陈盈

〔摘要〕为了探讨高中生心理灵活性与心理健康的现状及其关系，采取问卷调查法对南昌某中学高二年级学生发放生活满意感量表、积极情绪量表、12项一般健康问卷、接纳与行动问卷和认知融合分问卷600份，回收有效问卷543份。调查结果显示：（1）在心理灵活性上，理科生的经验性回避和认知融合水平低于文科生，心理灵活性更高;（2）在心理健康水平上，高中生的心理困扰检出率为29.65%，非独生子女的心理困扰程度高于独生子女，男生的积极情绪高于女生、理科生的积极情绪高于文科生，差异均具有统计意义;（3）高中生的经验性回避、认知融合与生活满意度及积极情绪呈弱负相关，与心理困扰呈中等程度正相关，其中经验性回避是生活满意度与心理困扰的预测因素，认知融合是积极情绪的预测因素。由此可得出，心理灵活性的提高对高中生心理健康起到一定的促进作用。

〔关键词〕心理灵活性;心理健康;高中生;接纳承诺疗法

〔中图分类号〕G44 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1671-2684（2019）28-0004-05

一、引言

心理灵活性是指个体能充分地接触当下所处的外在环境，同时能有意识地觉察到当下的内在环境（如记忆、想法、情绪、动机等一切心理活动），最终在个人价值方向的清晰指引下，灵活地选择坚持或改变某些行为的能力[1]，即个体不带任何判断、评估、回避、改变地去体验私人事件的同时，积极参与价值导向的活动的一种整体的行为模式[2]。越来越多的证据表明，心理灵活性与各种形式的消极心理问题呈负相关，例如情绪困扰、抑郁、焦虑、人际压力、自残、物质滥用等[3]。由于心理灵活性低在心理问题中存在普遍性，因此心理灵活性被认为是心理健康的重要基石。

心理靈活性低主要表现在经验性回避和认知融合等方面。经验性回避是指个体不愿与特定内在体验（如感觉、想法、情绪、躯体感觉、记忆和行为倾向等）共处，并为试图改变这些内心经验存在的形式、频率和引发这些经验的情境而采取的行动。经验性回避越严重，个体心理灵活性越低，因此经验性回避程度是衡量心理灵活性的重要指标[4]。认知融合是指人的行为被言语事件相应的刺激控制所左右，遮盖了人对环境中其他因素的洞察能力，其中言语的概念比语言认知更宽泛，包含了刺激、情绪、思维、行为等[5]。

本研究从积极心理健康与消极心理健康两个维度出发，探讨高中生心理灵活性与心理健康的关系，为改善高中生的心理灵活性，促进其心理健康发展提供依据。

二、研究对象与研究方法

（一）研究对象

南昌某中学高二年级学生，发放问卷600份，剔除无效问卷后，回收的有效问卷543份，有效问卷回收率90.5%。其中男生242人（44.6%），女生301人（55.4%）;生源地为农村167人（30.8%），城市376人（69.2%）;独生子女205人（37.8%），非独生子女338人（62.2%）。年龄范围14岁至19岁，平均年龄为15.99±0.49岁。

（二）研究工具

1.自编人口学问卷

收集一般人口学资料，包括性别、年龄、生源地、是否独生子女等。

2.心理健康评估量表

生活满意感量表（Satisfaction With Life Scale，SWLS）由迪纳（Diener）编制[6]，用以评定被试的总体生活满意度。该量表包括5个条目，采用李克特7点量表计分，从“1”（非常不同意）到“7”（非常同意），得分越高表示生活满意度越高。在本研究中该量表的Cronbach α系数为0.808，KMO值为0.809，信效度良好。

积极情绪量表（Positive Affect Scale，PAS）选自由华生（Waston）和克拉克（Clark）[7]编制的积极消极情绪量表中的积极情绪分量表。该量表由10个描述正性情绪形容词的条目所组成，釆用李克特5点量表计分，从“1”（几乎没有）到“5”（极其多），得分越高者提示积极情绪越明显。在本研究中该量表的Cronbach α系数为0.869，KMO值为0.895，信效度良好。

12项一般健康问卷（General Health Questionnaire，GHQ-12）[8]是由12个项目组成的自我报告量表，通过对最近出现的特定经历进行体验程度评价来测量普遍的心理困扰。本研究采用GHQ-12标准计分法，选择备选项（1）或（2）计0分，选择备选项（3）或（4）计1分，总分范围0～12分，分值越高表示心理健康状况越差，其中3分为切分值。在本研究中该量表的Cronbach α系数为0.849，KMO值为0.901，信效度良好。

3.心理灵活性评估问卷

接纳与行动问卷第二版（Acceptance and Action Questionnaire-2nd Edition，AAQ-II）根据ACT理论中的接纳维度，由邦德（Bond）等人[9]在AAQ的基础上开发而来，用于评估经验性回避水平。本研究采用曹静等人[10]修订的中文版本，共7个项目，采用1（从未）到7（总是）点计分，分数高者提示经验性回避水平高，心理灵活性低。在本研究中该量表的Cronbach α系数为0.879，KMO值为0.885，信效度良好。

认知融合分问卷中文版（Cognitive Fusion Question-naire-Fusion，CFQ-F）CFQ是由吉兰德斯（Gillanders）等人[11]于2010年根据ACT理论中的认知解离维度编制而成，用于评估认知融合程度。本研究采用张维晨[12]等人修订后的中文版本，共9个项目，采用1（明显不符）到7（明显符合）点计分，分数高者提示认知融合程度严重，心理灵活性低。在本研究中该量表的Cronbach α系数为0.927，KMO值为0.945，信效度良好。

（三）施测程序及数据处理

利用心理健康教育课的时间，以班级为单位进行集体实测，使用统一指导语，主试为心理学专业硕士研究生。采用Excel 15.41进行数据录入与整理，采用SPSS 24.0进行数据分析。

三、结果

（一）高中生的心理灵活性状况分析

本研究中高中生的经验性回避平均值为19.96±8.43分，认知融合平均分为36.80±12.62分。分别以性别、生源地、是否独生子女及学习科目作为分组变量，以经验性回避与认知融合作为因变量进行独立样本t检验，结果显示理科生的经验性回避和认知融合水平低于文科生，差异具有统计意义（t=-3.32，p<0.001;t=-2.59，p=0.010），高中生的心理灵活性在其他人口学变量上不存在统计意义。具体结果见表1。

（二）高中生的心理健康状况分析

在积极心理健康维度上，在生活满意度上，不同性别、生源地、学习科目以及是否独生子女不存在统计学差异，在积极情绪上，男生高于女生、理科生高于文科生，差异具有统计意义（t=3.41，p<0.001;t=3.34，p<0.001），在其他人口学变量上不存在统计差异。具体结果见表2。

在消极心理健康维度心理困扰上，在本项研究中共检出161人存在一定程度的心理困扰（GHQ得分大于或等于3分），高中生的心理困扰检出率为29.65%。其中非独生子女的心理困扰程度高于独生子女，差异具有统计意义（t=-2.35，p=0.019），生源地为城市的学生的心理困扰程度大于生源地为农村的学生，差异具有显著趋势（t=1.87，p=0.062），在其他人口学变量上不存在统计差异。具体结果见表2。

（三）高中生的心理灵活性与心理健康的相关性分析

对高中生的心理灵活性与心理健康进行相关性分析，结果显示高中生的经验性回避与生活满意度及积极情绪呈弱负相关，与心理困扰呈中等程度正相关，高中生的认知融合与生活满意度及积极情绪均呈弱负相关，与消极心理症状指标呈中等程度正相关。具体结果见表3。

（四）高中生心理灵活性对心理健康的回归分析

为探讨心理灵活性、积极情绪和心理困扰对高中生生活满意度的影响，以经验验性回避、认知融合、生活满意度和积极情绪作为自变量，进行逐步回归分析。结果经验性回避、积极情绪和心理困扰进入方程，回归方程具有统计意义（f=104.547，p<0.001）。三个变量共可解释生活满意度36.8%的变异量，经验性回避、积极情绪和心理困扰对生活满意度的标准化回归系数分别为-0.116、0.405、-0.227，回归系数均在0.01水平上达到显著。见表4。

为探讨心理灵活性、生活满意度和心理困扰对高中生积极情绪的影响，以经验验性回避、认知融合、生活满意度和积极情绪作为自变量，进行回归分析。结果认知融合、生活满意度和心理困扰进入方程，回归方程具有統计意义（f=93.797，p<0.001）。三个变量共可解释积极情绪34.3%的变异量，认知融合、生活满意度和心理困扰对积极情绪的标准化回归系数分别为-0.116、0.422、-0.181，回归系数均在0.01水平上达到显著。见表4。

为探讨心理灵活性、生活满意度和积极情绪对高中生心理困扰的影响，以经验验性回避、认知融合、生活满意度和积极情绪作为自变量，进行回归分析。结果经验性回避、生活满意度和积极情绪进入方程，回归方程具有统计意义（f=111.477，p<0.001）。三个变量共可解释心理困扰38.4%的变异量，经验性回避、生活满意度和积极情绪对心理困扰的标准化回归系数分别为0.394、-0.221、-0.165，回归系数均在0.001水平上达到显著。见表4。

四、讨论

研究发现，在心理灵活性上理科生的经验性回避和认知融合水平低于文科生，学习理科的学生心理灵活性相对更高，这可能与文科生和理科生擅长的思维模式不同有关。理科学生通常更擅长理性思维，通过逻辑推理发现问题并解决问题，所以相对而言经验性回避程度更低，而文科学生则需要更强的感性思维和更细腻的情感感受能力，这就导致文科学生更容易产生认知融合。本研究中高中生的经验性回避的平均分为19.96±8.43、认知融合的平均分为36.80±12.62。王小龙等人[13]曾对哈萨克族高中生心理灵活性进行研究，研究结果为高中生的经验性回避与认知融合平均分分别为：21.2±7.40、35.1±10.08，与本研究中高中生的心理灵活性水平相似，因此高中生的心理灵活性可能也不存在民族上的差异。曹静和张维晨[10，12]等研究者分别对大学生的经验性回避和认知融合水平进行测评，平均分分别为20.4±7.5、30.8±9.5。可以发现，高中生与大学生的经验性回避程度差异不大，但在认知融合水平上存在一定的差异。相对于大学生，高中生的认知融合水平更高、心理灵活性更低，这可能与大学生的认知发展水平相对于高中生更为成熟有关。

本研究发现，在心理健康方面，男生的积极情绪高于女生，理科生的积极情绪高于文科生，由于理科生的认知融合程度低于文科生，而认知融合又是积极情绪的重要负性预测指标，这就不难理解为何理科生的积极情绪比文科生更高。在心理困扰方面，其中独生子女的心理困扰程度低于非独生子女，依据GHQ-12问卷评分规则，本研究中高中生心理问题（GHQ≥3分）检出率为29.65%，即约三分之一的高中生存在一定的心理问题，情况不容乐观。结合最近发布的《中国国民心理健康发展报告（2017—2018）》，该《报告》指出，在青少年阶段心理健康指数随着年龄增长呈下降趋势，高中生的心理健康指数最低，高中生的心理健康困境问题急待解决。

高中生的经验性回避、认知融合与生活满意度及积极情绪呈弱负相关，与心理困扰呈中等程度正相关。其中经验性回避是生活满意度与心理困扰的预测因素，标准化回归系数分别为-0.116和0.394，认知融合是积极情绪的预测因素，标准化回归系数为-0.116，表明个体的经验性回避程度越低，心理灵活性越好，则生活满意度越高、心理困扰越少，个体的认知融合程度越低，心理灵活性越高，则积极情绪越高。心理灵活性的提高对高中生积极心理健康指标与消极心理健康均起到一定的预测作用，但对消极心理健康指标心理困扰的消除作用比对积极心理健康指标生活满意度和积极情绪的建设作用更大，其中心理灵活性中的经验性回避对高中生心理健康水平的预测作用更强。

个体心理灵活性的建设是接纳承诺疗法的最终咨询目标。在接纳承诺疗法中，与降低经验性回避相对应的是接纳，接纳意味着以开放的态度为各种痛苦情感、感受、冲动和情绪腾出空间，不再试图去消除或争斗，较低经验性回避程度则意味着较高程度的接纳。接纳承诺疗法认为当个体不再被以往的痛苦经验所困扰，能够带着这些曾让自己痛苦的内在体验自由而灵活地生活与行动时，生活满意度自然提升，心理困扰也自然减少。与认知融合相对应的是认知解离，认知解离意味着与自己的各种内在念头、想象及记忆保持适当距离，消极的想法和痛苦的情緒对个体的影响才会减小，从而体验到更多积极情绪。因此，可采取接纳承诺疗法干预来提高高中生的心理灵活性，从而消除高中生的心理困扰，提高其生活满意度和积极情绪，促进其心理健康成长。

注：该研究为茂名职业技术学院2019年度科研项目研究成果。

参考文献

[1]吴婷，朱丽莎，王分分，等. 学龄前儿童母亲心理灵活性与养育心理灵活性的关系[J]. 中国心理卫生杂志，2018，32（6）：502-507.

[2]Masuda A，Price M，Anderson P L，et al. Disordered eating-related cognition and psychological flexibility as predictors of psychological health among college students[J]. Behavior Modification，2010，34（1）：3-15.

[3]Hayes S C，Luoma J B，Bond F W，et al. Acceptance and commitment therapy：model，processes and outcomes[J]. Behaviour Research and Therapy，2006，44（1）：1-25.

[4]Bond F W，Hayes S C，Baer R A，et al. Preliminary psychometric properties of the Acceptance and Action Questionnaire-II：a revised measure of psychological inflexibility and experiential avoidance[J]. Behavior Therapy，2011，42（4）：676-688.

[5]李新，吉阳，祝卓宏. 大学生心理灵活性与心理健康相关研究[J]. 中国卫生统计，2015，32（2）：313-316.

[6]Ed Diener，Robert A Emmons，Randy J Larsen，et al. The satisfaction with life scale[J]. Journal of Personality Assessment，1985，49（1）：71-75.

[7]D Watson，L. A. Clark，A Tellegen. Development and validation of brief measures of positive and negative affect：the PANAS scales[J]. Journal of Personality & Social Psychology，1988，54（6）：1063-1070.

[8]D Andrich，Schoubroeck L Van. The General Health Questionnaire：a psychometric analysis using latent trait theory[J]. Psychological Medicine，1989，19（2）：469-485.

[9]Frank W. Bond，Steven C. Hayes，Ruth A. Baer. Preliminary psychometric properties of the Acceptance and Action Questionnaire–II：a revised measure of psychological inflexibility and experiential avoidance[J]. Behavior Therapy，2011，42（4）：676-688.

[10]曹静，吉阳，祝卓宏. 接纳与行动问卷第二版中文版测评大学生的信效度[J]. 中国心理卫生杂志，2013，27（11）：873-877.

[11]D. T. Gillanders，H Bolderston，F. W. Bond，et al. The development and initial validation of the Cognitive Fusion Questionnaire[J]. Behavior Therapy，2014，45（1）：83-101.

[12]张维晨，吉阳，李新，等. 认知融合问卷中文版的信效度分析[J]. 中国心理卫生杂志，2014，28（01）：40-44.

[13]王小龙，曹静，安静，等. 中文接纳与行动问卷第二版（AAQ-II）与认知融合问卷（CFQ）在回族和哈萨克族青少年中的信效度检验[J]. 心理学进展，2015，5（11）：695-701.

（作者单位：茂名职业技术学院思政部，茂名，525000）

编辑/刘永胜 终校/刘 芳