为研究对象。最终获得问卷888份，经过筛选得到有效问卷796份，回收率为89.64%。其中，男生393人(49.4%)，女生403人(50.6%)；农村568名(71.4%)，城镇228名(28.6%)。平均年龄16.48 ± 0.54岁。
3.2. 研究工具
3.2.1. 心理健康诊断测验(MHT)
采用1991年华东师范大学周步成教授翻译并修订的《心理健康诊断测验》作为测验工具 [15] 。MHT由8个内容量表和1个效度量表构成，其中包括孤独倾向和自责倾向两个维度。选择“是”计1分，选择“否”计0分，各分量表≥8分表明被试在此单项上有明显症状，分量表≥3表明被试者在此单项上有一定症状。本研究中，孤独倾向维度的Cronbach’s α系数为0.801，自责倾向维度的Cronbach’s α系数为0.872。
3.2.2. 抑郁症筛查量表(PHQ-9)
采用Kroenke等提出的抑郁症筛查量表 [16] ，该量表以美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-IV)为参考标准，是一个包含9个条目的抑郁症自评工具。该量表评估被试过去两周的感受，每个条目采用4级评分，总分范围为0~27分，得分越高表明抑郁症状越严重 [17] 。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.890。
3.3. 共同方法偏差
由于所有数据均来源于学生自陈，因此在分析之前，采用Harman单因子方法进行了共同方法偏差检验。Harman单因子检验结果显示，特征根大于1的因子共有4个，且第一个因子的解释变异量是28.62%，小于临界标准40%，由此可知本研究不存在显著的共同方法偏差 [18] 。
4. 结果
4.1. 相关分析
采用皮尔逊相关分析，对自责倾向、孤独倾向和抑郁进行相关分析。结果如表1所示，自责倾向与孤独倾向显著正相关(r = 0.59，P < 0.001)，与抑郁显著正相关(r = 0.33，P < 0.001)。孤独倾向与抑郁水平显著正相关(r = 0.41，P < 0.001)。
Table 1. Describe statistics and related analysis results (N = 796)
表1. 描述统计及相关分析结果(N = 796)
注：*P < 0.05，**P < 0.01，***P < 0.01。
4.2. 孤独倾向的中介作用
如表2所示：自责倾向能够正向预测孤独倾向(β = 0.49，t = 20.30，P < 0.001)，孤独倾向也能够显著正向预测抑郁水平(β = 0.66，t = 8.21，P < 0.001)；放入孤独倾向后，自责倾向还能够直接预测高中生的抑郁水平(β = 0.23，t = 3.44，P < 0.001)，说明自责倾向对抑郁水平的直接预测作用以及孤独倾向在两者关系中的中介作用均显著。中介模型如图2所示。
Table 2. An intermediary model test of loneliness tendency
表2. 孤独倾向的中介模型检验
此外，使用偏差校正的百分位Bootstrap方法对直接效应及中介效应进行检验，结果如表3所示：95%置信区间(95% CI)不包含0，表明孤独倾向在自责倾向与抑郁水平中起部分中介作用。其直接效应(0.23)和间接效应(0.32)分别占自责倾向对抑郁水平总效应(0.55)的41.82%和58.18%。
Table 3. Test of direct effect and intermediary effect
表3. 直接效应及中介效应检验
Figure 2. Mediation model of loneliness tendency
图2. 孤独倾向中介作用模型图
5. 讨论
本研究中，抑郁的检出率为44.5%，低于2019年姜林辉对东莞市某校中职生的研究(57.8%)，也低于2021年李迎娣对中职生抑郁现状调查的研究(52.36%) [19] [20] 。可能是因为近年来，职高生的心理健康问题已引起了学校的高度重视，各类心理活动的开展，心理课程的探索，对学生的心理健康起到了积极的作用。本研究的抑郁检出率虽低于部分研究，但仍处于较高水平，可能是因为职高生的学习成绩不理想，导致其自我效能感较低，而自我效能感被认为是影响抑郁情绪的重要因素 [21] 。
本研究采用MHT及PHQ-9量表对大学生自责倾向、孤独倾向和抑郁之间的相关性进行了分析。结果表明，自责倾向与孤独倾向显著正相关(r = 0.59，P < 0.001)，与抑郁显著正相关(r = 0.33，P < 0.001)。可能是进入高中后，自我意识快速发展，更注重对自己进行体察和分析，因而在遇到负性的生活事件时，更倾向于从自身内部找原因，反复地思考，推敲自己的一言一行，或者反复地批评自己、责备自己，自信心不足，自责倾向的根源是缺乏关爱和认可而产生的不安情绪，较容易体验到孤独感 [22] 。在郑开梅的研究中，自责为引发抑郁的因素，自责的应对方式会加剧个体的抑郁 [23] 。
孤独倾向与抑郁显著正相关(r = 0.41，P < 0.001)。这可能是因为受孤独影响的大学生，更容易情绪低落，不愿和人交流，如果较长时间没有找到适当的宣泄渠道，这种状况一直得不到好转，则处于这种状态的大学生，更可能产生抑郁。在以往的研究中，孤独与抑郁情绪的关系比较复杂，二者并不总是呈正相关关系。在王希林的孤独、抑郁情绪及其相互关系一文的探讨中，孤独与抑郁呈正相关关系 [24] 。在Gerson和Perlmen的研究结果中显示，特质孤独与抑郁呈负相关。抑郁与孤独的相互关系可能受多种因素的影响，要获得进一步认识，还需深入研究。自责倾向对抑郁水平的直接预测作用以及孤独倾向在两者关系中的中介作用均显著。这和陈启山在高职生心理健康的研究中的部分结果一致 [25] 。提示我们可以通过减少自责倾向和孤独倾向降低职高生的抑郁水平，提升职高生的心理健康水平。
6. 结论
(1) 职高生的抑郁得分处于中等水平。
(2) 自责倾向与孤独倾向显著正相关，与抑郁显著正相关。
(3) 孤独倾向与抑郁显著正相关。
(4) 自责倾向对抑郁水平的直接预测作用以及孤独倾向在两者关系中的中介作用均显著。
(5) 孤独倾向在自责倾向与抑郁水平中起部分中介作用。
NOTES
*通讯作者。