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1 引言

促进学生身心健康、全面发展，是党中央关心、人民群众关切、社会关注的重大课题（中华人民共和国教育部，2023）。2023年，教育部等十七部门印发《全面加强和改进新时代学生心理健康工作专项行动计划（2023—2025年）》，强调健全健康教育、监测预警、咨询服务、干预处置“四位一体”的学生心理健康工作体系，完善学校、家庭、社会和相关部门协同联动的学生心理健康工作格局（中华人民共和国教育部，2023）。相关调查显示，全国近60%的高中生就读于县域中学；其中，县域内的城镇包括县城区（含“城关镇”和县级市区）以及县城以外的建制镇，其余地区为农村地区（浙江大学中国新型城镇化研究院，2021）。总体上看，中小学生心理健康状况并不乐观（高怡，2023）。《中国国民心理健康发展报告（2023—2024）》显示，在青少年抑郁患者中，43.9%伴有焦虑障碍，39.2%伴有睡眠障碍，20.9%伴有强迫症；且欠发达地区学生心理健康风险更高，其抑郁风险检出率高于以往我国青少年抑郁风险检出率（孙向红 等，2025）。同时，心理健康相关工作中普遍存在城乡发展不平衡等问题，尤其在内容的丰富程度、师资力量及心理咨询室的建设与使用方面，县域与城市之间都存在着较为明显的差异（朱生营，2020）。当前，县域中学生心理服务建设成效有待检验，需进一步厘清其如何影响学生心理健康及具体作用机制，从而为心理服务的有效实施及社会心理服务体系的系统构建提供实证依据。

心理健康双因素模型将消极指标的心理疾病症状和积极指标的主观幸福感作为心理健康诊断的两个不可或缺的条件（熊猛 等，2016），心理健康水平可由抑郁、焦虑、压力感以及正向的主观幸福感等综合评估。在县域情境下，学生心理健康服务和支持的获得，对其心理健康水平可能存在直接影响。

心理服务的概念由“心理健康服务”演进与拓展而来（陈哲，2020）。对于中学生而言，学校与社会的心理健康教育、学校心理辅导等各种心理助人活动是他们能够“获得”的主要心理服务形式（卢开玉，余香莲，2024）。而来自学校、社会的心理服务作为一种社会支持（俞国良，2017），其效果的发挥有赖于学生的获得感及其对服务的主动应用（薛贤，2022）。因此，本研究将心理服务获得定义为个体接受的心理辅导、心理健康教育等服务，以及对服务可及性的感知，并将其作为反映心理服务体系建设有效性的指标。以往研究表明，有效的心理服务（如团体辅导）能够显著提升中学生感知社会支持水平，而社会支持能够显著改善抑郁、焦虑等心理健康症状，对主观幸福感也发挥着正向预测作用（樊富珉，2005；杨静，2024；何冬丽，2013）。也就是说，心理服务获得对心理健康的各个方面均存在着潜在影响。相对城市，县域环境下学生整体而言面临着更高的心理健康风险（孙向红 等，2025），此背景下中学生心理服务获得与心理健康关系对于地区心理健康风险改善具有重要意义，也需要进一步探究与检验其机制。本研究关注的首个问题是探索县域背景下中学生心理服务获得与其心理健康的关系，基于以往研究提出假设1：心理服务获得能显著预测县域中学生多指标的心理健康水平（H1）。

基本心理需求的概念来源于自我决定理论，由自主、胜任、归属需求共同构成，它的满足高度依赖于外部环境的支持（Deci E L & Ryan R M，2000）。当个体所处的外部环境有助于基本心理需求满足时，会提升人们的动机和幸福感（钟华，刘艳松，2019），减少负性情绪（哈丽娜 等，2023），基本心理需求在社会支持与心理健康之间发挥中介作用（Shin H & Park C，2022）。而心理服务获得与社会支持紧密关联（杨静，2024），由此基本心理需求在心理服务获得与心理健康之间也可能起中介作用（H2），即对应本研究的假设2。

自尊可以被定义为一种积极的自我情感体验，反映了个人在社会生活中对自身价值的认知评价，从而使个体能够更好地适应社会环境、实现自身潜能（黄希庭，杨雄，1998；Yao S et al.，2017）。过往研究已证实，心理服务获得与社会支持紧密关联（杨静，2024），中学生社会支持能正向预测自尊（许秀芬，李灵攀，2024），自尊会对青少年的心理健康状况产生直接影响（孙崇勇，2015；马晓蒙，2019）。故可以推测自尊在心理服务获得与心理健康之间发挥潜在中介作用。综上，本研究提出假设3：心理服务获得会通过自尊影响心理健康（H3）。

此外，马斯洛的需要层次理论指出，个体在较低层次需要获得基本满足后，会转向追求更高层次的需要。基本心理需求反映了爱与归属需要的层次，而自尊则属于更高的尊重需求（Maslow A H，1943），二者间存在着递进的关系。以往研究表明当个体基本心理需求得到较好满足时，会拥有更积极、更高水平的自尊；反之，则会对自身产生更消极的情感体验和认识（卜钰 等，2017），基本心理需求和自尊在社会支持与抑郁之间起到链式中介作用（Moradi M & Cheraghi A，2015）。基于此，本研究提出心理服务获得通过基本心理需求、自尊的链式中介作用影响县域中学生心理健康（H4）。

综上所述，本研究聚焦于县域中学生群体，探讨心理服务获得、基本心理需求、自尊对其心理健康的影响路径与内在机制，为促进县域中学生心理健康及优化相关社会心理服务实践提供参考。

2 研究方法

2.1 研究对象

研究于湖北省随机抽取4所县域中学，采用分层抽样法，各学段每校抽取若干个班，通过线上渠道共发放问卷5307份，数据收集在计算机教室中由班主任组织学生统一进行。在对回收数据进行清洗，剔除包含大量空缺值与极端值的无效问卷325份后，最终获得4982份有效在线问卷，有效回收率为93.88%。其中，七年级676人（13.57%），八年级771人（15.58%），九年级546人（10.96%），十年级1141人（22.90%），十一年级1169人（23.46%），十二年级679人（13.63%）；男生2778人（55.76%），女生2204人（44.24%）；独生子女1869人（37.52%），非独生子女3113（62.48%）；寄宿学生955人（19.20%），非寄宿制学生4027（80.83%）。

2.2 研究工具

2.2.1 青少年心理服务获得量表

根据教育部等十七部门印发《全面加强和改进新时代学生心理健康工作专项行动计划（2023—2025年）》的工作要求，结合已有研究，共设置9个题项，包含加强心理健康教育、规范心理健康监测等方面的内容要求，具体题项有“在遇到心理困难时，您能获得心理工作者的支持和帮助”“您听说过或拨通过服务热线（12345、12320公共卫生热线、12355青少年服务）”等。学生需根据自身真实感受，对每个项目按1（“完全不符合”）至5（“完全符合”）进行评分，得分越高代表个体感知到的心理服务获得水平越高。

对该量表的有效分析：首先，使用将近一半有效样本（n=2989）进行KMO检验和Bartlett球度检验，得到KMO=0.932，Bartlett值为17837.497，p<0.001，说明该样本数据适合进行因素分析。其次，采用主成分分析提取因子数目，得到特征值大于1的因素1个，累计解释总方差63.045%。此后，使用剩下的样本量（n=1993）检验已确定自变量题项的效度，在校正了项目间的关联性后，验证性因素分析显示，实际获得心理支持量表的GFI＝0.998，AGFI＝0.9991，其他适配度判断指标（CFI＝0.999，RMSEA＝0.023）均达到可接受范围，各题项之间因素负荷量与t值均达到显著水平，在本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.921。

2.2.2 基本心理需求量表

该量表共有19个条目，包括自主需求、胜任需求、归属需求三个维度，采用7级计分，1分表示“完全不符合”，2分表示“不太符合”，3分表示“基本不符合”，4分表示“有时符合”，5分表示“比较符合”，6分表示“基本符合”，7分表示“非常符合”，共有9题需要反向计分，分数越高代表个体的基本心理需求满足的程度越高（刘俊升 等，2013）。该量表经过检验在本研究中的Cronbach’s α系数为0.878。

2.2.3 自尊量表

该量表包含10个条目，采用四级李克特量表计分（1=“完全不符合”至4=“完全符合”）。其中，第3、5、8、9、10题需要反向计分，当个体总分越高代表其自我评价积极性越强（汪向东 等，1999）。在实际测量过程中，第10题“我时常认为自己一无是处”的数据因故遗失。但剩余9道题的Cronbach’s α系数为0.801，表明量表仍具有良好的信度，以往研究也存在排除某一项目后应用余下9题衡量自尊水平的情况（田录梅，2006）。综合上述考虑，本研究中自尊测量能够有效反映参与者的自尊水平，量表结果有效。

2.2.4 中国中学生心理健康量表

该量表包含10个分量表，每个分量表由6个项目构成，共计60个项目。采用李克特5点计分法（1=“从无”2=“轻度”3=“中度”4=“偏重”5=“重度”）。根据评分规则，量表总分及各因子分处于2.00至2.99分区间提示存在轻度心理健康问题；3.00至3.99分区间提示存在中度心理健康问题；4.00至4.99分区间提示存在较重心理健康问题；若达到5分则提示存在严重心理问题（王极盛 等，1997）。根据本研究的研究目的，选用抑郁因子分量表、焦虑因子分量表及学习压力因子分量表，在本研究中上述分量表的Cronbach’s α系数分别为0.904、0.942、0.904。

2.2.5 幸福感指数量表

该量表包含“总体情感指数”和“生活满意度指数”两个维度。总体情感指数由8个条目组成，生活满意度指数仅包含1个条目，每个条目采用7级计分法，从1（“完全不符合”）到7（“完全符合”），总分计算方式为总体情感指数的平均得分与生活满意度指数得分（权重为1.1）之和，得分越高表示幸福感越高（Campbell A，1976）。经测量，该量表的内部一致性信度（Cronbach’s α）为0.964。

2.3 数据处理

本研究采用SPSS 26.0软件进行数据处理与分，通过Harman单因子检验评估共同方法偏差，对样本进行描述性统计分析和相关分析，以描述样本特征并初步检验变量间的关系。同时使用组件PROCESS 3.5宏程序构建结构方程模型，并采用偏差校正的百分位Bootstrap法（重复抽样5000次）检验中介效应的显著性和效应值
大小。

3 结果

3.1 共同性方法偏差检验

本研究采用Harman单因子检验法对共同方法偏差进行检测。结果显示，有1个因素的提取特征根值大于1，其解释的最大方差比例为34.43%，低于常规标准线（第一主成分的解释率为40%以上被视为明显偏离），表明本研究中共同方法偏差问题并不严重，对主要研究结论推断的影响在可接受范围内。

3.2 描述统计与相关分析

表1呈现了县域中学生心理服务获得、基本心理需求、自尊，以及心理健康的描述性统计和相关关系，由表可知，心理服务获得与主观幸福感、基本心理需求、自尊之间呈现显著正相关（均p<0.001），与抑郁、焦虑、学习压力呈现显著负相关（均p<0.001）；基本心理需求与自尊、主观幸福感呈现显著正相关（均p<0.001），与抑郁、焦虑、学习压力呈现显著负相关（均p<0.001）；自尊与主观幸福感呈现显著正相关（均p<0.001），与抑郁、焦虑、学习压力呈现显著负相关（均p<0.001）。心理服务获得、基本心理需求、自尊、心理健康指标（抑郁、焦虑、学习压力、主观幸福感）均存在相关关系，为验证理论模型的合理性提供了有效支持。

表 1 各变量的描述性统计与相关分析

Table 1 Descriptive statistics and correlation analysis of each variable

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001；下同。1代表“心理服务获得”，2代表“基本心理需求”，3代表“自尊”，4代表“抑郁”，5代表“焦虑”，6代表“学习压力”，7代表“主观幸福感”。

3.3 基本心理需求与自尊的链式中介效应分析

本研究采用PROCESS 3.5组件中的Model 6，深入检验县域中学生心理服务获得对其心理健康的影响效应，并分析基本心理需求和自尊在心理服务获得对心理健康影响的中介作用。

模型变量关系的回归分析结果如表2所示，心理服务获得能显著正向预测基本心理需求。将心理服务获得与基本心理需求同时纳入预测自尊的模型后，发现两者均对自尊表现出显著的正向预测作用。进一步将心理服务获得、基本心理需求、自尊和主观幸福感同时放入回归方程发现，前三者均对主观幸福感产生显著的正向影响。

同样地，在分别以抑郁、焦虑和学习压力作为因变量，并同时在回归模型中纳入心理服务获得、基本心理需求与自尊发现，这三个预测变量均对抑郁、焦虑和学习压力表现出显著的负向预测作用。

表 2 模型变量关系的回归分析

Table 2 Regression analysis of the relationship among model variables

研究采用Bootstrap方法对基本心理需求、自尊在心理服务获得和心理健康之间的中介效应进行验证，利用原始数据进行Bootstrap重复抽样（5000次），并计算95%的可信度范围以检验中介效应，如果该区间不包含0，就表明中介效应成立（程黎 等，2023）。具体结果如表3显示，心理服务获得与抑郁、焦虑、学习压力、主观幸福感的总间接效应值分别为-0.205、-0.204、-0.172、0.662。

对应研究假设2，基本心理需求作为中介变量，在抑郁、焦虑、学习压力，以及主观幸福感指标上的中介效应值分别为-0.104、-0.103、-0.089和0.349，中介效应路径在四个因变量指标上的相对中介效应分别为50.73%、50.49%、51.74%和52.72%。

对应假设3，自尊作为中介变量，在抑郁、焦虑、学习压力以及主观幸福感指标上的中介效应值分别为-0.029、-0.030、-0.024和0.092，中介效应路径在四个因变量指标上的相对中介效应分别为14.15%、14.71%、13.95%和13.90%。

对应研究假设4，即心理服务获得先后通过基本心理需求和自尊预测心理健康的链式中介路径，数据分析表明，抑郁、焦虑、学习，以及主观幸福感指标上的中介效应值分别为-0.071、-0.071、-0.059和0.221，相对中介效应分别为34.63%、34.80%、34.30%和33.38%。

表 3 基本心理需求、自尊的中介效应检验

Table 3 Testing the mediating effect of basic psychological needs and self-esteem

上述结果表明了基本心理需求在心理服务获得和心理健康之间起部分中介作用，自尊在心理服务获得与心理健康之间起部分中介作用，基本心理需求和自尊在心理服务获得和心理健康之间起链式中介作用，心理服务经由满足基本心理需求并进一步增强自尊水平，间接作用于心理健康。链式中介模型如图1、图2、图3、图4所示。

图 1 心理服务获得预测抑郁的链式中介模型

Figure 1 A serial mediation model of access to psychological services on depression

图 2 心理服务获得预测焦虑的链式中介模型

Figure 2 A serial mediation model of access to psychological services on anxiety

图 3 心理服务获得预测学习压力的链式中介模型

Figure 3 A serial mediation model of access to psychological services on learning pressure

图 4 心理服务获得预测主观幸福感的链式中介模型

Figure 4 A serial mediation model of access to psychological services on subjective well-being

4 讨论

本研究探讨了县域中学生心理服务获得对其心理健康水平的影响，并分析了基本心理需求和自尊在其中的中介作用。研究结果揭示了中学生心理服务获得与心理健康的紧密关联，发现其通过基本心理需求与自尊影响抑郁、焦虑、学习压力和主观幸福感的链式中介作用。研究丰富了县域背景下社会心理服务的实证数据，也为县域中学生心理健康和干预时间提供了参考。

研究发现，县域中学生心理服务获得对其心理健康的直接预测作用显著，即县域中学生心理服务获得水平越高，其心理健康状况越好（表现为抑郁、焦虑、学习压力水平越低，主观幸福感水平越高），验证了研究假设H1。本研究结果与以往研究结果一致，心理服务获得与社会支持之间存在正向的紧密关联（樊富珉，2005；杨静，2024），当个体心理服务获得越高感知到的社会支持越多，其正性生活体验和情感就越多，负性情感就越少，总体幸福感越高（闻吾森 等，2000）。也就是说，增强县域中学生心理服务获得能有效促进其心理健康状态。

基本心理需求在心理服务获得与心理健康之间发挥部分中介作用，即心理服务获得通过满足县域中学生的基本心理需求进而提升其心理健康水平，支持了研究假设H2。此外，对比三条中介路径的相对中介效应可以发现，基本心理需求的单一中介路径的间接效应在总间接效应中的占比最高，且在抑郁、焦虑、学习压力，以及主观幸福感指标上的结果具有一致性。基本心理需求的中介作用印证了以往研究发现（Cheval B et al.，2017；范莉，2008），说明心理服务获得能够促进县域中学生基本心理需求的满足，包括胜任、自主、归属需要，进而降低中学生的抑郁、焦虑、学习压力水平，提升幸福感。同时表明，基本心理需求的满足是心理服务获得影响县域中学生心理健康的关键因素，应当将满足基本心理需求作为县域心理工作的核心之一。

自尊在心理服务获得与县域中学生心理健康之间的部分中介作用同样得到了印证，假设H3成立，表明心理服务获得可以通过提升县域中学生的自尊水平进而促进其心理健康。以往研究表明自尊作为个体对自我评价与情感体验的综合体，其水平的提升对心理健康具有促进作用（孙崇勇，2015），而心理服务获得能够为学生提供有效社会支持，提升自尊和心理健康状态（金玲华，2024）。本研究结果进一步说明了，对县域中学生而言，获得来自教师、学校及社会的多样化心理支持与服务，能够有效提升其自尊水平，进而对心理健康产生积极的促进作用。

对于链式中介的分析发现，心理服务获得通过满足基本心理需求而提升个体自尊水平，最终对中学生心理健康产生积极影响，链式中介路径成立，验证了假设H4。基本心理需求对自尊的预测作用与马斯洛提出的需要层次理论相呼应，基本心理需求相对于自尊，属于较低水平的需要层次，在其基本满足后，个体会转向自尊等更高层次的需要。而基本心理需求的满足也会对个体自尊带来正向影响，产生更为积极的自我认识，提升其自尊水平（卜钰 等，2017；Moradi M & Cheraghi A，2015）。一结果凸显了在县域进行充分心理健康服务和支持的重要性，心理服务的获得能够有效满足县域中学生在自主、能力、关系等方面的基本心理需求，当这些需求得到满足时，中学生的自我价值感和自尊心显著增强，从而为其心理健康的发展奠定了坚实的基础。

县域中学生是支撑乡村振兴与新型城镇化战略的重要人才根基。受制于地理位置、经济发展和社会观念等因素，县域心理服务资源整体相对匮乏，存在心理健康教育重视不足的情况，心理相关工作的落实面临困难与挑战（任星泽 等，2024）。相关研究表明，县域中学生的基本心理需求常得不到满足，自尊水平较低，总体心理健康相较于城市中学生存在更高风险（孙向红 等，2025；曹雅洁，2023）。本研究发现，有效的心理服务须以学生为本，通过学校、社区、医疗卫生机构等的心理知识普及和相关干预实践，协同促进其心理服务获得。第一，学校作为中学生成长的主阵地，应系统提升学生心理健康素养，通过配齐建强心理教师队伍、构建家校协同关爱机制，将心理健康工作做实做细。第二，社区应更好发挥基层支撑作用，通过整合各类心理健康教育资源，提供亲子沟通辅导、青少年社会适应指导等，营造促进心理健康的友好环境。第三，医疗卫生机构需加强科学普及、技术指导等服务，与学校、社区协同构建一体化的心理健康服务体系。

同时，在为县域中学生提供心理服务过程中，既要注意满足其基本心理需求，也要着力促进自尊的发展。在满足基本心理需求方面，服务内容应围绕学生的归属、胜任与自主三大核心需求，链接家庭、学校与社会形成支持性的学习与生活环境，让其在安全感中充分发挥自主性。在促进自尊发展方面，则需着力营造尊重差异、包容多元的整体氛围，让中学生深切地感受到被尊重，并从中体会到坚实的自我价值。以此，可以更有效地满足学生的基本心理需求、提升其自尊水平，进而使中学生有更多能量去探索兴趣与潜能，助力其心理的健康发展。

研究在为县域中学生的心理健康提供理论贡献和实践指引的同时，也存在一定的不足。首先，本研究使用的青少年心理服务获得量表为自编量表，在条目的精确性上还有提升空间，在维度划分上有待完善。未来研究可在此基础上，采用深度访谈等方式，从更多维度捕捉县域中学生心理服务获得情况。其次，本研究基于横断面数据得出的变量间关系仅为初步证据，未来的研究可采用纵向追踪设计，在不同时间点对同一群体进行多次测量，以揭示心理服务获得影响心理健康的发展路径；或者尝试设计干预实验，为心理服务获得与心理健康之间的关系提供因果证据。

5 致谢

衷心感谢王怿瑞同学在数据收集阶段的鼎力协助，以及黄可可同学在论文投稿过程中给予的帮助，两位同学的热情协作，为本研究的完善提供了重要助力。在此，一并向所有关心、支持和帮助过本项目的人士致以深深的感谢！

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