王 輝 陳紅英 黃慧鳳

(1.福建林業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 福建 南平 353000 2.南平市紫云小學(xué) 福建 南平 353000)

引言

發(fā)展職業(yè)教育、培養(yǎng)職業(yè)技能型人才是我國實現(xiàn)“中國制造2025”計劃的重要人才保障。高職學(xué)生的心理健康則是以上目標(biāo)的基礎(chǔ)之一[1]。高職學(xué)生由于生活環(huán)境的轉(zhuǎn)型，需要適應(yīng)校園和社會環(huán)境的壓力，這些因素會對高職學(xué)生的心理健康產(chǎn)生影響。目前針對高職學(xué)生心理健康測評數(shù)據(jù)的分析探索較少，此次采用心理測評及實證分析,嘗試探析高職學(xué)生心理測評多種變量和指標(biāo)間隱藏的關(guān)系，以期對今后高職學(xué)生心理健康教育工作提供參考依據(jù)。

1 研究對象與研究方法

1.1研究對象

本次調(diào)查對象為福建林業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院2020級新生，為保證調(diào)查結(jié)果真實可靠，在測試前，向被測試學(xué)生詳細解釋調(diào)查的目的并做出保密承諾，以使其積極配合，認(rèn)真作答，被測試學(xué)生，在機房進行統(tǒng)一測試，測試后，從系統(tǒng)導(dǎo)出測試數(shù)據(jù)，剔除無效量表[2]。全院2020級新生共計3900人參與測試，3884人完成測試，已參與未完成數(shù)16人，試卷完成率99.59%，有效試卷數(shù)3879人，試卷作廢數(shù)21人，有效試卷率99.46%。男生2239人，女生1661人，男女生比例1.35:1。共測得一級心理問題人數(shù)475人，其中，男生239人，女生236人；二級心理問題人數(shù)644人，其中，男生358人，女生286人。各系部對應(yīng)具體人數(shù)此處不再詳述。

1.2研究工具

測查工具采用《大學(xué)生心理健康篩查量表(COLLEGE STUDENTS MENTAL HEALTH SCREENING SCALE)》共96個項目，分為三級篩查，共22個篩查指標(biāo)(不含總分)。此次先對一級心理問題數(shù)據(jù)進行分析，二級和三級心理問題篩查相較一級心理問題篩查問題程度更輕。

2 數(shù)據(jù)收集與處理

信息的采集與數(shù)據(jù)處理時間在2020年10月至12月間。問卷使用“中國大學(xué)生心理健康系統(tǒng)手機版”施測。數(shù)據(jù)信息采用Excel2010建立數(shù)據(jù)庫，采用SPSS20.0進行統(tǒng)計分析。

以一級心理問題測評數(shù)據(jù)為總體，以民族(漢族、少數(shù)民族)、生源地(農(nóng)村、小城鎮(zhèn)、中小城市、大城市)、是否獨生(是、否)、性別(男、女)、院系作為分組變量，以總分等23個測評指標(biāo)為因變量，分別對均值、方差、標(biāo)準(zhǔn)差、四分位距、中值、偏度系數(shù)、峰度系數(shù)、Huber的M-估計值、Tukey的雙權(quán)重值、Hampel的M-估計值、Andrews波值、Kolmogorov-Smirnov正態(tài)性檢驗值、Shapiro-Wilk正態(tài)性檢驗值、Levene統(tǒng)計量等35個特征值計算并分析。之后，進行Kruskal-Wallis檢驗、中值檢驗、Jonckheere-Terpstra檢驗、Friedman檢驗、Kendall W檢驗。最后，進行Pearson積差相關(guān)性檢驗，Kendall’s tau b等級相關(guān)性檢驗、Spearman’s rho等級相關(guān)性檢驗、Euclidean距離分析、Pearson相關(guān)系數(shù)分析，分析心理測評指標(biāo)值的相關(guān)強度。

3 結(jié)果與分析

3.1數(shù)據(jù)特征分析

3.1.1 以各種分組變量分組情況下，多項指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布的峰度偏離較大。

以一級心理問題測評數(shù)據(jù)為總體。以民族為分組變量，共計6個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布相較正態(tài)分布平緩，11個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布相較正態(tài)分布陡峭；以生源地為分組變量，共計16個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布相較正態(tài)分布平緩，13個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布相較正態(tài)分布陡峭；以是否獨生為分組變量，共計3個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布相較正態(tài)分布平緩，4個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布相較正態(tài)分布陡峭；以性別為分組變量，共計3個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布相較正態(tài)分布平緩，4個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布相較正態(tài)分布陡峭；以院系為分組變量，共計31個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布相較正態(tài)分布平緩，23個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布相較正態(tài)分布陡峭。

3.1.2 以各種分組變量分組情況下，多項指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布的正態(tài)性較差。

以一級心理問題測評數(shù)據(jù)為總體。以民族為分組變量，采用Kolmogorov-Smirnov檢驗，共計31個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布顯著性概率過低，采用Shapiro-Wilk檢驗，32個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布顯著性概率過低；以生源地為分組變量，采用Kolmogorov-Smirnov檢驗，共計65個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布顯著性概率過低，采用Shapiro-Wilk檢驗，共計62個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布顯著性概率過低；以是否獨生為分組變量，采用Kolmogorov-Smirnov檢驗，共計43個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布顯著性概率過低，采用Shapiro-Wilk檢驗，共計44個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布顯著性概率過低；以性別為分組變量，采用Kolmogorov-Smirnov檢驗，共計45個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布顯著性概率過低，采用Shapiro-Wilk檢驗，共計45個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布顯著性概率過低；以院系為分組變量，采用Kolmogorov-Smirnov檢驗，共計114個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布顯著性概率過低，采用Shapiro-Wilk檢驗，共計94個指標(biāo)值數(shù)據(jù)分布顯著性概率過低。以上數(shù)據(jù)分布應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為不呈現(xiàn)正態(tài)分布。

3.1.3 以各種分組變量分組情況下，以是否獨生和性別為分組變量，組間多項指標(biāo)值數(shù)據(jù)的方差齊性較差。

以一級心理問題測評數(shù)據(jù)為總體。以是否獨生為分組變量，就業(yè)壓力(指標(biāo)總分)基于均值及修整均值的方差齊性檢驗Levene統(tǒng)計量顯著性概率分別為0.0369、0.0386，拒絕分組數(shù)據(jù)方差齊性的假設(shè)；以性別為分組變量，基于均值及基于修整均值，共計5個指標(biāo)值數(shù)據(jù)的方差齊性檢驗Levene統(tǒng)計量顯著性概率為過低；基于中值及基于中值和帶有調(diào)整后的df值，共計4個指標(biāo)值數(shù)據(jù)的方差齊性檢驗Levene統(tǒng)計量顯著性概率為過低，拒絕分組數(shù)據(jù)方差齊性的假設(shè)；以院系為分組變量，自傷行為(指標(biāo)總分)共計4個指標(biāo)值數(shù)據(jù)的方差齊性檢驗Levene統(tǒng)計量顯著性概率為過低，拒絕分組數(shù)據(jù)方差齊性的假設(shè)。

3.2差異顯著性檢驗

3.2.1 以一級心理問題測評數(shù)據(jù)為總體，對分組變量進行差異檢驗。

以民族為分組變量，認(rèn)為漢族與少數(shù)民族各個心理測評指標(biāo)不存在顯著差異。

以生源地為分組變量，Jonckheere-Terpstra檢驗，認(rèn)為自殺意圖(指標(biāo)總分)存在顯著差異。

以是否獨生為分組變量，Kruskal-Wallis檢驗，認(rèn)為5項指標(biāo)值存在顯著差異；中值檢驗，認(rèn)為2項指標(biāo)值存在顯著差異；Jonckheere-Terpstra檢驗，認(rèn)為5項指標(biāo)值存在顯著差異。

以性別為分組變量，Kruskal-Wallis檢驗，認(rèn)為4項指標(biāo)值存在顯著差異；中值檢驗，認(rèn)為2項指標(biāo)值存在顯著差異；Jonckheere-Terpstra檢驗，認(rèn)為4項指標(biāo)值存在顯著差異。

以院系為分組變量，Jonckheere-Terpstra檢驗，認(rèn)為4項指標(biāo)值存在顯著差異。

3.2.2 以一級心理問題測評數(shù)據(jù)為總體，對心理測評指標(biāo)值進行差異檢驗。Friedman檢驗和Kendall W檢驗，漸近顯著性值均為0.000，因此，拒絕原假設(shè)，接受備選假設(shè)，認(rèn)為以一級心理問題測評數(shù)據(jù)為總體22個心理測評指標(biāo)值存在顯著差異。

4 相關(guān)分析

4.1以一級心理問題測評數(shù)據(jù)為總體，對23個心理測評指標(biāo)值(含總分)進行簡單相關(guān)分析。

Pearson積差相關(guān)性檢驗認(rèn)為23個心理測評指標(biāo)值兩兩之間的Pearson積差相關(guān)系數(shù)存在高度顯著性?？偡趾鸵钟?指標(biāo)總分)Pearson積差相關(guān)系數(shù)為0.854，總分和自卑(指標(biāo)總分)Pearson積差相關(guān)系數(shù)為0.851，總分和焦慮(指標(biāo)總分)Pearson積差相關(guān)系數(shù)為0.823，抑郁(指標(biāo)總分)和自卑(指標(biāo)總分)Pearson積差相關(guān)系數(shù)為.807，以上4對測評指標(biāo)值高度相關(guān)，此外，92對測評指標(biāo)值Pearson積差相關(guān)系數(shù)中度相關(guān)，128對測評指標(biāo)值Pearson積差相關(guān)系數(shù)低度相關(guān)，29對測評指標(biāo)值Pearson積差相關(guān)系數(shù)弱度相關(guān)。

Kendall’s tau b等級相關(guān)性檢驗認(rèn)為23個心理測評指標(biāo)值兩兩之間的Kendall’s tau b等級相關(guān)系數(shù)存在高度顯著性。24對測評指標(biāo)值Kendall’s tau b等級相關(guān)系數(shù)中度相關(guān)，135對測評指標(biāo)值Kendall’s tau b等級相關(guān)系數(shù)低度相關(guān)，94對測評指標(biāo)值Kendall’s tau b等級相關(guān)系數(shù)弱度相關(guān)。

Spearman’s rho等級相關(guān)性檢驗認(rèn)為23個心理測評指標(biāo)值兩兩之間的Spearman’s rho等級相關(guān)系數(shù)存在高度顯著性?？偡趾妥员?指標(biāo)總分)Spearman’s rho等級相關(guān)系數(shù)為0.842，總分和抑郁(指標(biāo)總分)Spearman’s rho等級相關(guān)系數(shù)為0.84，總分和焦慮(指標(biāo)總分)Spearman’s rho等級相關(guān)系數(shù)為0.803，以上3對測評指標(biāo)值高度相關(guān)，此外，80對測評指標(biāo)值Spearman’s rho等級相關(guān)系數(shù)中度相關(guān)，134對測評指標(biāo)值Spearman’s rho等級相關(guān)系數(shù)低度相關(guān)，36對測評指標(biāo)值Spearman’s rho等級相關(guān)系數(shù)弱度相關(guān)。

4.2以一級心理問題測評數(shù)據(jù)為總體，對22個心理測評指標(biāo)值進行距離分析。

Euclidean距離分析。焦慮(指標(biāo)總分)和強迫(指標(biāo)總分)的Euclidean距離分析值為45.033，自傷行為(指標(biāo)總分)和進食問題(指標(biāo)總分)的Euclidean距離分析值為46.615，抑郁(指標(biāo)總分)和自卑(指標(biāo)總分)的Euclidean距離分析值為47.064，以上3對Euclidean距離分析值在所有Euclidean距離分析值中較小，因此，以上3對心理測評指標(biāo)值比較接近。

Pearson相關(guān)系數(shù)分析。抑郁(指標(biāo)總分)和自卑(指標(biāo)總分)的Pearson相關(guān)系數(shù)值為0.807，焦慮(指標(biāo)總分)和抑郁(指標(biāo)總分)的Pearson相關(guān)系數(shù)值為0.735，焦慮(指標(biāo)總分)和自卑(指標(biāo)總分)的Pearson相關(guān)系數(shù)值為0.735，以上3對Pearson相關(guān)系數(shù)值在所有Pearson相關(guān)系數(shù)值中較大因此，以上3對心理測評指標(biāo)值比較接近。

5 討論

此次采用的一級心理問題數(shù)據(jù)，以各種分組變量分組情況下，雖然異常值較少，但多項指標(biāo)值數(shù)據(jù)偏度、峰度、正態(tài)性、Levene統(tǒng)計量方差齊性較差，不能滿足統(tǒng)一條件。這對統(tǒng)計方法的選用有很大影響，如t檢驗、Z檢驗、方差分析、Person系列統(tǒng)計等，這些數(shù)據(jù)特征可能導(dǎo)致統(tǒng)計效能下降和假陰性風(fēng)險增加。因此，此次降低了差異性檢驗的靈敏度。如果要更加精確地分析這些數(shù)據(jù)，需要綜合運用多種檢驗手段，因此，現(xiàn)有的統(tǒng)計方法還有很大的改進空間。

以是否獨生子女及性別作為分組變量，一些心理測評指標(biāo)值的差異性顯著。獨生子女的心理健康水平略好于非獨生子女。是否獨生子女作為家庭因素，在進入高職學(xué)習(xí)之前對學(xué)生的影響比較大。而隨著學(xué)生進入高職，大學(xué)生需要單獨在學(xué)校學(xué)習(xí)和生活，家庭因素將漸漸淡化。更進一步，隨著大學(xué)生逐步進入社會，社會因素的影響日益凸顯，獨生子女與非獨生子女心理健康水平將趨同。但本次研究因未充分獲得隨時間變遷的心理測評指標(biāo)數(shù)據(jù)變化，無法進行時間維度的心理測評指標(biāo)統(tǒng)計，也無法進行同時期獨生子女與非獨生子女的變遷數(shù)據(jù)比較。此外，女生的敏感(指標(biāo)總分)、沖動(指標(biāo)總分)、睡眠困擾(指標(biāo)總分)、學(xué)業(yè)壓力(指標(biāo)總分)明顯高于男生，說明女生這4項心理測評指標(biāo)較弱。這種現(xiàn)象的原因可能部分源于不同性別的自然心理特征區(qū)別，還源于環(huán)境因素對于對女生造成的壓力大于男生[3]。

心理測評指標(biāo)值之間雖差異顯著，但抑郁(指標(biāo)總分)、自卑(指標(biāo)總分)、焦慮(指標(biāo)總分)相關(guān)性較強，它們與總分之間相關(guān)性也較強，它們的具體關(guān)系有待繼續(xù)計算。有關(guān)學(xué)者的研究結(jié)果表明，個人自我評價與個人焦慮成負相關(guān)，換而言之，自卑與焦慮成正相關(guān)。另有研究表明，自卑源于大學(xué)生的學(xué)習(xí)、擇業(yè)、戀愛及家庭經(jīng)濟狀況等的壓力，自卑與自尊相互矛盾，繼而產(chǎn)生抑郁。

6 結(jié)語

可以繼續(xù)分析的方向。1.可將所有分組變量依據(jù)它們對應(yīng)的心理測評指標(biāo)值一起進行的差異檢驗，就打破了原有互補分組的限制；2.可將心理測評指標(biāo)值根據(jù)它們對應(yīng)的各種分組變量分組進行差異檢驗；3.類似以上計算，可將心理測評指標(biāo)值根據(jù)它們對應(yīng)的各種分組變量分組進行相關(guān)分析；4.或許可將分組變量根據(jù)它們對應(yīng)的各種心理測評指標(biāo)值分組進行相關(guān)分析，此次留作思考；5.此次數(shù)據(jù)分析只采用了一級心理問題數(shù)據(jù)(按院系為分組變量因計算復(fù)雜，對指標(biāo)數(shù)據(jù)進行了隨機抽取)，二級心理問題數(shù)據(jù)還需進一步分析，一級心理問題數(shù)據(jù)與二級心理問題數(shù)據(jù)之間的關(guān)系還需進一步分析，逐年的數(shù)據(jù)還可繼續(xù)收集并觀察分析；6.分析方法還可繼續(xù)拓展，需要繼續(xù)學(xué)習(xí)和施展。通過以上更多的計算勢必將有新的發(fā)現(xiàn)。