1. 引言
自2020年起，我国实行一年两次征兵制度，这一重大举措是全面推进军事人员现代化的内在要求，对实现强军目标，建成世界一流军队具有十分重要的意义。士兵是军队的基础，基础不牢地动山摇，而新兵则是士兵的源头，集训新兵的质量将直接影响士兵队伍建设的基础和部队的战斗力。集训新兵的心理健康与身体健康、政治审查一同作为检验合格士兵的重要内容，同时集训期间的新兵心理健康状况也是军人心理健康的研究重点。已往研究发现，新兵的心理健康水平既受其教育年限(胡晓等，2022)、入伍动机(汤泉等，2020)、生活事件(徐慧敏等，2020)、儿童期创伤(胡晓等，2022)等客观因素的影响，也受心理弹性、人格(彭李等，2013)、社会支持、心理承受力、自我效能感(牛威等，2018)、认知加工偏向、生命意义感(陈林珊，王玉萍，2021)等主观因素的制约。目前关于集训新兵的研究主要通过量表方式研究主客观因素对心理健康水平的影响机制，也有研究将生理与心理相结合共同探究新兵的心理健康水平(牛威等，2018)，努力提高新兵的自身能力素质以及适应能力，提升其心理健康水平，既有助于集训工作的顺利开展，也有助于其迈好军旅生涯的第一步。
心理灵活性是指个体用开放、包容的心态去接纳和觉察其情绪或感受，同时依据个体自身的价值方向指引去坚持某一行动或改变已往行动的能力，对维持个体正常心理功能起到保护性作用(Bonanno et al., 2004)，它与自我调节、自我弹性等心理优势密切相关。心理灵活性模型认为，心理灵活性不仅可以将个体从外部动机行动转向自我决定方面，还可以完成在生活各个领域的灵活转化；而缺乏心理灵活性往往预示着精神病理的出现，不灵活的个体通常会被冠以各种标签：抑郁症、焦虑症、孤独症和品行障碍等(王琨，齐冰，2015)。基于此，本研究提出研究假设，集训新兵的心理灵活性可以显著预测其心理健康水平(H1)。
自尊是当个体面对挑战时，在考察自我效能和自我价值的基础后形成的一种较为稳定的自我评价，是一种主观情感体验。自尊是个体焦虑抑郁等不良情绪反应的有效缓冲器，无论遭遇何种情况，高自尊水平的个体所表现的情绪状态都要好于低自尊个体(张向葵，田录梅，2005)。有研究表示，医学生群体中自尊、心理灵活性和心理健康三者之间呈显著正相关，心理灵活性水平高的个体其自尊水平也高，且自尊和心理灵活性对心理健康均有明显的正向预测作用(黄鑫，2021)。因此，本研究提出假设：心理灵活性能够通过自尊的中介作用对心理健康产生影响(H2)。
压力知觉是个体对压力事件的主观认知评估后，结合自身资源对其是否受到挑战和威胁做出判断，同时表现出相应的身心反应(杨廷忠，黄汉腾，2003)。有研究证实，护士的压力知觉与心理健康有着显著的关联，压力知觉水平高的个体心理健康状况较差(Tyler & Ellison, 1994)。因此，压力知觉是个体心理健康的危险因素(田苗，2022)。保护因子模型认为，压力知觉水平的高低受到个体自身应对资源的影响，而高心理灵活性水平的个体，能够根据环境变化灵活调整自我应对状态，充分与当下保持联结，理性看待负性思维和情感束缚，因此压力知觉较低。因此，本研究提出假设：心理灵活性可以通过压力知觉的中介作用对心理健康产生影响(H3)。
根据自尊的压力缓冲理论，自尊可以有效缓解压力带来的不利影响，保护个体(Byrne et al., 2007)。保护因子模型认为，个体较高水平的保护因子会减缓危险因子对其身心的影响，从而提升身心健康水平。因此，本研究提出假设：心理灵活性能够通过自尊和压力知觉的链式中介作用对集训新兵的心理健康产生影响(H4)。
综上所述，基于心理灵活性模型和保护因子模型的整合视角，本研究构建了一个链式中介模型(见图1)，考察集训新兵心理灵活性、自尊、压力知觉和心理健康的关系，进一步明晰心理灵活性对心理健康的影响机制，为集训新兵的心理健康保驾护航。
Figure 1. A hypothetical model of how mental flexibility affects mental health
图1. 心理灵活性影响心理健康的假设模型
2. 研究方法
2.1. 研究被试
本研究采用整群抽样法，在2023年4月，对北方某新训单位整群抽取新兵被试，以连为单位进行施测，施测时间大约为20分钟。主试由经过专业训练的研究者担任，施测前统一宣读指导语和作答要求，重点强调匿名和保密原则，确认所有被试无异议后开始作答。本研究共发放纸质问卷810份，剔除漏答、多答、规律作答等无效问卷82份，最终收集整理数据共728份问卷，回收率89.88%。被试群体全部为男性，年龄为20.64 ± 1.32，人口统计学资料如表1所示。
2.2. 研究工具
2.2.1. 中文健康问卷(Chinese Health Questionnaire-12, CHQ-12)
一般健康问卷(GHQ-12)因具有理想的信效度被国际公认且使用最为广泛，我国台湾学者郑泰安在此基础上，结合国内文化特色修订出中文健康问卷(CHQ-12)，修订后的共含12项条目，问卷简明有效，应答方便，在军人群体的信效度也得到检验(张荣刚等，2016)。有研究表明CHQ-12在18岁以上人群各类精神疾病流行病学调查中灵敏度为98.3% (Vötter, 2019)。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.868。
2.2.2. 心理灵活性综合评估量表(Comprehensive Assessment of Acceptance and Commitment Therapy Processes, CompACT)
心理灵活性综合评估量表(CompACT)由英国林肯大学心理学研究中心Francis教授编制，原量表共计23项条目，包括接纳和解离、正念和以己为景、价值和承诺行动3个维度。王鸣等(2018)对CompACT进行汉化并修订，中文版CompACT问卷共17项条目，三个维度，采用Likert 5点评分。接纳和认知解离维度采取正向计分，其余选项反向计分。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.889。
2.2.3. Rosenberg自尊量表(Self-Esteem Scale, SES)
该量表共包含10个条目，其中含四个反向记分题，采用四点计分，量表信效度良好，施测范围广，总分即表示个体的自尊水平。田录梅(2006)对该量表进行了本土化的研究，并基于文化差异对该量表的第8题提出修订意见，提高了该量表在施测于中国被试时的信效度。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.910。
2.2.4. 中文版压力知觉问卷(Chinese Perceived Stress Scale, CPSS)
Cohen等人编制的压力知觉量表(PSS)主要评估个体在面对生活的超负荷、不确定性或不可控性事件所引起的主观心理压力程度(Cohen et al., 1983)。杨延忠教授依托于我国传统文化背景，对该量表进行汉化并修订成中文版压力知觉量表(CPSS)。CPSS共14个项目，采用Likert 5点计分，包含失控感和紧张感两个维度，每个维度包含7个条目，其中紧张感维度采取正向计分，失控感维度反向计分，两维度总和表示个体压力知觉水平。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.848。
除使用上述工具外，本研究还自行设计条目对集训新的性别、年龄、民族、是否独生子女、来源地、家庭结构、是否大学生入伍等人口学变量进行收集。
2.3. 数据统计分析
本研究采用SPSS 26.0进行数据的统计分析。将数据录入excel后导入SPSS 26.0统计软件进行统计分析。分析包括描述性统计、独立样本t检验、单因素方差分析、相关性分析和链式中介分析。
3. 研究结果
3.1. 共同方法偏差
由于本研究的被试在类似环境和时间点填写，属于自陈问卷，因此，为了减少共同方法偏差产生的影响，研究者通过平衡问卷顺序、被试匿名作答等途径来较少影响。在问卷回收后，使用Harman单因素检验法进行分析。结果显示，未旋转的因素分析得到大于1的特征根因子共9个，第一个因子的解释变异量为35.05%，变异量小于临界值(40%)。表明本研究无明显的共同方法偏差。
3.2. 各变量的现状分析
对新兵的心理灵活性总分及维度得分进行描述性统计，结果表明，新兵心理灵活性得分为69.49 ± 10.01，其中接纳与解离、活在当下、价值与行动等维度得分分别为20.23 ± 4.42、19.25 ± 3.93、30.01 ± 4.63。对新兵的自尊得分进行描述性统计，结果表明，新兵的自尊水平得分为32.99 ± 5.23。对新兵的压力知觉总分及维度得分进行描述性统计，结果表明，新兵压力知觉得分为31.03 ± 8.53，其中紧张感和失控感维度得分分别为14.69 ± 4.06、16.34 ± 6.27。对新兵的心理健康得分进行描述性统计，结果表明，新兵的心理健康得分为15.69 ± 4.11。
3.3. 各变量在人口学上的差异
采用独立样本t检验对各变量在人口学变量(民族、是否独生子女、来源地、是否大学生入伍)、采用单因素方差分析对各变量在家庭结构上的差异进行检验。结果如表2显示。
心理健康在民族之间存在显著差异(t = 2.57, p < 0.05)，其中少数民族的心理健康水平显著高于汉族群体；在是否独生子女上存在显著差异(t = 2.32, p < 0.05)，其中独生子女的心理健康水平显著低于非独生子女；在来源地上存在显著差异(t = 2.15, p < 0.05)，其中来自农村的个体心理健康水平显著高于城市个体；在是否大学生入伍上不存在显著差异(t = 0.55, p > 0.05)；在家庭结构上存在显著差异(F = 4.89, p < 0.01)，事后检验发现，事后检验发现，双亲显著高于其他。
心理灵活性在民族、否独生子女、是否大学生入伍之间不存在显著差异(t = −0.62、t = −0.14、t = 0.19, p > 0.05)；在来源地上存在显著差异(t = −0.04, p < 0.05)，其中来自农村的个体心理灵活性水平显著高于城市个体；在家庭结构上存在显著差异(F = 4.06, p < 0.05)，事后检验发现，事后检验发现，双亲显著高于其他。
自尊在民族、是否独生子女、来源地、是否大学生入伍、家庭结构之间不存在显著差异(t = 0.50、t = 0.42、t = 1.35、t = 1.02、F = 2.55，p > 0.05)。
压力知觉在民族、是否独生子女、来源地、是否大学生入伍之间不存在显著差异(t = 0.28、t = −0.06、t = 0.97、t = 0.17，p > 0.05)；在家庭结构上存在显著差异(F = 3.93, p < 0.05)，事后检验发现，事后检验发现，双亲显著低于其他，单亲显著低于其他。
Table 2. Analysis of differences in demographic variables of mental health
表2. 心理健康在人口学变量上的差异性分析
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01。
3.4. 变量相关分析矩阵
对集训新兵的心理灵活性、自尊、压力知觉和心理健康进行相关分析。结果显示(见表3)，心理健康与心理灵活性(p = −0.636, t < 0.01)、自尊(p = −0.592, t < 0.01)呈显著负相关，与压力知觉(p = 0.685, t < 0.01)呈显著正相关；心理灵活性与自尊(p = −0.681, t < 0.01)呈显著正相关，与压力知觉(p = −0.763, t < 0.01)呈显著负相关；自尊与压力知觉(p = −0.699, t < 0.01)呈显著负相关。
Table 3. Correlation analysis among variables
表3. 各变量之间的相关性分析
**在0.01级别(双尾)，相关性显著。
3.5. 链式中介效应检验
依据假设模型，采用Hayes (2017)编制的SPSS宏中Model 6进行链式中介效应检验。
Table 4. Analysis of mediating effects of self-esteem and perceived stress
表4. 自尊和压力知觉的中介效应分析
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
在控制人口学变量的基础上，检验自尊和压力知觉在心理灵活性与心理健康的关系中的中介效应，结果(见表4)表明：心理灵活性对自尊具有显著的正向预测作用(β = 0.356, p < 0.001)；心理灵活性和自尊对压力知觉具有显著的负向预测作用(β心理灵活性 = −0.453、β自尊 = −0.555, p < 0.001)；心理灵活性和自尊对心理健康具有显著的负向预测作用(β心理灵活性 = −0.085、β自尊 = −0.141, p < 0.001)，压力知觉对心理健康具有显著的正向预测作用(β = 0.192, p < 0.001)。
对自尊和压力知觉在心理灵活性与心理健康关系中的中介效应量及置信区间进行分析，结果(见表5)显示：心理灵活性对心理健康的作用包含1条直接路径和3条间接路径。1条直接路径的效应值为−0.085，其Bootstrap 95%置信区间不含0值，故存在直接效应。3条间接路径分别为路径一：心理灵活性→压力知觉→消极心理健康；路径二：心理灵活性→应对方式→消极心理健康；路径三：由心理灵活性→压力知觉→应对方式→消极心理健康。3条间接路径的Bootstrap 95%置信区间均不包含0，故存在中介效应。其中，路径1的中介作用效应值为−0.050，占总效应的19.28%；路径2的中介作用效应值为−0.087，占总效应的33.46%；路径3的中介作用效应值为0.038，占总效应的14.61%。
Table 5. Results of Bootstrap test of direct path and indirect path with self-esteem and stress perception as mediating variables
表5. 以自尊和压力知觉为中介变量的直接路径与间接路径的Bootstrap检验结果
注：Boot标准误为间接效应的标准误差，Boot CI下限和Boot CI上限为95%置信区间的下、上限。
4. 讨论
4.1. 心理灵活性与心理健康的关系
本研究在心理灵活性模型的基础上，探讨心理灵活性与心理健康的关系及其影响机制。相关分析表明，心理灵活性与心理健康之间存在显著相关。回归分析表明，心理灵活性对心理健康的直接预测作用显著，证实假设1。该结果与前人的研究结果一致(章茜，2014)，支持了心理灵活性模型，心理灵活性水平较高的新兵个体，在入伍后，面对新的人际关系、训练压力、规章制度等新的环境时，能够有意识的与当下充分接触，既不会沉溺于过去，也不会过度的担忧未来，而是以接纳、开放的态度面对周围发生的事情和经历，能够明晰自己的价值追求，在价值方向的引导下采取行动或做出改变。相反，心理灵活性水平较低的个体，容易导致个体产生心理困扰，不能及时调整心理状态面对当下的情境，部分个体出现烦躁、紧张、焦虑甚至抑郁的风险。
4.2. 自尊和压力知觉的链式中介作用
中介分析结果表明，心理灵活性不仅可以直接预测个体的心理健康水平，还能够通过自尊显著预测心理健康水平，结果证实研究假设2。这与已往研究一致(化振等，2015)，说明心理灵活性水平与自尊关系密切，心理灵活性与自尊均对心理健康具有预测作用。心理灵活性水平较低的个体，也称为心理僵化，通常表现为不自信、敏感、容易在意让人的评价与看法，而出现回避现象，长时间的回避会导致以上表现程度的加深，不仅如此，心理僵化的个体容易受制于个体大脑的种种想法，给自己贴标签，个人的价值观不明晰，导致生活没有方向，这些都会对个体的自尊水平产生影响。值得注意的是，心理灵活性与自尊的关系可能是相互的(高欣，2016)，心理僵化会促进低自尊的形成，而低自尊反过来也会进一步固化心理僵化，但无论怎么讲，心理灵活性与自尊同时对心理健康的产生影响，具有预测作用。
其次，中介分析结果还表明，心理灵活性也能够通过压力知觉显著预测心理健康水平，结果证实研究假设3。心理灵活性对压力知觉的预测作用与前人的研究结果相一致(黄婷婷，吴素梅，2021)，保护因子模型认为，高水平的压力是个体心理疾病的风险性因素，不同的个体即使处在相同的压力刺激下也会产生不同的压力知觉水平，就是因为个体的心理保护因子在起作用，心理灵活性较高的个体在面对压力时，能够理性看待负性情感和思维束缚，不被头脑中的消极想法所左右，能够有效的应对和掌控压力，其产生的压力知觉水平就低，对个体心理健康的影响就少，产生的心理困扰也就更少。
此外，心理灵活性还能通过自尊、压力知觉的链式中介作用对心理集训新兵的心理健康产生影响，证实研究假设4。这一结果补充说明了心理灵活性对心理健康的影响机制，支持了压力缓冲模型和保护因子模型。个体较高水平的保护因子会减缓危险因子对其身心的影响，从而提升身心健康水平。高心理灵活性的个体在面临压力刺激时，能够灵活有效地处理问题，在面对变化的情境时，与当下紧密联结，能够接纳负性情绪，在个人价值观的引导下不断前进，因此表现的更有自信，更加乐观，相信问题可以得到解决，个体感知的压力就会少，心理困扰自然也就少，更有利于维护心理健康；而心理僵化的个体不能正确处理负面情绪，在意他人对自己的看法，因为害怕和怀疑自己无法有效解决问题或做错事被批评而不去尝试，经验性的回避导致个体对自己表现得极为不自信，会产生更多的不确定感和紧张情绪，造成心理压力，对心理健康产生影响，严重时会威胁生命安全。
综上可见，心理灵活性对心理健康的影响不容忽视。心理灵活性是接纳承诺疗法的首要目标，因此提示可以通过对存在心理困扰的集训新兵进行接纳承诺疗法治疗，对其心理灵活性起到促进作用，更块适应部队环境，加快从地方青年到合格军人的转变，迈好军旅生涯的第一步。
5. 研究不足
本研究对集训新兵的心理干预工作有一定启示作用，此外还存在一些不足：一是本研究从横断面对集训新兵的心理灵活性等各变量进行研究，无法推断变量之间的因果关系，未来可考虑纵向或追踪研究；二是本研究发现心理灵活性对心理健康具有预测作用，后续研究可以通过接纳承诺疗法来提高集训新兵的心理灵活性以提高其心理健康水平。