1. 引言
初中阶段(约12~15岁)是个体发展的关键过渡期，生理快速成熟与心理社会适应能力的发展常存在“不同步性”(Eccles et al., 1993)。在此背景下，学业、同伴及亲子关系等多重挑战交织，使初中生成为心理健康问题的易感人群。国家对青少年心理健康议题给予了高度关切，教育部等十七部门于2023年印发的《全面加强和改进新时代学生心理健康工作专项行动计划》等系列政策文件，凸显了此项工作的系统性与紧迫性。
世界卫生组织将心理健康定义为“一种完好的状态，个体能够实现其能力，应对正常生活压力，富有成效地工作并为其社区做出贡献”世界卫生组织将心理健康定义为“一种完好的状态，个体能够实现其能力，应对正常生活压力，富有成效地工作并为其社区做出贡献”(World Health Organization, 2001)。这一定义超越了疾病的缺失，涵盖了情绪、心理和社会三个维度的良好功能。对于正处于身心快速发展关键时期的初中生而言，来自自我探索、亲子关系、同伴关系、学业压力、情绪困扰等多方面的负性生活事件——即对其身心发展产生消极影响的各类事件(刘贤臣等，1997)——构成了重要的心理社会应激源，严重威胁其心理健康状态(陈树林，郑全全，2002)。依据累积风险模型，当多重压力源叠加并突破个体承受的临界点时，便可能引发持久且严重的消极后果(葛海艳，刘爱书，2018；Evans, Li, & Whipple, 2013)。Haight et al. (2023)的研究进一步证实，负性生活事件的累积效应会使应激反应持续被激活，进而显著提升个体出现各类心理健康及生理健康问题的风险。故本研究提出假设1：负性生活事件与初中生心理健康水平呈显著正相关，即负性生活事件经历越多，心理问题越严重。
在诸多个体特征中，性别是一个核心变量，可能通过生物、心理与社会文化的复杂交互作用塑造心理健康的不同路径。从社会角色理论(Wood & Eagly, 2002)来看，社会对女性情感表达与关系维系、对男性坚强独立的差异化期待，塑造了其不同的压力应对模式与情绪表达规范。进入青春期后，性别强化假说(Priess et al., 2009)进一步指出，生理成熟与社会期望的双重压力会放大这种差异，导致女性更倾向于内化压力(表现为抑郁、焦虑)，而男性更倾向于外化问题(表现为敌对、攻击) (Chaplin & Aldao, 2013)。Prentice and Carranza (2002)的研究揭示了社会对于男女的“规定性期待”(如男性不能脆弱。女性必须温柔)，从而强化了男女的行为差异。更为深层的是，生物社会理论强调，心理健康的性别差异并非由单一因素决定，而是生物因素(如青春期的激素波动、遗传易感性)与社会文化背景(如性别角色规范、社会分工)之间持续互动的结果。这三大理论视角共同勾勒出一个整合性的框架：社会文化塑造了不同的应对策略，青春期发展强化了这些差异，而生物–社会的交互作用则为这些差异提供了底层机制。这三大理论视角共同预示，男女生在压力应对上会呈现出系统性的分化：女性更倾向于将压力“内化”为指向自身的情绪困扰(如抑郁、焦虑)，而男性则更可能将压力“外化”为指向外部的行为问题(如敌对、攻击) (Chaplin & Aldao, 2013)。鉴于本研究使用的《中学生心理健康量表》主要评估的是内化问题(如抑郁、焦虑、人际敏感等)，且大量实证研究(吴曼等，2017)一致发现女性在内化障碍上的患病率显著高于男性。本研究提出假设2：初中女生的负性生活事件暴露水平和心理健康问题水平均显著高于男生。
更重要的是，性别不仅可能造成心理健康水平的基线差异，更可能调节负性生活事件对心理健康的影响强度。大量研究表明，女性对人际冲突、学业压力等事件表现出更高的敏感性，负性生活事件在女性精神障碍发作中的作用也更为突出(Hankin & Abramson, 2001; Brand, Angst, & Holsboer-Trachsler, 2010)。其机制在于，性别影响个体对负性生活事件的认知评估与应对策略：女性通常将事件评价为更负面、更不可控(Matud, 2004)，并更倾向于采用反刍思维，从而加剧情绪痛苦；男性则更多外化压力(Chaplin & Aldao, 2013)。这种差异在青少年期乃至成年期均稳定存在，例如婚姻冲突后女性抑郁水平上升更快，表明女性在同等压力下心理健康受损更严重。据此，本研究提出假设3：性别在初中生负性生活事件与心理健康的关系中起调节作用，即与男生相比，女生在经历负性生活事件后，其心理健康受损程度更为严重。
然而，现有研究对性别调节作用的具体模式及其整合心理机制仍缺乏深入检验(图1)，多数研究或视角单一，或未将性别作为核心调节变量考察，导致对心理健康风险性别分化路径的解释不足。因此，本研究整合社会角色理论、性别强化假说与生物社会理论，以中国初中生为样本，不仅验证负性生活事件对心理健康的预测作用，更重点检验性别的调节效应，旨在揭示女生在经历负性生活事件(尤其是人际与学业压力)后是否表现出更大幅度的心理健康下降，为理解初中生心理风险的性别分化路径提供多理论整合的解释框架，并为分性别、分维度的心理健康教育与干预提供实证依据。
Figure 1. Moderating role model of gender
图1. 性别的调节作用模型
2. 研究对象与方法
2.1. 研究对象
我们采用整群抽样的方法从江苏省某市某中学抽取了1117名学生作为此次研究的对象，研究通过班主任协助，在线下课堂环境中统一分发纸质问卷，实施整班集体施测。为确保数据配对有效性，我们仅保留《青少年生活事件量表》与《中学生心理健康量表》两份问卷中均完整填写的被试数据。剔除未匹配或任一问卷缺失的无效数据后，最终获得有效问卷1088份，有效回收率为97.4%，较高的回收率得益于整班施测的组织方式。只对有效问卷进行结果分析，其中男生585名，占比53.77%；女生503名，占比46.23%。初一年级380人，占比34.86%；初二年级355人，占比32.57%；初三年级353人，占比32.39%。
2.2. 研究工具
2.2.1. 青少年生活事件量表
该量表由刘贤臣等人于1997年基于发展心理生态系统理论编制，用于评估12~18岁青少年遭遇的心理社会应激源及其主观影响强度。该量表为自评量表，包含27个条目，涵盖人际冲突(6项)、学业压力(5项)、受惩罚(4项)、丧失(3项)、健康适应问题(5项)及其他(4项)六个维度。采用Likert五点计分法(从“0 = 未发生”到“4 = 严重影响”)，总分为所有条目得分之和，分数越高表明个体心理压力越大。本研究中量表的Cronbach’s α系数值为0.940。
2.2.2. 中学生心理健康量表
该量表由王极盛教授于1997年主持编制，在本次调查中用于中学生测验的构成。该量表通过60个条目全面评估中学生的心理状态，共包含十个维度分别为：强迫症状；偏执；敌对；人际关系紧张与敏感；抑郁；焦虑；学习压力；适应不良；情绪不平衡；心理不平衡。采用五级评分制，从“无”到“严重”，分别用1到5的等级表示。测试者需要根据自己的实际情况，选择最符合自己过去十天状态的等级。计分规则简单，只需将每个条目的得分相加，得到一个总分。分数越高，表示可能存在的心理问题程度越严重。本研究中量表的Cronbach’s α系数值为0.973。
2.3. 数据分析
使用SPSS 26.0进行共同方法偏差检验、t检验、方差分析、相关分析、回归分析及PROCESS调节效应检验。
3. 实验结果
3.1. 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验方法检验是否存在共同方法偏差。结果显示，有15个因子的特征值大于1，且首因子解释率为35.511%，小于临界值40% (Podsakoff et al., 2003; 周浩，龙立荣，2004)。说明本研究不存在严重共同方法偏差。
3.2. 初中生心理健康的总体状况
首先，依据量表计分标准，得出问卷总分、各因子分及其平均分。其中，无心理问题的学生人数945名，占总人数的86.86%；轻度心理问题的有119名，占总人数的10.94%；中度心理问题人数22名，占总人数的2.02%；重度心理问题的有2名，占总人数的0.18%。整体心理健康状态良好，心理问题严重有一定发生率。心理健康状况分布见表1。
Table 1. Mental health status of middle school students
表1. 中学生心理健康状况
|
频率 |
百分比(%) |
无心理问题 |
945 |
86.86 |
续表
轻度心理问题 |
119 |
10.94 |
中度心理问题 |
22 |
2.02 |
重度心理问题 |
2 |
0.18 |
总计 |
1088 |
100 |
3.3. 负性生活事件和心理健康在性别和年级上的差异比较
独立样本t检验显示，女生在负性生活事件总分(t = 4.35, p < 0.001)和心理健康总分(t = 4.31, p < 0.001)上均显著高于男生。除适应不良t(1088) = 2.81，p < 0.01，Cohen’s d = 0.17、受惩罚t(1088) = 3.00，p < 0.01，d = 0.18、丧失t(1088) = 3.03，p < 0.01，d = 0.18和健康适应t(1088) = 2.06，p < 0.05，d = 0.12外，其余维度均存在极其显著的性别差异(p < 0.001)。具体而言，抑郁t(1088) = 6.43，p < 0.001，d = 0.39、情绪不平衡t(1088) = 6.11，p < 0.001，d = 0.37、焦虑t(1088) = 5.90，p < 0.001，d = 0.36以及“其他”负性生活事件t(1088) = 5.26，p < 0.001，d = 0.32的性别差异最为突出。
单因素方差分析表明，部分维度存在显著的年级差异，且多数得分随年级升高呈下降趋势。偏执F(2, 1085) = 5.90，p < 0.01，η2 = 0.011、敌对F(2, 1085) = 4.44，p < 0.05，η2 = 0.008、人际紧张与敏感F(2, 1085) = 6.44，p < 0.01，η2 = 0.012、抑郁F(2, 1085) = 3.34，p < 0.05，η2 = 0.006、学习压力F(2, 1085) = 4.51，p < 0.05，η2 = 0.008、情绪不平衡F(2, 1085) = 4.46，p < 0.05，η2 = 0.008、心理不平衡F(2, 1085) = 3.16，p < 0.05，η2 = 0.006、负性生活事件总分F(2, 1085) = 7.51，p < 0.001，η2 = 0.013、人际关系F (2, 1085) = 14.11，p < 0.001，η2 = 0.025、受惩罚F(2, 1085) = 8.63，p < 0.001，η2 = 0.015、丧失F(2, 1085) = 6.90，p < 0.001，η2 = 0.012、健康适应F(2, 1085) = 5.45，p < 0.01，η2 = 0.010和“其他”F(2, 1085) = 8.23，p < 0.001，η2 = 0.015均存在显著年级差异；而心理健康得分F(2, 1085) = 1.97，p > 0.05、强迫F(2, 1085) = 2.55，p > 0.05、焦虑F(2, 1085) = 1.77，p > 0.05、适应不良因子F(2, 1085) = 0.00，p > 0.05、生活学习压力因子F(2, 1085) = 1.67，p > 0.05在年级间无显著差异。事后检验显示，初三年级在上述多数维度上得分显著低于初一和初二年级，具体见表2。
Table 2. Gender and grade differences in negative life events and mental health
表2. 负性生活事件和心理健康在性别和年级上的差异比较结果
变量 |
性别(M ± SD) |
t |
年级 |
F |
LSD |
男 |
女 |
初一 |
初二 |
初三 |
心理健康 |
1.10 ± 0.35 |
1.22 ± 0.50 |
4.31*** |
1.18 ± 0.47 |
1.17 ± 0.44 |
1.12 ± 0.36 |
1.97 |
|
强迫 |
1.49 ± 0.51 |
1.68 ± 0.57 |
5.82*** |
1.62 ± 0.56 |
1.58 ± 0.55 |
1.53 ± 0.52 |
2.55 |
1 > 3 |
偏执 |
1.30 ± 0.47 |
1.45 ± 0.57 |
4.68*** |
1.39 ± 0.52 |
1.41 ± 0.58 |
1.29 ± 0.45 |
5.90** |
3 < 1, 2 2 > 3 |
敌对 |
1.31 ± 0.52 |
1.47 ± 0.64 |
4.56*** |
1.43 ± 0.62 |
1.41 ± 0.58 |
1.31 ± 0.54 |
4.44* |
3 < 1, 2 |
人际关系紧张与敏感 |
1.39 ± 0.54 |
1.59 ± 0.66 |
5.53*** |
1.54 ± 0.65 |
1.50 ± 0.61 |
1.39 ± 0.54 |
6.44** |
3 < 1, 2 |
抑郁 |
1.36 ± 0.54 |
1.61 ± 0.73 |
6.43*** |
1.52 ± 0.70 |
1.51 ± 0.67 |
1.41 ± 0.55 |
3.34* |
3 < 1, 2 |
焦虑 |
1.39 ± 0.58 |
1.63 ± 0.73 |
5.90*** |
1.51 ± 0.69 |
1.54 ± 0.69 |
1.45 ± 0.59 |
1.77 |
|
学习压力 |
1.64 ± 0.77 |
1.85 ± 0.79 |
4.40*** |
1.84 ± 0.84 |
1.69 ± 0.75 |
1.69 ± 0.76 |
4.51* |
1 > 2, 3 |
适应不良 |
1.32 ± 0.47 |
1.40 ± 0.53 |
2.81** |
1.35 ± 0.51 |
1.35 ± 0.47 |
1.36 ± 0.52 |
0.00 |
|
情绪不平衡 |
1.45 ± 0.55 |
1.68 ± 0.64 |
6.11*** |
1.60 ± 0.63 |
1.59 ± 0.62 |
1.48 ± 0.55 |
4.46* |
3 < 1, 2 |
续表
心理不平衡 |
1.22 ± 0.39 |
1.36 ± 0.48 |
5.36*** |
1.32 ± 0.48 |
1.30 ± 0.42 |
1.24 ± 0.41 |
3.16* |
3 < 1 |
负性生活事件 |
1.60 ± 0.58 |
1.77 ± 0.70 |
4.35*** |
1.76 ± 0.71 |
1.69 ± 0.64 |
1.58 ± 0.58 |
7.51*** |
3 < 1, 2 |
人际关系 |
2.34 ± 3.38 |
3.34 ± 4.08 |
4.33*** |
3.46 ± 4.23 |
2.89 ± 3.65 |
2.01 ± 3.12 |
14.11*** |
3 < 1, 2 1 > 2 > 3 |
受惩罚 |
0.79 ± 1.62 |
1.12 ± 1.96 |
3.00** |
1.16 ± 2.01 |
1.03 ± 1.72 |
0.63 ± 1.57 |
8.63*** |
3<1, 2 |
生活学习压力 |
2.32 ± 3.19 |
3.14 ± 3.40 |
4.07*** |
2.94 ± 3.64 |
2.63 ± 3.10 |
2.51 ± 3.13 |
1.67 |
|
丧失 |
0.61 ± 1.56 |
0.93 ± 1.89 |
3.03** |
0.94 ± 2.00 |
0.83 ± 1.78 |
0.48 ± 1.26 |
6.90*** |
3 < 1, 2 |
健康适应 |
0.62 ± 1.32 |
0.81 ± 1.60 |
2.06* |
0.90 ± 1.68 |
0.65 ± 1.33 |
0.56 ± 1.30 |
5.45** |
1 > 2, 3 |
其他 |
0.70 ± 1.43 |
1.33 ± 2.33 |
5.26*** |
1.23 ± 2.15 |
1.04 ± 1.99 |
0.67 ± 1.52 |
8.23*** |
3 < 1, 2 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
3.4. 负性生活事件与心理健康的相关分析
由表3可见，负性生活事件与心理健康水平(r = 0.44, p < 0.01)以及抑郁(r = 0.60, p < 0.01)、焦虑(r = 0.61, p < 0.01)等均呈正相关的关系。相关分析表明，负性生活事件经历越多，个体的抑郁、焦虑得分越高，心理健康总得分也越高，提示心理问题可能更严重。
Table 3. Correlation analysis between negative life events and mental health
表3. 负性生活事件与心理健康的相关分析结果
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
10 |
11 |
12 |
13 |
14 |
15 |
16 |
17 |
18 |
心理健康得分 |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
强迫 |
0.50** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
偏执 |
0.56** |
0.67** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
敌对 |
0.56** |
0.63** |
0.74** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
人际关系紧张与敏感 |
0.55** |
0.68** |
–0.74** |
0.71* |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
抑郁 |
0.57** |
0.66** |
0.74** |
0.72** |
0.79** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
焦虑 |
0.57** |
0.68** |
0.72** |
0.73** |
0.79** |
0.82** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
学习压力 |
0.49** |
0.65** |
0.63** |
0.61** |
0.67** |
0.66** |
0.66** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
适应不良 |
0.52** |
0.61** |
0.66** |
0.75** |
0.66** |
0.68** |
0.68** |
0.64** |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
情绪不平衡 |
0.53** |
0.68** |
0.69** |
0.73** |
0.74** |
0.76** |
0.75** |
0.72** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
心理不平衡 |
0.49** |
0.58** |
0.62** |
0.60** |
0.63** |
0.57** |
0.59** |
0.60** |
0.62** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
|
负性生活事件得分 |
0.44** |
0.53** |
0.58** |
0.62** |
0.62** |
0.60** |
0.61** |
0.62** |
0.63** |
0.56** |
1.00 |
|
|
|
|
|
|
人际关系 |
0.45** |
0.53** |
0.61** |
0.62** |
0.65** |
0.60** |
0.61** |
0.61** |
0.62** |
0.59** |
0.86** |
1.00 |
|
|
|
|
|
受惩罚 |
0.37** |
0.39** |
0.44** |
0.48** |
0.49** |
0.45** |
0.47** |
0.45** |
0.48** |
0.44** |
0.73** |
0.69** |
1.00 |
|
|
|
|
生活学习压力 |
0.43** |
0.54** |
0.54** |
0.56** |
0.58** |
0.57** |
0.59** |
0.68** |
0.61** |
0.57** |
0.82** |
0.76** |
0.61** |
1.00 |
|
|
|
续表
丧失 |
0.28** |
0.29** |
0.33** |
0.37** |
0.36** |
0.33** |
0.34** |
0.29** |
0.31** |
0.30** |
0.61** |
0.53** |
0.49** |
0.41** |
1.00 |
|
|
健康适应 |
0.41** |
0.39** |
0.44** |
0.48** |
0.46** |
0.47** |
0.45** |
0.43** |
0.47** |
0.42** |
0.64** |
0.58** |
0.51** |
0.56** |
0.41** |
1.00 |
|
其他 |
0.40** |
0.40** |
0.43** |
0.46** |
0.46** |
0.45** |
0.47** |
0.42** |
0.46** |
0.44** |
0.73** |
0.66** |
0.64** |
0.61** |
0.50** |
0.53** |
1.00 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
3.5. 负性生活事件与心理健康的逐步回归分析
以负性生活事件的所有维度为自变量，心理健康总得分为因变量进行逐步回归分析。结果表明：6个因子对因变量的联合解释力为42% (R2 = 0.42)，且均具统计学意义(p < 0.05)。其中，人际关系因子的正向影响最强(β = 0.43, p < 0.001)，生活学习压力因子(β = 0.20, p < 0.001)和“其它”因子(β = 0.19, p < 0.001)亦呈显著正向作用；丧失因子(β = –0.12, p < 0.001)和受惩罚因子(β = – 0.10, p = 0.009)为显著负向影响，健康适应因子则存在微弱正向影响(β = 0.08, p = 0.021)，具体见表4。
Table 4. Stepwise regression analysis of mental health on negative life events
表4. 心理健康对负性生活事件的逐步回归分析
|
β |
t |
p |
R2 |
人际关系因子 |
0.43 |
9.51 |
0.000 |
0.42 |
生活学习压力因子 |
0.20 |
5.46 |
0.000 |
其它 |
0.19 |
4.79 |
0.000 |
丧失因子 |
–0.12 |
– 3.92 |
0.000 |
受惩罚因子 |
–0.10 |
– 2.62 |
0.009 |
健康适应因子 |
0.08 |
2.31 |
0.021 |
注：因变量：心理健康。
3.6. 性别的调节作用
采用SPSS宏程序PROCESS中的MODEL1，检验性别在生活事件和心理健康中的调节作用。首先将研究中各变量去中心化即取各变量的Z值，从而避免共线性的问题。结果如下图所示，中学生性别与负性生活事件的交互项对心理健康的预测作用显著(β = –0.12, p < 0.001)，说明性别在负性生活事件与心理健康的关系中起到显著调节作用，具体见表5。
Table 5. Test results of the moderating effect of gender (N = 1088)
表5. 性别的调节效应检验结果(N = 1088)
预测变量 |
β |
SE |
t |
95% CI |
常量 |
0.46 |
0.04 |
10.90*** |
[0.38, 0.54] |
负性生活事件 |
0.43 |
0.02 |
19.37*** |
[0.38, 0.47] |
性别 |
0.16 |
0.06 |
2.63** |
[0.04, 0.27] |
负性生活事件 × 性别 |
–0.12 |
0.03 |
–3.72*** |
[–0.19, –0.06] |
R2 |
0.01 |
F |
13.82*** |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001；β为非标准化系数。
为了深入揭示这一调节作用的具体模式，我们进一步进行了简单斜率检验。将性别划分为男生(编码为1)和女生(编码为0)两个水平，分别考察在不同性别群体中，负性生活事件对心理健康的预测作用。图2直观地展示了这一调节效应：代表女生群体的回归直线斜率更为陡峭，而代表男生群体的回归直线则相对平缓。这清晰地说明，随着负性生活事件的增多，女生心理健康状况的恶化速度要快于男生，从而验证了性别所起的调节作用：与男生相比，女生在经历负性生活事件后，其心理健康受损程度更为严重，如图2所示。
Figure 2. Moderating effect of gender between negative life events and mental health
图2. 性别在负性生活事件和心理健康之间的调节作用
4. 分析与讨论
4.1. 初中生心理健康与负性生活事件的整体现状分析
本研究显示，大多数初中生心理健康状况良好，但仍有13.12%的学生存在不同程度的心理问题。更值得深入探讨的是负性生活事件各维度的影响存在分化。负性生活事件中，人际关系与生活学习压力是影响初中生心理健康的核心因素。这与国际研究中对青少年社会–学业压力源的强调相吻合(Deighton et al., 2019)。一个值得深入探讨的发现是，“丧失”与“受惩罚”因子对心理健康呈现出显著的负向预测作用。这提示我们，压力效应并非绝对消极，可能适度的挑战激活了个体的保护性因素，与“逆境成长”理论(于肖楠，张建新，2005)相呼应。然而，本研究采用的横断面数据难以揭示这些因子之间的动态因果过程，其负向作用的机制需谨慎解读，可能受到统计上的抑制效应影响。这恰恰提示我们，未来研究需要采用纵向设计，并关注不同类型压力源的组合效应，而非孤立地看待单一事件。
4.2. 心理健康和负性生活事件在性别与年级上的差异比较分析
本研究观察到女生在所有内化问题维度(如抑郁、焦虑)上的得分均显著高于男生，这与全球范围内的研究结论一致。除了引言中论及的社会角色理论和性别强化假说，这一结果深刻反映了社会性别规训对情绪体验与表达的塑造作用。正如西蒙娜·德·波伏娃(2009)所言，女性并非生而如此，而是被社会建构而成。社会对女性情感表达的鼓励与对男性情绪压抑的期待，共同导致女性更倾向于“内化”压力，而男性则可能将压力“外化”为不被本研究量表充分捕捉的行为问题(如违纪、攻击)。因此，观察到的性别差异部分源于测量工具的偏好与社会规训下的不同表达方式。
在年级差异上，初一年级学生表现出更高的心理压力水平，这强烈支持了“发展阶段–环境匹配理论”(Eccles et al., 1993)。初一学生同时面临青春期发育、学校环境转换和学业要求提升的多重挑战(李文道等，2003)，容易产生适应困难。尽管本研究出于模型简洁性未检验年级的调节作用，但这一显著的年级主效应清晰地指出，初中阶段的心理健康干预必须考虑发展特异性，未来的研究应深入探索风险与保护因素如何随年级动态变化。
4.3. 负性生活事件与心理健康的关系分析
相关与回归分析共同证实，负性生活事件总体对心理健康有显著的负面预测作用。这一发现与Hankin和Abramson (2001)的认知脆弱性–应激模型高度契合。该模型强调，生活事件本身并不直接导致心理问题，而是通过激活个体已有的负面认知模式(如反刍思维、绝望感)来发挥作用。处于青春期的初中生，其认知评估系统正处于快速发展且不稳定的阶段，因而更易受到负性生活事件的冲击。尤其对于青春期学生而言，其认知调控与情绪管理能力的发展可能相对滞后于生理成熟，这使得他们在应对负性生活事件时更易陷入心理病理状态(Yuan et al., 2015)。在这些压力源中，人际关系与学业压力的作用尤为突出，成为影响初中生心理健康的核心因素。这一结果也与Deighton et al. (2019)基于英国大样本的研究结论相一致，该研究明确指出，社交困难与学业要求是引发青少年情绪与行为问题的关键诱因。
需要特别指出的是，本研究的全部数据均来源于学生自我报告，尽管共同方法偏差检验结果显示问题不严重，但这种方法仍可能放大变量间的关联强度。未来的研究若能整合教师评价、家长报告等多元数据源，将能更客观、更稳健地揭示变量间的真实关系。
4.4. 性别的调节分析
本研究通过严谨的统计检验证实，性别在负性生活事件与心理健康的关系中起着显著的调节作用，即女生对压力更敏感，心理健康受损程度更严重。这一调节效应是生物、心理与社会文化因素复杂交织的产物。在社会文化层面，女性被赋予更多关系维系的责任，使其对人际压力源更为敏感(Wood & Eagly, 2002)。在认知情绪层面，女性更常使用反刍思维(Nolen-Hoeksema, 2012)，不断咀嚼负面事件和情绪，从而延长和加剧心理痛苦。从社会建构的视角看，这种认知情绪模式的差异本身在很大程度上也是社会性别角色期待内化的结果。在生物层面，青春期的激素变化可能与这些社会心理因素相互作用，共同放大了女性的应激反应(Li et al., 2022)。
然而，本研究仍存在局限，主要为后续研究指明了方向。首先，样本仅来源于一所城市中学，限制了结论的普适性。其次，我们主要揭示了宏观的调节效应，但对于更近端的机制，如父母的差异化教养、同伴群体的互动模式等如何具体参与并塑造了这一过程，尚未进行检验。未来研究需要在更广泛的样本中，深入探索这些生物–心理–社会因素之间的具体交互路径。
5. 结论与启示
5.1. 结论
本研究主要得出以下结论：(1) 初中生整体心理健康状况良好，但负性生活事件，特别是人际关系与生活学习压力，能显著正向预测其心理问题。(2) 性别在负性生活事件与心理健康的关系中起调节作用，女生在经历负性生活事件后，心理健康受损程度比男生更为严重。然而，该论文也存在一定的局限性，虽然样本量较大，但仅选取了常州市某中学的初中生，样本的地域局限性较强。未来研究可以扩大样本范围，以提高研究结果的普适性。
5.2. 实践启示
基于本研究结果，为有效提升初中生心理健康水平，建议构建一个综合性的干预体系：首先应关注性别差异，实施针对性干预，例如为更易受负性生活事件影响并出现内化问题的女生引入认知行为疗法与正念训练，以减少其反刍思维(Butler et al., 2006; 段文杰，冯宇，2018)，同时鼓励男生学习情绪表达与建设性的行为压力管理(Chaplin & Aldao, 2013)。其次，需聚焦人际关系与学业压力这两大核心压力源，通过情景模拟、团体辅导等方式，将相关技巧训练系统性地纳入心理健康课程(Deighton et al., 2019)。此外，加强家校协同以构建动态支持体系至关重要，学校应建立心理动态监测机制以筛查高风险学生，并引导家长通过“情绪日记”、“亲子对话”等方式参与，形成“评估–干预–反馈”的闭环(Spitzer et al., 2006)。最后，干预措施需分年级精准施策，为面临适应压力的初一学生提供新生辅导，为处于人际敏感期的初二学生强化社交技能与性别角色教育(Priess et al., 2009)，并为升学压力突出的初三学生引入目标规划与正念减压课程。
基金项目
教育部委托课题，累积生态风险对职校生学业心态的影响及其规避机制研究(KYZB22525)。