1. 引言
自二十大以来，我国居民心理健康问题成为心理建设的热点问题1。正处于“拔节孕穗期”的初中生一直是教育发展中的重点对象，而初中生的心理健康问题也突显得尤为重要[1]。有研究表明，心理健康问题通常开始于青春期和成年早期[2]，如果放纵任其自由发展，心理问题可能会演化为较难治愈的心理疾病。由于中国心理学发展较晚，发展落后的地区可能存在不教育、不普及心理学知识的现象[3]。有关研究发现：2010~2020年期间，我国中学生因各种心理问题存在一年内认真地考虑过自杀的发生率为16.3% [4]，46.2%的初中生存在焦虑情绪，29.6%的初中生存在抑郁情绪[5]-[7]，而中国青少年非自杀性自伤总检出率为21.9% [8]。在这些情况下，如果学生能够积极自主地寻求专业的心理帮助来解决自己可见的心理问题时，可以在一定程度上有效解决其心理问题[9]。
心理咨询是寻求专业性心理帮助的一种最常见形式[10]。一般来说，求助态度是指主体积极主动地去寻求别人帮助的行为倾向，并且在普遍情况下，个体多数会选择以下两种方法来解决在当时情境中自己无法解决的情绪障碍或心理问题，一是向非心理专业人员(如家人、朋友，甚至网友等)通过交流沟通获取解决问题的方案；二是向从事心理专业的工作人员(如咨询师、社会工作者、心理学家或精神科医生等)寻求专业指导[11]。当个体遇到自己无法解决的严重心理障碍或情绪困扰等心理问题时，个体为解决问题选择向从事心理专业的咨询人员请求援助的意向往往被认为是专业性心理求助态度[12]。据相关研究证明，当学生积极自主地去寻求咨询师专业的心理帮助来解决自己可见的心理问题时，可以在一定程度上有效解决其心理问题[9]。事实上，哪怕在心理健康咨询服务容易获得的地方(例如，社区、学校)，学生寻求专业心理援助的意愿较低，需要进一步通过各种有效手段来提升其专业性心理求助态度[13]。雍那等人对南充市6所中学2219名学生进行调查研究发现，只有22.8%的学生在遇到心理问题时会愿意去寻求专业心理援助，但仅有3.8%的学生曾经接受过专业的心理援助[14]。对于求助或不求助的影响因素，夏勉将其归纳为三类：人口统计学变量、社会文化因素和心理因素，并且认为心理因素通过个体的内在表征影响当事人决策的所有外部因素，所以心理因素是一个重要的预测因素[15]。
不同领域的学者们对形象的内涵与形式有不用的解释，例如：形象是某种事物以视觉或听觉等形式使个体在头脑中形成对其的整体印象[16]。心理学形象是有关心理学的事物(包括心理学学科和心理学的专业人士)作用于感觉器官，经由个体在已有经验的基础上形成的对事物的整体认识，其个体具有独特的态度或理解度[17]。心理健康污名化理论认为个体对他人心理问题所引发的刻板印象会使他人的社会地位降低[18]。且现有研究表明，大学生对心理学形象评价越高，寻求心理求助的可能性也就越大[19] [20]，而大学生对心理学形象的刻板印象会阻碍大学生寻求专业的心理帮助[17]。而中学生心理学形象对其专业性心理求助态度也存在预测作用，据此提出假设1：中学生心理学形象越好，寻求专业性心理求助的可能性也就越大，反之亦然。
依照1999年颁布的《城市规划基本术语标准》中规定，城市指城镇，意指以非农业和非农业人口聚集为主要特征的居民点，包括按国家行政建制设立的市和镇，而我国现阶段县城恰巧符合上述特点[21]。故本研究将县城及城市划属为“城镇”范畴。通过阅览探究前人的研究结果，关于专业性心理求助态度的研究都集中在一线或二线经济较为发达的城市中，且主要体现在学生心理学形象与专业性心理求助态度之间的关系探讨上[19] [22]。根据社会认同理论，个体往往对自己所属的内群体有更多的积极评价，而将外群体则视为敌对对象，产生更多负面评价、怀疑与冲突[23]。多年来，我国逐步提高农村居民的教育和就业机会，推动城乡一体化发展：政府和教育行政部门对义务教育城乡学校投入[24]、师资管理及理念[25]、家庭教育[26]，从多方面帮助学生提升心理健康的认知水平。但已有研究发现，学生生活事件依然存在差异，而生活事件与城乡学生不同的心理健康水平有关[27]，导致对心理学形象了解不充分的学生对有心理问题的学生产生更多的负面评价。由此提出假设2：城乡来源在心理学形象与专业性心理求助态度之间起调节作用，即与乡村中学生相比，城镇中学生的心理学形象越好，越能提升其专业性心理求助态度。基于上述分析，我们构建了图1所示的调节效应模型。本研究拟通过问卷调查法，探究在校中学生对心理学形象的认知与其遇到心理问题时的专业性心理求助态度的关系，并检验城乡来源如何促进中学生心理高形象评价的专业性求助态度。
2. 方法
2.1. 被试
本研究使用G-power 3.1进行被试量估计[28]，计算出本研究需要153人的样本量可以在显著性水平(α)小于等于0.05和统计检验力(1 − β)为0.95时，检测出心理学形象和城乡来源中等大小的预测效应(f2 = 0.15)。考虑到潜在的人员流失，在河南省某三所中学随机选取200个研究对象，有效回收问卷185份，有效回收率为92.5%，其中女生88人(47.57%)，男生97人(52.43%)；城镇户口学生66人(35.68%)，农村户口学生119人(64.32%)；初一62人(33.51%)，初二64人(34.59%)，初三59人(31.89%)；家庭月收入普遍偏高，6000元以上有63人(70.43%)，4000~6000元之间有65人(35.1%)，2000元以下只有14人(7.57%)；在与心理学的接触经历中，更多的学生是通过间接接触心理学100人(54.1%)，直接接触到心理学只有15人(8.11%)。使用G*Power进行事后敏感性分析显示，该样本量(N = 185)提供了99%的统计检验力来检测f2 ≥ 0.15 (中等大小)的效应量。
Figure 1. A model of the moderating effect of urban or rural sources on the image of psychology and professional mental health help-seeking attitude
图1. 城乡来源对心理学形象与专业性心理求助态度的调节作用模型
2.2. 研究工具
2.2.1. 心理学形象问卷
心理学形象问卷共有19道题，每道题的评分根据从“完全不赞同”到“完全赞同”分别记为1~5分[19]。总分越高，说明被试对心理学形象的认知程度越好。该问卷的Cronbach’s α为0.88。
2.2.2. 专业心理求助态度问卷
该量表由Fischer等人编制[29]，并由郝志红、梁宝勇进行了更专业化的修订[30]，共29题，评定标准同上，个别题目为反向计分。总分越高表明个体在寻求专业性心理帮助的态度上越积极。该问卷的Cronbach’s α为0.81。
2.3. 数据处理
将收集好的问卷录入电脑，使用SPSS25.0统计软件对数据进行数据分析。
3. 研究结果
为避免后期发生不便的情况，本研究通过使用SPSS25.0，把反向计分的变量转化为新的正向计分的变量，因此，该量表所得数据的F值、相关系数等值也转变为正值。在此操作下，接下来的研究讨论不再做过多解释，默认专业性求助态度量表为正向计分进行讨论。并且为了控制共同方法偏差问题，采用Harman单因素因子检验法对数据进行共同方法偏差的检验，结果提取出特征根大于1的因子共19个，最大公因子的解释率为18.32% (低于40%)，不存在严重的共同方法偏差[31]。通过多重共线性检验发现所有预测变量的方差膨胀因子(VIF)不高于1.02，即不存在明显的多重共线性问题。
3.1. 心理学形象和专业性心理求助态度的描述性统计与差异分析检验
心理学形象和专业性心理求助态度的描述统计量及其在控制变量上的差异性见表1。以性别为自变量的单样本T检验结果表明，心理学形象的性别差异不显著，而以年级为自变量的方差分析结果表明，心理学形象的年级差异显著，F(2, 182) = 5.25，p<0.01，η2 = 0.06，七年级的心理学形象好于八年级、九年级的心理学形象。另外，心理学形象在家庭月收入[F(3, 181) = 5.07, p < 0.01, η2 = 0.08]、与心理学接触经历[F(2, 182) = 8.85, p < 0.001, η2 = 0.09]分布上存在显著差异：家庭月收入低于2000元的心理学形象评分低于家庭月收入4000~6000元及家庭月收入6000元以上的心理学形象评分，且家庭月收入2000~4000元的心理学形象评分低于家庭月收入6000元以上的心理学形象评分；直接接触心理学的心理学形象评分高于间接接触、没有接触过的心理学形象评分，且直接接触的心理学形象评分高于没有接触过的心理学形象评分。而心理学接触经历对专业性心理求助态度上，直接接触、间接接触的心理学形象评分都高于没有接触过的心理学形象评分[F(2, 182) =4.29, p < 0.001, η2 = 0.05]，但其他三个变量都没有显著差异。因此，在本研究中对年级、家庭月收入、与心理学接触经历这三个变量进行了控制。
Table 1. Descriptive statistics of psychological image and professional mental health help-seeking attitude and their differences in control variables
表1. 心理学形象和专业性心理求助态度的描述性统计及其在控制变量上的差异性检验
控制变量 (N = 185) |
心理学形象 |
专业性心理求助态度 |
M (SD) |
差异性检验/方差分析 |
M (SD) |
差异性检验/方差分析 |
t/F |
d/η2 |
t/F |
d/η2 |
性别 |
|
|
|
|
|
|
男n = 97 |
3.55 (0.60) |
−0.87 |
- |
3.46 (0.52) |
−1.49 |
- |
女n = 88 |
3.62 (0.49) |
|
|
3.57 (0.46) |
|
|
年级 |
|
|
|
|
|
|
七年级n = 62 |
3.75 (0.48) |
5.25** |
0.06 |
3.58 (0.56) |
0.86 |
- |
八年级n = 64 |
3.56 (0.58) |
|
|
3.47 (0.48) |
|
|
九年级n = 59 |
3.44 (0.55) |
|
|
3.49 (0.43) |
|
|
家庭月收入 |
|
|
|
|
|
|
2000元以下n = 14 |
3.17 (0.77) |
5.07** |
0.08 |
3.41 (0.64) |
0.95 |
- |
2000~4000元n = 43 |
3.35 (0.52) |
|
|
3.49 (0.38) |
|
|
4000~6000元n = 65 |
3.64 (0.49) |
|
|
3.47 (0.50) |
|
|
6000元以上n = 63 |
3.71 (0.52) |
|
|
3.59 (0.52) |
|
|
与心理学接触经历 |
|
|
|
|
|
|
直接接触n = 15 |
4.00 (0.55) |
8.85*** |
0.09 |
3.69 (0.63) |
4.29*** |
0.05 |
间接接触n = 100 |
3.64 (0.49) |
|
|
3.57 (0.48) |
|
|
没有接触过n = 70 |
3.41 (0.57) |
|
|
3.38 (0.46) |
|
|
均值 |
3.58 |
|
|
3.51 |
|
|
方差 |
0.30 |
|
|
0.24 |
|
|
3.2. 心理学形象、专业性心理求助态度与控制变量相关分析结果
本研究主要变量和控制变量的描述统计量以及相关分析结果见表2。由表2可知，年级、家庭月收入、与心理学接触经历、城乡来源与心理学形象呈显著正相关；与心理学接触经历、城乡来源、心理学形象与专业性心理求助态度呈显著正相关，其他变量与专业性心理求助态度均无显著相关。
Table 2. Descriptive statistics and correlation analysis of each variable
表2. 各变量的描述性统计和相关分析结果
变量 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
1) 年级 |
1.98 |
0.81 |
1 |
|
|
|
|
|
2) 家庭月收入 |
2.96 |
0.94 |
−0.09 |
1 |
|
|
|
|
3) 与心理学接触经历 |
2.30 |
0.61 |
−0.01 |
0.16** |
1 |
|
|
|
5) 城乡来源 |
0.64 |
0.48 |
−0.15* |
−0.11 |
0.07 |
1 |
|
|
4) 心理学形象 |
3.58 |
0.55 |
0.23** |
0.26** |
0.29** |
0.15** |
1 |
|
6) 专业性求助态度 |
3.51 |
0.49 |
−0.07 |
0.11 |
0.21** |
0.35** |
0.05 |
1 |
3.3. 城乡来源的调节效应分析
根据温忠麟等人的检验方法，对调节作用进行检验[32]。首先对自变量心理学形象进行中心化处理。然后，采用分层回归分析，在控制了人口学变量后，考察城乡来源对心理学形象与专业性心理求助态度的调节作用。如表3所示，第一层放入年级、家庭月收入、与心理学接触经历。第二层放入心理学形象和城乡来源，结果发现心理学形象(β = 0.31, p < 0.001)显著预测专业性心理求助态度，而城乡来源(β = 0.11, p > 0.05)预测不显著。第三层放入心理学形象和城乡来源的交互项，结果发现心理学形象(β = 0.32, p < 0.001)对专业性心理求助态度的预测显著，且交互项同样显著，表明城乡来源对心理学形象和专业性心理求助态度的调节作用显著(β = 0.16, p < 0.05)，ΔR2 = 0.04。
Table 3. Regression analysis with professional mental health help-seeking attitude as dependent variable
表3. 以专业性求助态度为因变量的回归分析(N = 185)
预测变量 |
模型1 |
模型2 |
模型3 |
β |
t |
β |
t |
β |
t |
年级 |
−0.07 |
−1.02 |
−0.01 |
0.23 |
0.02 |
0.24 |
家庭月收入 |
0.07 |
1.02 |
0.01 |
0.28 |
0.01 |
0.17 |
与心理学接触经历 |
−0.19 |
−2.64** |
−0.11 |
−1.55 |
−0.11 |
−1.47 |
心理学形象 |
|
|
0.31 |
4.22*** |
0.32 |
4.23*** |
城乡来源 |
|
|
0.11 |
1.60 |
0.10 |
1.39 |
心理学形象 × 城乡来源 |
|
|
|
|
0.16 |
2.39* |
R2 |
0.07* |
0.15*** |
0.19* |
ΔR2 |
0.07* |
0.08*** |
0.04* |
F |
2.72* |
4.78*** |
5.01*** |
注：表中报告的均为标准化系数。
为了更清晰地阐明城乡来源的调节效应，对城乡来源(城镇= 0，乡村 = 1)绘制了交互效应图(图2)。图中直线斜率反映了心理学形象对专业性心理求助态度影响的大小。简单斜率检验表明(Eric&Lawrence, 2006)，对于乡村来源的学生来说，随着心理学形象评分的增加，专业性心理求助态度表现出显著的上升趋势(simpleslope = 0.46, t = 5.05, p < 0.001)；而对于城镇来源的学生来说，心理学形象并不能显著预测专业性心理求助态度(simple slope = 0.11, t = 0.88, p > 0.05)。因此，结果表明，心理学形象与专业性心理求助态度的关系受到了城乡来源的调节作用。
Figure 2. The moderating effect of urban or rural sources on the image of psychology and professional mental health help-seeking attitude
图2. 城乡来源对心理学形象与专业性心理求助态度的调节作用
4. 讨论
本研究考察了中学生心理学形象与专业性心理求助态度的关系，检验了城乡来源的调节作用。结果发现，较低年级、家庭收入较高、与心理学接触较多的学生对心理学形象有较高评价，较高的心理学形象评价会提升专业性心理求助态度，这一结果与前人研究发现的结果一致[11]。有趣的是，来自农村学生的心理学形象评价以及专业性心理求助态度均高于来自城镇的学生。
对城乡来源调节作用的检验结果发现，在控制了年级、家庭月收入、与心理学接触经历3个变量后，心理学形象对专业性心理求助态度的预测作用受到子女性别的调节。对来自农村的学生而言，心理学形象评分越高，其专业性心理求助态度越好；而对来自城镇的学生而言，心理学形象并不能显著预测其专业性心理求助态度。
可能存在如下原因导致了城乡来源的调节作用。首先，来自农村的学生心理学形象评分较高时，通常对心理学有更好的了解，这可能会减少刻板印象或消极情绪(例如，怀疑治疗效果、不信任心理专业人员、对心理健康帮助没有信心、或试图忽视精神疾病)，从而提升对专业性心理求助态度[33]。另外，本研究中，对来自城镇的学生未发现心理学形象对其专业性心理求助态度的显著影响，我们推测可能是由于在城镇的家庭中独生子女偏多，更容易自力更生而非求助[34]；且在城镇更大的竞争压力下，一定程度上更担心丢脸[35]，因此心理学形象的评价水平不会对其专业性心理求助态度产生影响。其次，低评价心理学形象导致的寻求帮助污名化可能是调节作用的背后机制。寻求帮助的污名会影响其专业性心理求助态度[36]，甚至由于担心污名化，人们并不愿意在住所附近开设心理健康诊所或治疗中心[37]。本研究聚焦的专业性心理求助态度是针对学校情境，因此推测心理学形象较低的城镇学生可能更害怕在校园中因寻求专业性心理帮助所造成的污名，未来可能需要通过教育提升学生精神疾病认知、提高心理健康素养减少污名化态度，从而增强学生专业性心理求助态度[38]。第三，心理健康帮助的感知需求较低可能是心理学形象影响专业性心理求助态度的另一条路径。有研究发现，一些人没有充分认识到他们心理健康问题的严重性和对专业心理健康治疗的需求[39]，并企图将自己的心理健康问题正常化[40] [41]。我们推测，对于心理学形象评价高的农村来源学生来说，对心理学更为了解，对心理健康帮助的感知需求也可能较高，因此其专业性心理求助态度也更好。
研究证实了相较于来源于城镇的学生，来自于农村的学生心理学形象评价越高，其专业性心理求助态度越好。结合心理健康对于中学生的重要作用，我们认为需要通过多种途径着力提高专业性心理求助态度这一现象。近年来由于国家政府对心理健康的重视，心理健康课堂走进了乡村学校，让农村的孩子正确认识心理学，但仍需政府层面多设立公益组织，降低高昂的心理咨询或治疗费用，让更多家庭能够承受专业的心理健康帮助或治疗所带来的费用负担；学校或社区层面要对城镇学生加强精神疾病或心理健康的正确教育引导，以此降低对精神疾病污名化的恐惧、克服文化障碍(害怕歧视、担心丢脸、自我耻辱等)、提高心理健康帮助的感知需求等等。最后，本研究存在局限性：第一，未来需对调节作用的内在机制进行深入研究，以期为干预和改善提供思路。第二，由于本研究使用问卷法进行测查，在作答时可能会存在社会赞许性。今后将考虑增加社会赞许性量表、观察法、行为实验法等多种方法进行测查，以更有效地评估因果关系。第三，由于仅在河南省某县城进行研究，可能存在一定的教育资源差异，未来研究将考虑在更多地区内进行研究，以提高研究结果的普遍性和推广性。
5. 结论
本研究探讨了城乡来源在心理学形象与专业性心理求助态度中的调节作用，结果显示：(1) 较低年级、家庭收入较高、与心理学接触较多的学生对心理学形象有较高评价；(2) 城乡来源对心理学形象和专业性心理求助态度的调节作用显著。对来自乡村的学生而言，专业性心理求助态度随着心理学形象评价的提高而显著上升；对来自城镇的学生而言，心理学形象并不能显著预测专业性心理求助态度。
NOTES
1根据《中国城镇居民心理健康白皮书》的数据显示，大约10%的城镇居民心理完全健康，而超过70%的城镇居民处于心理亚健康状态。