心理健康素质测评系统·中国成年人核心心理健康素质全国常模的制定

张秀阁　梁宝勇

摘要 本研究旨在对中国成年人核心心理健康素质量表进行心理测量学检验，并建立中国成年人核心心理健康素质的全国常模。通过对全国采样的6433名调查对象的数据资料的分析，表明：（1）核心心理健康素质量表的信效度符合心理测量学要求。其中，中国成年人核心心理健康素质总量表以及各个分量表的内部一致性信度系数均在0.817以上；验证性因素分析表明，核心心理健康素质总量表的拟合指标良好；总量表与各个分量表之间的相关程度高于各个分量表之间的相关程度，该量表具有较高的内容效度和结构效度。（2）中国成年人核心心理健康素质水平性别差异不显著：中国成年人核心心理健康素质水平年龄差异显著：中国成年人核心心理健康素质水平在受教育程度上差异显著；职业类型对核心心理健康素质水平有影响。结论：中国成年人核心心理健康素质总量表可以应用于我国成年人核心心理健康素质的相关研究和人才心理评估与选拔：本研究制定的中国成年人核心心理健康素质常模可以作为相关研究的参考依据。关键词 心理健康素质，核心心理健康素质，中国成年人，常模。

分类号 B849

1 问题提出

依照现代心理学观点，素质可以定义为个体在遗传的基础上，通过遗传和环境因素的相互作用而形成的身心特质（或身心品质）

（Ingram&Lux。ton，2005：梁宝勇2012）。素质可区分为生物学（躯体性）素质和心理素质，健康素质和疾病易感素质。心理素质又可以大体上区分为认知能力素质（以智力为标志）和人格素质（由各种人格特质构成）。人格素质中同心理健康密切相关的部分即为心理健康素质（梁宝勇，2014）。因此，心理健康素质（psychological core health diathesis）被看作是“个体在遗传的基础上通过遗传和环境的相互作用而形成的某些内在的、相对稳定的心理或行为特质（trait），这些心理特质影响个体的心理社会功能，并进而影响心理健康水平（梁宝勇，2012）”。

心理健康素质是一个多维度的结构，在“心理健康素质的结构模型”的总体框架中包括自我概念、人际健康素质、情绪性、坚韧性、心理弹性、社会赞许性、生活信念和健康信念等8种心理特质和认知风格与应对风格等2种亚特质（梁宝勇，2012）。其中，认知风格和应对风格这2种亚特质处于较低的地位，它们是由上面一层的8种特质所决定。整个测评系统由291个项目组成。若作为一个人才心理素质测评和选拔的工具使用，它包含的心理特质和项目数过多。为了适应人才心理选拔的实际需要，我们提出“核心心理健康素质”的概念，并在此基础上，合成了《中国成年人核心心理健康素质总量表》。

顾名思义，核心心理健康素质（psychological core health diathesis）指在该心理健康素质结构框架中处于相对核心位置的心理健康素质。比较而言，这10种心理健康素质中，人格特质（“自我概念”、“人际健康素质”、“坚韧性”、“心理弹性”、“情绪性”和“社会赞许性”）位于相对核心的位置。社会赞许性作为一种人格特质，同心理健康可能有一定的关系，但相对于其他人格特质而言。目前的研究尚未能够完全阐明这种关系的确切性质。为此，在教育部人文社科重点基地重大项目《心理健康素质测评系统的研制》的研究规划中，拟将“社会赞许性”作为其他人格特质测量的效度（或校正）量表使用。因此，中国成年人核心心理健康素质仅由“自我概念”、“人际素质”、“坚韧性”、“心理弹性”和“情绪性”等5种人格特质组成。

目前，课题组已经完成了心理健康素质测评系统的10个量表的编制工作，并在全国采样分别建立了这些心理健康素质的常模。本研究的目的，一个是抽取“自我概念”、“人际素质”、“坚韧性”、“心理弹性”和“情绪性”等5种人格特质量表的全国调查数据，合成《中国成年人核心心理健康素质总量表》数据库，并考察其心理测量学特征；另外一个目的是在上述工作基础上，确立中国成年人核心心理健康素质总量表的全国常模。

2 研究方法

2.1 调查对象

本研究计划抽取样本量为6000人，依据全国第六次人口普查中行政区域、性别、年龄、户籍、教育程度、职业类别六个方面的人口学资料的比例，根据分层抽样的原则，于2011年6月开始了全国采样工作，2011年lO月底-11月初问卷陆续回收。此研究收回的有效问卷6433份，有效样本的人口学资料见表1。

2.2 调查工具

《中国成年人核心心理健康素质总量表》由“中国成年人一般自我概念量表”、“中国成年人人际健康素质量表”、“中国成年人人格坚韧性量表”、“中国成年人心理弹性量表”和“中国成年人情绪性量表”构成。总量表由157个项目组成，其中正向计分的项目有104项。反向计分的项目有53项。

量表采用4级计分法：正向计分的项目，回答“几乎完全不符合”计1分；“不太符合”计2分；“比较符合”计3分；“几乎完全符合”计4分：反向计分的项目，回答“几乎完全不符合”计4分；“不太符合”计3分；“比较符合”计2分；“几乎完全符合”计1分。

2.2.1 中国成年人一般自我概念量表

《中国成年人一般自我概念量表》由方晓义等人（2012）编制。该量表由43个项目组成，分为一般自我概念的积极性、清晰性、悦纳性和调节性四个维度。量表采用4级评定，得分越高意味着一般自我概念水平越高。总量表的Cronbach α系数为0.91，各维度的Cronbach α系数在0.77-0.83之间：采用验证性因素分析得到的结构效度指标达到了心理测量学的要求。

2.2.2 中国成年人人际健康素质量表

《中国成年人人际健康素质量表》由自学军等人（2013）编制。该量表由30个项目组成，分为“合群性”、“亲仁性”、“利他性”、“友善性”和“共情性”5个维度；采用4级评定。得分越高意味着相应人际素质水平越高。该总量表的Cron-bachα系数为0.85。各维度的Cronbachα系数在0.64-0.77之间；总量表的重测信度分别为0.81，各维度的重测信度在0.70-0.80之间。该量表各维度之间的相关系数分布在0.22-0.60之间，而各维度与总量表的相关系数分布在0.65-0.82之间，各维度与总量表的相关系数均高于各维度之间的相关系数，该量表具有较好的结构效度和内容效度。

2.2.3 中国成年人情绪性量表

《中国成年人情绪性量表》由洪炜和张严（2012）编制的，共27个项目，分三个维度，分别为愉悦性、镇定性和表达性。条目采用1-4级评分标准，得分越高意味着相应素质水平越高。量表总的Cronbach α系数为0.90，三个维度的Cronbach's α系数均大于0.6；一个月后的重测信度为0.69。情绪性量表三个维度与校标量表的相关系数均大于0.4；各维度呈低中等相关（0.36-0.56），各维度与量表总分呈中到高度显著正相关（0.76-0.84）。另外，利用验证性因素分析，结果显示三因素假设模型的各项拟合指标都在可以接受的范围内。

2.2.4 中国成年人坚韧人格量表

《中国成年人坚韧人格量表》由卢国华、于丽荣和梁宝勇编制（2012），量表采取Likert 4级计分，得分越高意味着相应素质水平越高。该量表包括4个维度，即担当性、控制性、挑战性和坚持性。坚韧人格分量表的Cronbach α系数均在0.77-0.86之间。总量表为0.91：坚韧人格量表具有较高结构效度。

2.2.5 中国成年人心理弹性量表

《中国成年人心理弹性量表》由梁宝勇和程诚（2012）编制。该量表包括内控性、注重问题解决的应对风格、乐观性、接受和运用社会支持的人格倾向性以及接纳性5个维度。量表采用Likert 4级计分，得分越高意味着相应素质水平越高。心理弹性量表具有较高的重测信度、内部一致性信度和较高的结构效度、内容效度、聚合效度以及同时效度。

2.3 数据整理与分析

数据的统计分析工作主要采用SPSS 16和Amos 17进行。首先用各个条目的平均值代替其缺失值，然后处理反向计分条目，再进行后面的数据统计与分析。

3 结果与分析

3.1 中国成年人核心心理健康素质总量表的信效度检验

3.1.1 信度分析

本研究检验了核心心理健康素质总量表以及其5个分量表的内部一致性信度。结果见表2。

核心心理健康素质总量表以及各个分量表的内部一致性信度系数均符合心理测量学要求。

3.1.2 效度分析

为了检验核心心理健康素质总量表的结构是否合理，对核心心理健康素质总量表进行验证性因素分析，并检验了各个分量表之间以及分量表与总量表之间的相关关系。

（1）结构效度

通过验证性因素分析检验该量表的结构效度。在核心心理健康素质量表的测量模型中有5个潜变量：情绪性、自我概念、人际健康素质、心理弹性以及坚韧性。模型中设置5个潜变量彼此相关。5个潜变量的观测指标采用每个潜变量的因子得分，其中，情绪性有3个观测指标：愉悦性、镇定性和表达性；自我概念有4个观测指标：清晰性、积极性、悦纳性以及调节性：人际健康素质有5个观测指标：合群性、亲仁性、利他性、共情性和友善性；心理弹性有5个观测指标：内控性、注重问题解决的灵活应对、乐观性、形成维持和运用支持关系的能力以及接纳性；坚韧性有4个观测指标：坚持性、控制性、担当性和挑战性。

采用极大似然法对测量模型的拟合度进行估计，拟合结果不理想（见表3）。

查看模型修正指数表，发现以下几个误差项对子的修正指数（M.I.）较大，且其期望改变量（ParChange）大于4。如果它们之间建立联系，能够使模型的拟合效果得到较大改善。根据对模型改善效果影响的大小，将几个具有显著改善作用的误差项对子的修正指数信息列于表4。

根据模型的修正指数表（见表4），依据每步修正对模型改善程度的大小，对测量模型进行逐步修正，每次修正即是设置这些因子误差项之间的相关路径，并在每次修正之后对模型进行重新拟合。第一次修正：在误差项e4与e6之间建立相关关系：第二次修正：在误差项e2与e4之间建立相关关系：第三次修正：在误差项e2与e6之间建立相关关系：第四次修正：在误差项e21与e6之间建立相关关系：第五次修正：在误差项e21与e4之间建立相关关系：第六次修正：在误差项e21与e2之间建立相关关系。每次修正之后的模型拟合结果见表5。经过六次模型修正，模型拟合指数在可接纳的范围内。经过六次修正后的模型见图1。

（2）各个分量表之间以及分量表与总量表之间的相关

为了检验核心心理健康素质总量表的效度，考察了该量表与其5个分量表以及5个分量表彼此之间的Pearson相关情况，结果见表6。

核心心理健康素质量表与各个分量表的相关系数均在0.744以上，各个分量表之间的相关系数在0.382-0.672之间：各个分量表之间的相关系数均小于它们各自同总量表间的相关系数。

3.2 核心心理健康素质总量表的数据分布

首先分析核心心理健康素质量表总均分的数据分布情况。

3.2.1 核心心理健康素质总量表总均分的数据分布

核心心理健康素质总量表的总均分是成年人核心心理健康素质总负载量（loading）指标。其数值的大小反映着成年人核心心理健康素质水平的高低。核心心理健康素质量表的总均分采用5个分量表均分之和除以5来计算。对6433名调查对象数据资料的描述统计结果表明，核心心理健康素质量表总均分的得分在1-4之间，最大值为3.92，最小值为1.80，平均值为2.88，标准差为0.26，95%置信区间为2.87-2.88。数据分布基本为正态分布，其偏度值为0.19，峰度值为0.44（见图2）。

以核心心理健康素质总均分的M±2SD为界，将调查对象分为三组：低分组，其核心心理健康素质总均分低于2.36（M-2SD）；中等水平组，其核心心理健康素质总均分在2.36至3.40之间：高分组，其核心心理健康素质总均分高于3.40（M+2SD）。三组的频数及总均分得分情况见表7。

3.2.2 核心心理健康素质总量表的5个分量表均分的数据特征

核心心理健康素质量表的5个分量表均分是分量表的负载量指标，其数值的大小反映着其分量表所代表的人格特质的水平的高低。因为各个量表的维度和项目数目不同，五个分量表的均分采用每一个分量表的各个维度均分之和除以其维度数来计算。

对6433名调查对象的数据分析表明，各个分量表均分的分数分布介于1-4之间，其数据的具体特征见表8，

3.2.3 核心心理健康素质总量表总均分的人口学特征

表9列出了按照整个样本的年龄段、性别、职业、受教育程度等分组的核心心理健康素质总均分的平均分、标准差、最大、最小值和95%置信区间。其中，进行年龄特征的数据分析时，将调查对象划分为三个年龄段，青年组：18-29岁；中年组：30-59岁：老年组：60岁以上。

3.3 核心心理健康素质总量表总均分的人口学变量的差异性检验

本研究主要检验了核心心理健康素质总量表总均分在性别、年龄段、职业以及受教育程度等方面的差异性。

3.3.1 核心心理健康素质总量表总均分的性别差异检验

为了检验核心心理健康素质在中国成年人中是否存在性别差异，以性别作为自变量，以核心心理健康素质总均分作为因变量，进行了独立样本￡检验。结果表明，性别差异不显著（p=0.49）。

3.3.2 核心心理健康素质量表总均分的年龄段差异检验

采用单因素方差分析的方法，以年龄段作为自变量。以核心心理健康素质量表总均分作为因变量，进行了差异性检验。结果表明，三个年龄段在核心心理健康素质量表总均分上差异显著（见表10）。

为了进一步检验三个年龄段互相之间的差异情况。采用LSD法对三组的得分进行了多重比较。青年组的核心心理健康素质水平显著高于中年组（p=0.004）和老年组（p=0.001）；中年组与老年组差异不显著（p=0.253）

3.3.3 核心心理健康素质总量表总均分的受教育程度差异检验

以受教育程度作为自变量，以核心心理健康素质总量表总均分作为因变量。进行了单因素方差分析。结果表明，不同受教育程度在核心心理健康素质总均分上差异显著（见表11）。

采用LSD法，对不同受教育程度调查对象的核心心理健康素质量表总均分进行了多重比较。结果表明，大专及以上组的核心心理健康素质量表总均分显著高于初中组（p<0.001）和高中组（p=0.005）：高中组的核心心理健康素质量表总均分显著高于初中组（p<0.001）。

3.3.4 核心心理健康素质量表总均分的职业差异检验

以职业类型作为自变量，以核心心理健康素质量表总均分作为因变量。进行了单因素方差分析。结果表明，不同职业类型在核心心理健康素质量表总均分上差异显著（见表12）。

为了进一步检验不同职业类型在核心心理健康素质方面的互相差异情况，采用LSD法对不同职业类型的核心心理健康素质量表总均分进行了多重比较。

结果表明，单位负责人的核心心理健康素质水平显著高于专业技术人员（p=0.010）、商业服务业人员（p=0.001）、生产运输设备操作人员（p<0.001）、农林牧副渔业人员（p<0.001）以及其他人员（p<0.001），与办事人员差异（p=0.059）不显著。

办事人员的核心心理健康素质水平显著高于商业服务业人员（p=0.038）、生产运输设备操作人员（p=0.001）农林牧副渔业人员（p<0.001）、以及其他人员（p<0.001），与专业技术人员（p=0.373）差异不显著。

专业技术人员的核心心理健康素质水平显著高于农林牧副渔业人员（p<0.001）、生产运输设备操作人员（p=0.006）以及其他人员（p<0.001），与商业服务业人员（p=0.168）差异不显著。

商业服务业人员的核心心理健康素质水平显著高于农林牧副渔业人员（p<0.001）和其他人员（p=0.002），与生产运输设备操作人员（p=0.132）差异不显著。

生产运输设备操作人员的核心心理健康素质水平显著高于农林牧副渔业人员（p=0.024），与其他人员差异（p=0.952）不显著。

农林牧副渔业人员的核心心理健康素质水平与其他人员差异（p=0.086）不显著。

4 讨论

4.1 中国成年人核心心理健康素质总量表的信效度分析

本研究采用核心心理健康素质总量表对全国6433名调查对象进行了调查。此量表包括情绪性、自我概念、人际健康素质、心理弹性以及坚韧性5个分量表。总量表以及各个分量表的内部一致性信度系数均在0.817以上。符合心理测量学对信度的要求。

在经过对模型的修正之后，通过验证性因素分析所考察的量表的结构效度指标良好。模型的6次修正所建立的6个误差项之间的相关关系（见表4和图1），所代表的含义指的是6对测量指标之间的存在较高的相关关系，这6对测量指标分别是：（1）自我概念量表的清晰性因子与悦纳性因子之间相关：（2）情绪性量表的镇定性因子与自我概念量表的清晰性因子相关；（3）情绪性量表的镇定性因子与自我概念量表的悦纳性因子相关：（4）心理弹性量表的接纳性因子与自我概念量表的悦纳性因子相关：（5）心理弹性量表的接纳性因子与自我概念量表的清晰性因子相关；（6）心理弹性量表的接纳性因子与情绪性量表的镇定性因子相关。其中，自我概念的清晰性因子是指个体对其自身现状有清晰一致、客观准确的认识：自我概念量表的悦纳性因子是指个体对自身现状，特别是自身不足的接纳和认可程度（方晓义等，2012）。情绪性量表的镇定性因子指很少表现出强烈的情绪，受到刺激时能够保持冷静，恢复得也快；反之，拥有不稳定性情绪特质的人情绪容易波动，焦虑不安（洪炜，张严，2012）。心理弹性量表的接纳性因子，指的是个体对已经过去的消极事件或经验，以及现存的不可控的问题不否认、不排斥，而是接纳它们，以致个人的情绪和生活较少受这些因素的困扰的人格倾向性（梁宝勇，程诚，2012）。清晰性因子与悦纳性因子同属于自我概念量表（方晓义等，2012），在自我概念量表编制的文献中，二者之间存在中等程度的相关，相关系数为0.665，在本研究中，二者的相关关系得到再次印证。心理弹性量表的接纳性因子的含义与自我概念量表的悦纳性较为一致，只是这个因子在心理弹性量表特指对自身消极因素的接纳。本研究中二者存在显著的相关关系。而情绪性心理弹性量表的镇定性因子以及心理弹性的接纳性因子与自我概念心理弹性量表的清晰性因子以及悦纳性因子之间的相关关系，说明了越是冷静、情绪稳定的个体，越容易对自身进行客观的、不带有情绪色彩的分析，从而对自身状况有清晰、客观和理性的认识，准确自我定位。并接纳分析的结果，即便是自身的缺点、不足、失败等差强人意的方面，而不是排斥它们。

核心心理健康素质量表与各个分量表的相关系数均在0.744以上，最高值为0.863达到高度相关的水平，表明量表的内容效度较高。各个分量表之间的相关系数均在0.382以上，最高值为0.672，达到中度或以上的相关水平，总体来说。核心心理健康素质量表与各个分量表之间的相关程度高于各个分量表之间的相关程度，表明量表的结构效度较高。

由5个分量表构成的中国成年人核心心理健康素质总量表，其信效度指标符合心理测量学要求，可以作为测量中国成年人核心心理健康素质水平的测量工具。

4.2 中国成年人核心心理健康素质的整体情况

本研究的全国采样考虑到了地区、性别、年龄段、户籍所在地、受教育程度以及职业等因素，实际调查对象在这些因素上的人数比例基本上与我国第六次全国人口普查得到的人口特征相符。所以，本研究的描述统计部分所得到的关于心理健康核心素质量表在样本总体以及这些因素方面的数据特征可以作为中国成年人核心心理健康素质的全国常模进行参照（见表9）。

4.2.1 关于核心心理健康素质总量表总均分的数据分布

核心心理健康素质量表总均分在调查人群中的分布符合正态分布特征，其偏度值为0.19，峰度值为0.44。其得分在1-4之间，最大值为3.92，最小值为1.80，平均值为2.88，标准差为0.26，95%置信区间为[2.87，2.88]。

4.2.2 关于核心心理健康素质的人口学变量差异检验

（1）核心心理健康素质的性别差异检验结果分析

本研究发现，核心心理健康素质的性别差异不显著（见表9）。一项对高中生心理健康素质的调查研究中，调查了人际素质、动力系统、认知风格、自我、归因风格、应对风格、个性素质、适应等几个方面，研究结果发现。在众多调查侧面中，只有认知风格分量表的认知行为维度和归因风格分量表的持久暂时性维度存在显著的性别差异，其余方面均未达到显著水平（白俊梅，2013）。对辽宁省大学生心理健康素质的调查结果也表明，被试在适应、动力系统、自我、归因风格以及应对风格等心理健康素质方面的表现，性别差异不显著（宋芳，张丽华。白学军，2006）。在高中生和大学生被试中，其心理健康素质的指标幽默感、焦虑、生活定向、自尊等方面性别差异不显著（郭琳，2011）。本研究的结果与前述研究结果基本一致。在心理健康素质方面，性别差异渐趋不显著，与当今社会发展的大背景有关。我国社会、经济以及文化等方面的快速发展，基本消除了我国传统文化对男女性别的不同期待以及性别的角色定位。尤其是受独生子女政策的影响，一个家庭只生一个孩子，家庭和社会对独生子女的教育和培养都是一样的，抛弃了传统的重男轻女观念，要求女性也具有独立、自信、向上等品质。男性和女性不仅在心理健康素质水平上日趋一致，而且，在心理健康素质的外在表现——心理健康水平上也表现出一致性，近些年对大学生的调查研究中，其心理健康水平没有性别差异（张旭良，2009；盖庆彬。2011：王娟，2006；张向战，2005）；一些对中学生的调查研究也发现其心理健康水平不存在性别差异（李蕊。2011：赵明明，2013）：对高职生的调查也得到了同样的结果（丁晶，2008）。

（2）核心心理健康素质的受教育程度差异检验结果分析

本研究中青年组的核心心理健康素质水平显著高于中年组和老年组：中年组与老年组差异不显著（见表9，10）。青年组的年龄范围在18 29岁之间，与中年组和老年组相比，青年人的心理机能和生理机能均处于旺盛阶段。他们的可塑性强、自信心水平高，具有初生牛犊不怕虎般的战胜困难的勇气，体会着高于中年组和老年组的饱满的积极感受和情绪，具有更坚韧的抗压信心。更容易适应社会的变革。也正是由于他们具有充沛的、可利用心理和生理资源，当遭遇挫折的时候，他们复原的能力和速度都超越于中年组和老年组。中年组和老年组经过长期的社会历练，深深地体会到了理想与现实的差距；随着年龄的增长，体会到了身体的衰退，体会到了面对工作、生活以及错综复杂的人际关系问题时自己精力、体力以及能力的不足。所以，他们对自己心理健康素质的自评水平有所降低。

对核心心理健康素质的受教育程度的差异性检验表明，调查对象的受教育程度与其核心心理健康素质水平关系密切，受教育程度越高，其核心心理健康素质水平越高。其中，大专及以上组的核心心理健康素质量表总均分显著高于初中组和高中组，而高中组的核心心理健康素质量表总均分显著高于初中组（见表9，11）。分别采用自我概念量表（袁晓娇，方晓义，谢庆红，曹洪健，2013）和生活信念量表（张秀阁，梁宝勇，臧丽荣，2013）进行的针对心理健康素质的全国采样调查得到的结果与本研究一致。

我国的教育一贯注重德、智、体、美、劳的全面发展，注重素质教育，正所谓“传道授业解惑”。在当前的教育视野中，其中的“传道”既包含着对学生德行的引导也兼顾着对学生心理健康素质的培养，将对学生心理健康素质的培养贯穿于教学过程中，使他们能够正确认识自己和世界、合理处理同伴关系和家庭关系、善于合作、用于承受挫折和挑战。受教育程度越高，所接受的这方面的教育和历练越多。个体的心理健康素质越高。

另外，在学校教育过程中。教师的榜样作用也潜移默化地对学生的心理健康素质具有促进作用。对我国中产阶级的心理健康素质研究表明，我国教师友善、利他，自我概念清晰，幸福感与价值感指数要高于其他社会群体（沈洪，2012）。在学习生活中，学生不但从教师身上学习到知识，而且，还会认同教师的世界观、价值观、人格特征等多方面特点，不由自主地学习教师的对人对事的态度和观点、处事风格等。受教育程度越高的个体，受教师影响的时间越长，受到的影响越大，越有助于提高受教育者的心理健康素质。

（3）核心心理健康素质的职业差异检验结果分析

通过对不同职业类型的核心心理健康素质水平差异性检验发现，如果按照单位负责人、办事人员、专业技术人员、商业服务业人员、生产运输设备操作人员、其他人员以及农林牧副渔业人员来前后排序，它们的核心心理健康素质存在规律性的变化，即基本上从前至后其核心心理健康素质总均值的得分依次降低，且每一种职业和与之相邻的职业差异不显著，而与相隔的职业类型的核心心理健康素质差异显著（见表9，12）。

出现这样的趋势，可能与不同职业类型的人员所受到的教育、生活和生产的环境、所在群体的心理健康素质以及拥有的权利地位等因素有关。首先，从事不同职业的人员，其受到的教育水平有差异，单位负责人、办事人员以及专业技术人员等，如果没有较高学历便得不到这样的工作机会：商业服务业人员和生产运输设备操作人员，他们至少学习过商业或生产设备操作方面的技术培训，有一技之长；而农林牧副渔业人员则更多地是接受极少教育者，没有学习到更多的机能，便从事了直接的体力劳动。受教育程度越高其心理健康素质越高（见表11）。再者，单位负责人、办事人员以及专业技术人员等，他们生活和工作的环境较优越，文明程度较高。有条件和时间接触更多的有助于提高心理健康素质的信息，比如网络上的心理健康知识、面对面的心理健康讲座、电视心理健康讲座、心理咨询等。另外他们周围的群体一般心理健康素质比较高，通过交流，彼此之间可以互相熏陶和感染，常言道“近朱者赤近墨者黑”。另外，职业类型不同，个体具有的能力、经济状况以及人际关系资源等都不同，一般来说，单位负责人和办事人员等，他们在面对困境和挫折时，处理问题的方法和能力、可以调动的人际关系资源、可以运作的资金等方面优越于生产运输设备操作人员和农林牧副渔业人员等。这使他们有战胜困难的信心、不必为每天每日的生计劳心、情绪稳定而平和，有时间、精力主动地经营自己的人际关系网，勇于接受生活的挑战。

5 结论

（1）中国成年人核心心理健康素质水平性别差异不显著；（2）中青年组的核心心理健康素质水平显著高于中年组和老年组，但中年组与老年组差异不显著；（3）受教育程度越高，其核心心理健康素质水平越高，其中，大专及以上组的核心心理健康素质水平显著高于初中组和高中组，而且高中组显著高于初中组：（4）职业类型对核心心理健康素质水平有影响。如果按照单位负责人、办事人员、专业技术人员、商业服务业人员、生产运输设备操作人员、其他人员以及农林牧副渔业人员来前后排序，基本上从前至后其核心心理健康素质水平依次降低，且每一种职业和与之相邻的职业差异不显著，而与相隔的职业类型的核心心理健康素质水平差异显著。

本研究的结果表明，中国成年人核心心理健康素质总量表可以应用于我国成年人核心心理健康素质的相关研究和人才心理评估与选拔：本研究制定的中国成年人核心心理健康素质常模可以作为相关研究的参考依据。