1. 引言
大学生作为青年群体的重要组成部分，其心理健康与综合素质不仅关乎个人成长，也关系到国家和民族的未来发展。然而，当前大学生面临多重压力，包括居住与生活方式的变化、学习与工作的高强度要求、经济负担的加重以及复杂的就业环境，这些因素都可能引发心理健康问题(Cuijpers et al., 2016; Lun et al., 2018; Thurber & Walton, 2012)。与此同时，网络时代的到来，使得网络游戏、社交平台和信息过载等新兴因素，进一步加剧了大学生心理健康的挑战(Shen et al., 2020)。已有研究表明，心理健康水平不足不仅会影响大学生的学业投入与学业表现，导致留级或辍学等消极后果(Kalkbrenner et al., 2019)，还会降低其生活质量和幸福感(Ridner et al., 2016)，甚至在一定程度上阻碍其社会适应和职业发展(Gao et al., 2020)。因此，大学生心理健康现已成为家庭、学校乃至社会各界的关注重点。“心理困扰”常被用作反映个体心理状态异常的核心概念，主要指个体在应对外界压力和内在冲突过程中产生的持续性负面情绪与功能障碍(Mboya et al., 2020)。焦虑、抑郁与压力作为心理困扰的常见表现形式，通常是相关研究的关注重点。一方面，这三种情绪困扰在大学生群体中具有较高的发生率和共病性，能够较为全面地反映其心理适应状况(Curelaru & Curelaru, 2025)；另一方面，焦虑、抑郁与压力已成为国际心理健康评估与干预研究中广泛采用的关键指标。这一观点可以用Depression Anxiety Stress Scales (DASS)的广泛应用为代表—该量表在全球范围内用于区分和测量焦虑、抑郁与压力三大维度的负性情绪状态(Lovibond & Lovibond, 1995)。因此，本文选择以焦虑、抑郁和压力作为“心理困扰”的具体代表，以此为切入点探讨提升大学生心理健康水平的有效路径。
在心理学研究领域中，自我接纳是自尊的重要组成部分，反映个体现实自我与理想自我之间关系以及对现实自我接纳的程度，个体理想自我对实际自我的歪曲评价导致对现实自我的不接纳会造成明显的心理冲突，这也是神经症的重要特点(刘明波等，2014)。自我接纳显著负向预测大学生的心理困扰水平(抑郁、焦虑与压力)，这意味着自我接纳水平越高，心理症状困扰越小，心理健康水平越高(张晖等，2016)。这一结果与格桑泽仁等(2005)、黄高贵等(2006)、范寅莹等(2011)的研究结论一致，无论是本科大一新生，还是高职生，亦或是对全体在校生的调查，都一一证实了自我接纳与心理健康之间存在高度相关性(张晖等，2016)。因此本研究提出假设1，大学生自我接纳水平负向预测大学生心理症状困扰。
尽管自我接纳与心理症状困扰之间的相关关系已得到充分证实，但其内在的作用机制仍有待阐明。现有研究多集中于验证两者间的直接关系，即回答了“是否相关”的问题，而对于自我接纳是“如何”通过具体的心理过程影响心理症状困扰，关注尚显不足。这种从相关关系到作用机制的深化，是理解自我接纳保护性功能的关键。因此，本研究认为，有必要考察可能在二者之间起桥梁作用的中介变量，以揭示其内在路径。
心理灵活性指个体有意识地以灵活、自主的方式接触当下，根据现实环境提供的条件，按照自己的价值观开展行动，是接纳承诺疗法(Acceptance and Commitment Therapy, ACT)的核心概念(陈玥，祝卓宏2018)。目前，国内对大学生心理健康问题的研究多从情绪情感、性格特征等个体特征方面进行，而很少考虑到大学生的心理灵活性问题(张颖博，刘宝，2019)。在国外关于心理灵活性的研究比较多。Kashdan & Rottenberg (2010)的研究指出心理灵活性是心理健康的重要方面，心理灵活性可以满足个体的能力，同时也能识别和适应各种情境的需求，转变自身思维方式或行为等。Hofmann et al. (2010)的研究结果表明在临床上正念疗法能够有效地改善焦虑和情绪问题。Hussey (2012)的研究表明心理灵活性在改变心理病理症状(如疼痛、抑郁焦虑和精神病等)中发挥着中介或部分中介作用。Masuda (2011)的调查因子分析中得出心理健康和心理困扰、心理灵活性之间有密切关系。McCracken (2013)的研究发现心理灵活性能够改善抑郁症、社会功能及心理健康等。大量实证研究表明了心理灵活性对心理困扰的负向预测作用。因此，本研究提出假设2，心理灵活性在自我接纳与大学生心理困扰之间起中介作用。
综上，本研究拟探讨大学生自我接纳、心理灵活性与心理困扰(抑郁、焦虑与压力)的关系，并明确心理灵活性在大学生自我接纳与心理困扰之间的中介作用。
2. 研究方法
2.1. 被试
本研究采用整群抽样方式，通过校内网络对内江某高校在校大学生进行调查，实际发放问卷306份，剔除无效问卷后，最终获得有效问卷262份，问卷回收有效率为85.6%。被试平均年龄为20.66 ± 1.39岁。性别构成方面，男生57人(21.8%)，女生205人(78.2%)。年级分布为：大一8人(3.1%)、大二20人(7.6%)、大三215人(82.1%)、大四19人(7.3%)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 自我接纳量表
采用丛中和高文凤(1999)编制的自我接纳量表对大学生的自我接纳水平进行测量。该量表共16个条目，包含自我接纳和自我评价两个维度，采用Likert 4点评分(1 = “不符合”，4 = “完全符合”)，总分越高表示自我接纳水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.81，具有良好的内部一致性信度。
2.2.2. 接纳与行动问卷(AAQ-II)
采用Bond et al. (2011)编制，曹静等人(2013)修订的中文版接纳与行动问卷第2版(AAQ-II)，用于测量个体的心理灵活性。该量表共7个条目，采用Likert 7点评分(1 = “完全不同意”，7 = “完全同意”)，得分越高表示心理灵活性水平越低。总分越高代表心理灵活性越低。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.93，信度较高。
2.2.3. 抑郁焦虑压力量表(DASS-21)
采用Lovibond和Lovibond (1995)编制，龚栩等人(2010)修订的中文版DASS-21量表，评估被试在过去一周中的抑郁、焦虑与压力水平。量表共21题，包含抑郁、焦虑、压力三个维度，每个维度各7题，采用Likert 4点评分(0 = “从未有过”，3 = “几乎一直有”)，总分越高表示心理困扰程度越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.97，内部一致性极高。
2.3. 数据处理
本研究使用SPSS23.0软件进行数据统计与分析，主要步骤如下：首先进行描述性统计与常模分析；采用独立样本t检验检验性别、年级等人口变量在主要研究变量上的差异；使用Pearson相关分析探究变量间的线性关系；最后采用PROCESS宏程序(Model 4)对中介效应进行检验，使用Bootstrap方法重复抽样5000次，置信区间为95%。在中介模型分析中，性别、年龄与年级被设置为控制变量，以提升分析的科学性与稳定性。
3. 研究结果
3.1. 共同方法偏差检验
本研究采用自我接纳、心理灵活性、抑郁焦虑压力三个量表进行自我报告式测量，可能会产生共同方法偏差问题。因此，采用Harman单因素方法进行检验(周浩，龙立荣，2004)。结果显示，特征根大于1的因子共有7个，且第一个公因子的解释率为37.36%，低于临界值40%，因此本研究不存在明显的共同方法偏差。
3.2. 描述统计与相关分析
Table 1. Descriptive statistics of self-acceptance, acceptance and action, and depression, anxiety, and stress (M ± SD)
表1. 自我接纳、接纳与行动、抑郁焦虑压力的描述统计分析(M ± SD)
变量 |
男生(n = 57) |
女生(n = 205) |
总计(n = 262) |
自我接纳 |
40.12 ± 6.11 |
39.50 ± 5.64 |
39.63 ± 5.74 |
接纳与行动 |
30.49 ± 9.54 |
29.72 ± 7.02 |
29.89 ± 7.63 |
抑郁焦虑压力 |
40.19 ± 14.52 |
3.82 ± 0.48 |
38.29 ± 12.87 |
Table 2. Correlation analysis among self-acceptance, acceptance and action, and depression, anxiety, and stress
表2. 自我接纳、接纳与行动、抑郁焦虑压力的相关分析
变量 |
年级 |
性别 |
自我接纳 |
接纳与行动 |
抑郁焦虑压力 |
年级 |
1 |
|
|
|
|
性别 |
−0.084 |
1 |
|
|
|
自我接纳 |
0.090 |
−0.045 |
1 |
|
|
接纳与行动 |
−0.073 |
−0.078 |
−0.501** |
1 |
|
抑郁焦虑压力 |
0.147* |
−0.042 |
0.655** |
−0.541** |
1 |
注：*p < 0.05, **p < 0.01。
自我接纳、接纳与行动、抑郁焦虑压力的平均数与标准差见表1。如表1所示，大学生的自我接纳低于中等临界值，整体处于较低水平，接纳与行动、抑郁焦虑压力均高于中等临界值，整体处于较高水平。独立样本t检验结果显示，自我接纳、接纳与行动、抑郁焦虑压力在性别上的差异均不显著(p > 0.05)，表明性别因素对各变量影响较小。皮尔逊相关分析结果显示，自我接纳与“接纳与行动”呈显著正相关，自我接纳与抑郁焦虑压力呈显著负相关，“接纳与行动”与抑郁焦虑压力同样呈显著负相关，具体见表2。
3.3. 心理灵活性在自我接纳与心理困扰之间的中介效应
由表2结果可得，自我接纳、接纳与行动、抑郁焦虑压力之间两两变量的相关性显著，符合中介效应检验的前提条件。运用PROCESS程序的Model 4，将自我接纳作为自变量、心理灵活性作为中介变量、心理困扰为因变量，分析心理灵活性在大学生自我接纳与心理困扰的中介作用。表3的结果显示，自我接纳显著正向预测接纳与行动(β = 0.66, p < 0.001)，自我接纳也显著负向预测抑郁、焦虑与压力(β = −0.50, p < 0.001)。在将接纳与行动作为中介变量引入后，自我接纳对抑郁、焦虑与压力的预测作用仍然显著(β = −0.26, p < 0.001)，同时，接纳与行动也显著负向预测抑郁、焦虑与压力(β = −0.37, p < 0.001)。以上结果表明，接纳与行动在自我接纳对心理困扰的影响中发挥了部分中介作用，验证了研究假设1、2。
Table 3. Test of the mediation model of acceptance and action between self-acceptance and depression, anxiety, and stress
表3. 接纳与行动在自我接纳与抑郁焦虑压力之间的中介模型检验
结果变量 |
预测变量 |
拟合指标 |
系数显著性 |
R2 |
F |
β |
t |
抑郁焦虑压力 |
自我接纳 |
0.25 |
87.34 |
−0.50 |
−9.35*** |
接纳与行动 |
自我接纳 |
0.43 |
195.79 |
0.66 |
13.99*** |
抑郁焦虑压力 |
自我接纳 |
0.33 |
63.96 |
−0.26 |
−3.82*** |
接纳与行动 |
|
|
−0.37 |
−5.34*** |
为检验中介效应的显著性，使用Bootstrap重复抽样5000次，置信区间为95%。中介效应的分析结果见表4，自我接纳通过接纳与行动对抑郁、焦虑与压力的间接效应为−0.55，接纳与行为的中介效应区间为[−0.79, −0.32]，不包含0，说明中介效应显著。自我接纳对抑郁、焦虑与压力的总效应为−1.12，其中间接效应占比为49%，直接效应占比为51%。可见，接纳与行动在自我接纳对心理困扰的影响中起到了重要的中介作用(如图1所示)。
Table 4. Mediating effect of acceptance and action between self-acceptance and depression, anxiety, and stress
表4. 接纳与行动在自我接纳与抑郁焦虑压力间的中介效应
项目 |
效应值 |
标准误 |
95%置信区间 |
相对效应值 |
下限 |
上限 |
总效应 |
−1.12 |
0.12 |
−1.36 |
−0.89 |
|
直接效应 |
−0.58 |
0.15 |
−0.87 |
−0.28 |
51% |
间接效应 |
−0.55 |
0.12 |
−0.79 |
−0.32 |
49% |
Figure 1. Pathway of the relationships among self-acceptance, psychological flexibility, and psychological distress
图1. 自我接纳、心理灵活性与心理困扰关系路径
4. 讨论
4.1. 自我接纳与大学生心理困扰的关系
本研究发现，自我接纳与大学生的心理困扰(抑郁、焦虑与压力)水平之间存在显著负相关关系，自我接纳可以显著负向预测心理困扰水平。也就是说，个体越能够接纳自身的缺点与不完美，越不容易出现情绪困扰和应激反应。这一结果与接纳承诺疗法(Acceptance and Commitment Therapy, ACT)的核心观点一致，即提升个体的接纳能力有助于减少情绪痛苦和心理困扰(Hayes et al., 1999)。自我接纳的提升使个体更容易面对现实、降低自我批评程度，增强对负性事件的耐受力。因此，接纳自我的大学生更可能采用积极的方式来处理压力和挑战，进而表现出较低的抑郁、焦虑和压力水平。这一结果与已有研究结果相一致，例如(田宏碧，陈家麟，2003)研究结果表明大学生的心理健康与自我接纳密切相关，自我接纳程度越高，心理健康水平越高，而心理越健康的人，越能够接纳自己。总体来看，自我接纳作为一种个体内在的调节资源，在大学生心理健康的维护中具有重要意义。
4.2. 接纳与行动的中介作用
本研究进一步发现，接纳与行动(即心理灵活性)在自我接纳与心理困扰之间起部分中介作用。自我接纳不仅可以直接负向预测大学生的心理困扰，还可以通过提高其心理灵活性间接降低心理困扰水平。这一发现验证了研究假设，并呼应了ACT理论体系的核心机制模型(Hayes et al., 2006)，即通过提升个体的心理灵活性来减少心理不适。心理灵活性作为ACT模型中的关键变量，是指个体在面对不愉快的内部经验(如痛苦、焦虑或压抑情绪)时，能够不加评判地接纳并保持与价值目标一致的行动倾向(Kashdan & Rottenberg, 2010)。在本研究中，自我接纳的个体更易于发展心理灵活性，从而更有效地调节情绪和应对压力。本研究发现的中介效应(间接效应 = −0.55，占总效应49%)表明心理灵活性是自我接纳影响心理困扰的重要路径。究其原因，心理灵活性的提升帮助个体打破回避—控制的恶性循环，使其能够以开放和灵活的方式面对生活压力，从而显著降低心理困扰。
4.3. 研究局限与未来展望
本研究存在一些局限性。首先，本研究采用的是横断面设计，仅能揭示变量之间的相关关系，难以充分说明变量之间的因果机制。后续研究可采用纵向追踪或实验设计，以增强研究的解释力与因果推论能力。其次，样本选自部分高校的大学生，群体样本可能存在男女比例失衡的潜在问题。且因大四学生实习等因素样本容量有限，可能存在一定的代表性偏差。未来研究可扩大样本量和来源，涵盖不同地区、年级、专业的大学生，以提高结果的普遍性。此外，心理困扰作为因变量，仅以自评问卷形式进行评估，可能受主观偏差影响。建议后续研究结合他评、访谈或生理测量等多源数据进行补充，提升研究信效度。最后，本研究聚焦于单一中介变量，未来可进一步探讨调节变量或多重中介路径，以建构更完整的影响机制模型。
4.4. 实践启示
尽管有一些不足，本研究的结果仍然可以对当前高校心理健康教育与干预实践具有一定启示意义：首先，应重视大学生自我接纳能力的培养。高校心理辅导中心可以通过开设团体辅导活动，引导学生正视并接纳真实的自我，从而减少内耗与心理冲突。其次，应加强对“心理灵活性”的系统培养。提高大学生面对困境时的心理开放性与应对弹性，帮助他们更灵活地调节负性情绪，提升心理韧性。此外，高校还可将心理健康教育融入通识课程与生涯发展课程之中，强化学生对自我情绪、价值与目标的觉察，从整体上提升心理素养，预防心理困扰的发生。
5. 结论
(1) 自我接纳、心理灵活性、心理困扰之间两两显著相关，自我接纳与心理灵活性正相关，自我接纳与心理困扰负相关，心理灵活性与心理困扰负相关。
(2) 心理灵活性在自我接纳与心理困扰之间起部分中介作用，表明自我接纳通过增强个体的心理灵活性，从而缓解其心理困扰水平。