本研究选取重庆市某医学高校作为研究样本，运用方便抽样的策略，共发放问卷567份，其中有效回收529份，问卷的有效回收率为93.30%。其中，修过或正在学习过心理学有关课程514人(97.98%)；在大学期间有过心理困扰的同学290人(54.82%)；遇到心理困扰时，倾向于向朋友求助有519人(98.11%)、倾向于向学校心理咨询中心寻求帮助有131人(24.76%)、倾向于向精神医院或心理科医生寻求帮助有98人(18.53%)。

该量表是在英文原版“心理治疗想法量表”的基础上由贾田甜、蒋政玲汉化并修订 [10] 。该量表包括三个维度，共15题，采用5级记分。从1分“不担心”到5分“非常担心”。分数越高则意味着个体对治疗的恐惧程度越深。本研究中该量表的克隆巴赫系数为0.96。

该量表由申自力、蔡太生等人进行修订 [11] 。该量表为单维度量表，共10题，采用4级记分。从1分“非常不符合”到4分“非常符合”。其中共5题需进行反向计分。得分越高代表个体的自尊水平越高。本研究中此量表的克隆巴赫系数为0.76。

该量表的中文版由孔雪燕修订 [12] ，该量表包括三个维度，共10题。采用5级记分，从1分“非常不同意”到5分“非常同意”。其中共5题需进行反向计分。得分越高表明个体对于寻求专业心理求助的态度越积极正向。在本研究中此量表的克隆巴赫系数为0.70。

将问卷调查结果采用Excel进行整理筛选；采用SPSS 26.0对问卷题目进行独立样本t检验、共同方法偏差检验以及Pearson相关分析。采用SPSSProcess组件进行中介效应检验。以p < 0.05为差异有统计学意义。

完成调查的529名医学在在专业心理求助态度总分为(36.47 ± 3.24)，自尊总分为(30.48 ± 4.49)，治疗恐惧总分为(26.79 ± 10.61)。在专业心理求助态度方面，女生得分(36.69 ± 3.09)高于男生得分(35.92 ± 3.55)，差异有统计学意义(p < 0.05)。在自尊方面，独生子女得分(31.1 ± 4.78)高于非独生子女得分(30.17 ± 4.32)，来自城镇的医学生得分(30.99 ± 5.01)高于来自农村的医学生(29.93 ± 3.79)，差异有统计学意义(p < 0.05)。在治疗恐惧方面，女生得分(27.46 ± 10.78)高于男生得分(25.13 ± 10.02)，差异有统计学意义(p < 0.05)。见 表1 。

采用Harman单因素检验，将本问卷的35道量表题进行探索性因子分析。结果显示，特征根值高于1的因子为6个，其中第一个因子所解释的变异量29.40%，小于40%的临界标准，因此本研究并未受到共同方法偏差的显著影响。

采用皮尔逊相关分析(Pearson correlation)，对治疗恐惧、自尊、专业心理求助态度进行相关性分析。结果表明，专业心理求助态度与自尊呈显著正相关(r = 0.24，p < 0.01)，与治疗恐惧负相关性显著(r = −0.18，p < 0.01)；自尊与治疗恐惧负相关性显著(r = −0.32，p < 0.01)。见 表2 。

注：^**表示p < 0.01。

本研究表明医学生专业心理求助态度、治疗恐惧和自尊之间存在相关关系。为进一步探究自尊在治疗恐惧与专业心理求助态度间的作用，以治疗恐惧为自变量，自尊为中介变量，专业心理求助态度为因变量，采用Hayes (2012)编制的SPSSProcess模型4进行链式中介效应检验，取样本量5000次，置信区间为95%。

回归分析结果表明，治疗恐惧可以负向预测专业心理求助态度与自尊(β = −0.39、β = −0.13，p < 0.05)；自尊可以正向预测专业心理求助态度(β = 0.15，p < 0.05)。见 图1 。

中介效应分析结果表明，在未加入自尊之前，治疗恐惧到自尊路径的总效应显著，其总效应值为−0.06 (p < 0.001)；加入自尊作为中介变量以后，治疗恐惧仍可以直接预测专业心理求助态度，间接效应值为−0.04 (p < 0.05)相对中介效应占比63.64%；间接效应路径：治疗恐惧→自尊→专业心理求助态度的Bootstrap 95%置信区间均未涵盖0值，表明自尊在治疗恐惧与专业心理求助态度之间起到了中介作用，其总间接效应量为−0.02 (p < 0.05)，相对中介效应占比36.36%。见 表3 。

注：间接效应路径为：治疗恐惧→自尊→专业心理求助态度。

本研究结果表明，医学生在专业心理求助态度、自尊水平、以及对于治疗的恐惧三方面并不积极，这与黄志靖 [13] 的研究结果一致。提示不能因医学生比普通大学生学习了更多的生理、心理相关知识，就忽视医学生的心理健康状况。其中，女生在专业心理求助态度上的得分高于男生，表明女生对于寻求专业心理帮助的态度更积极，这与以往的研究一致 [13] [14] 。造成这种差异的原因可能是男性在生活中的形象更为强大坚毅，寻求专业心理帮助可能会被视为软弱，与他们形象不符，而女生在社会中的形象较为柔弱，更愿意接受帮助，因此女性积极性高于男性 [15] [16] 。独生子女的医学生自尊水平高于非独生子女的医学生，造成这种差异的原因可能是与非独生子女相比，独生子女享受了家庭的更多的资源与鼓励，更为自信，因而自尊水平越高。提示应重点关注非独生子女的心理状况。来自城镇的医学生自尊水平高于来自农村的医学生，造成这种差异的原因可能是城乡之间存在经济文化水平差距，城镇对于心理卫生知识的普及与包容程度较高 [13] 。提示学校应重点关注来自农村的医学生心理健康状况。女生对于治疗的恐惧感高于男生，这与贾田甜 [10] 的研究结果一致。提示在心理治疗过程中应重点缓解女生的焦虑与恐惧。

本研究结果表明，治疗恐惧可以直接负向预测专业心理求助态度。即治疗恐惧越高的个体专业心理求助态度越消极，这与蒋政玲等 [4] [17] 的研究结果一致。其原因在于，治疗恐惧感较强的个体在衡量是否接受心理治疗时，可能会产生担忧自己的隐私是否会被泄露、是否会被家人同学歧视或者孤立、担心治疗能否带来效果、治疗是否会强迫自己做出当下不愿意的改变等等负性的想法，负性想法越多，其心理负担会越严重，进而更加倾向于回避专业的心理帮助 [18] 。相比之下，治疗恐惧感较低的人认为治疗可能带来的益处会高于治疗带来的不确定性，会采用更加乐观主动的态度看待专业心理帮助 [19] 。因此减轻个体对治疗的恐惧感，是提升个体寻求专业心理帮助积极性的有效途径。

此外，本研究结果还表明，治疗恐惧可以负向预测自尊。即个体对于寻求专业心理帮助恐惧程度越高，其自尊心水平越低。其原因在于，对于治疗的恐惧大部分源于对于诊断结果的未知、治疗方法、治疗环境的未知等“不确定性”因素，而这些“不确定”因素可能导致个体产生焦虑恐惧等负面情绪，这些负面情绪会对他们的自尊心产生消极影响。此外，对治疗存在恐惧的个体往往会意识到自己存在不足，这种消极的自我评价也会削弱其自尊心同时，本研究结果还表明，自尊可以正向预测专业心理求助态度。自尊水平越高的个体，其对于专业心理求助态度越倾向于积极，这与税晓燕 [20] 的研究结果一致。这是因为拥有较高自尊水平的人具有较强的自信与稳定的内心，可以更加理性地看待求助行为，不会认为向他人求助是一种不安全、丢失颜面的行为 [21] 。因此，提升个体的自尊水平，可以提高其寻求专业心理帮助的积极性 [15] 。

通过中介模型的检验发现，自尊在治疗恐惧与专业心理求助态度之间起部分中介作用。即治疗恐惧不仅可以直接影响个体的专业心理求助态度，同时可以通过影响个体的自尊，进而影响其专业心理求助态度。对寻求专业心理帮助恐惧程度较高的个体往往伴有焦虑的产生，焦虑可能会降低个体的自尊心，而自尊心越低的个体，其接受能力相对较低，更容易产生回避行为，因而对于寻求专业心理帮助的态度越消极，这与“脆弱假说”的研究结果一致 [8] 。因此，通过减轻个体对治疗恐惧感、增强自尊水平，可以有效改善其对专业心理求助的态度，促进心理健康服务的利用。

综上所述，医学生的专业心理求助态度并不积极，为提高校心理服务工作的利用率，可以通过增强自尊、降低治疗恐惧来提高医学生专业心理求助态度的积极性。首先，通过教学互动、鼓励、积极心理暗示等帮助学生建立健康的自我认知，引导同学找到自身的优点，增强自尊心。在心理宣传活动中对不同性别、生源地、家庭状况等进行针对性宣讲。其次，在日常心理健康教学工作中运用团体辅导的方式为学生提供一个安全的环境，向学生展示心理咨询室的设施环境及其专业任职人员，以此消除学生对于新环境及陌生人员的戒备心理，进而降低对治疗的恐惧，提升专业心理求助态度的积极性 [13] 。同时，高校还可以开通校园心理线上匿名咨询通道，让更多的同学采用方便快捷、低社交风险的方式进行心理咨询，提高心理咨询服务的利用率。

本研究存在一定的局限性。第一，本研究样本来源仅为重庆某医学高校本科医学生，样本来源较为单一，未来的研究可以关注不同学校、不同学历的医学生。第二，本研究采用的问卷均通过线上渠道收集，难以避免受试者因其他因素的干扰影响问卷的质量。第三，本研究为横断面研究，无法揭示变量间的因果关系。