大學(xué)生元擔(dān)憂對(duì)抑郁的影響：一個(gè)有中介的調(diào)節(jié)模型

王 超, 陳文霞, 蔣懷濱, 劉凱明, 趙慧莉

(1. 青海師范大學(xué)教育學(xué)院，青海 西寧 810016； 2. 福建師范大學(xué)福清分校應(yīng)用心理學(xué)研究所，福建 福州 350300)

大學(xué)生元擔(dān)憂對(duì)抑郁的影響：一個(gè)有中介的調(diào)節(jié)模型

王 超1, 陳文霞2, 蔣懷濱2, 劉凱明1, 趙慧莉1

(1. 青海師范大學(xué)教育學(xué)院，青海 西寧 810016； 2. 福建師范大學(xué)福清分校應(yīng)用心理學(xué)研究所，福建 福州 350300)

使用元擔(dān)憂量表、自我妨礙量表(SHS)和抑郁-焦慮-應(yīng)激自評(píng)量表簡(jiǎn)版(DASS-21)對(duì)300名大學(xué)生進(jìn)行施測(cè).探討元擔(dān)憂、自我妨礙、應(yīng)激與抑郁之間的中介與調(diào)節(jié)效應(yīng).結(jié)果發(fā)現(xiàn)：1)大學(xué)生元擔(dān)憂是抑郁的風(fēng)險(xiǎn)因素(β=0.33，t=5.05,p<0.001)；2)自我妨礙對(duì)元擔(dān)憂與抑郁之間的關(guān)系具有風(fēng)險(xiǎn)增強(qiáng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)(β=0.13，t=2.31,p<0.05);3)這種調(diào)節(jié)效應(yīng)(β=0.02，t=0.48,p>0.05)以應(yīng)激(β=0.54，t=9.27,p<0.001)為中介變量.由此得出：元擔(dān)憂對(duì)抑郁情緒的影響受到自我妨礙的調(diào)節(jié)，而這一調(diào)節(jié)效應(yīng)又通過應(yīng)激中介實(shí)現(xiàn).此發(fā)現(xiàn)為治療元擔(dān)憂所誘發(fā)的抑郁提供重要理論基礎(chǔ).

元擔(dān)憂;自我妨礙;應(yīng)激;抑郁;有中介的調(diào)節(jié)

0 引 言

抑郁(Depression)是影響大學(xué)生心理健康的一種常見情緒障礙，其主要表現(xiàn)為愉快感喪失、情緒低落、易疲勞并易受到個(gè)體認(rèn)知的調(diào)控[1].Wells等研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)焦慮、抑郁等負(fù)性情緒具有強(qiáng)烈體驗(yàn)的個(gè)體存在高水平的元擔(dān)憂[2].元擔(dān)憂(Meta-worry)是監(jiān)督和評(píng)價(jià)自身思維的元認(rèn)知，也是對(duì)自身認(rèn)知過程和事件的擔(dān)心，即對(duì)“擔(dān)憂的擔(dān)憂”[3].其特點(diǎn)體現(xiàn)在個(gè)體對(duì)擔(dān)憂有確切認(rèn)識(shí),并隨著擔(dān)憂事件不斷出現(xiàn)且被強(qiáng)化，是一種負(fù)性認(rèn)知.Beck提出的抑郁認(rèn)知理論指出，負(fù)性的認(rèn)知，如消極思維、過度擔(dān)憂和信念等是致使個(gè)體抑郁的關(guān)鍵性因素[4].自我妨礙(Self-handicapping)是當(dāng)個(gè)體面臨被他人評(píng)價(jià)時(shí),為保護(hù)或提高自尊而采取一系列不利于成就的行為[5].國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究表明,自我妨礙會(huì)增加個(gè)體的失敗可能性、考試焦慮程度和學(xué)業(yè)倦怠體驗(yàn)，與抑郁情緒呈顯著負(fù)相關(guān)[6-8].在誘發(fā)抑郁的因素中，應(yīng)激事件與如何評(píng)價(jià)應(yīng)激在大學(xué)生抑郁情緒的發(fā)生和發(fā)展中也起著至關(guān)重要的作用.研究表明，生活應(yīng)激水平可預(yù)測(cè)抑郁癥狀的變化[9-10].應(yīng)激事件對(duì)抑郁情緒有著直接的影響關(guān)系，事件累積到一定數(shù)量就導(dǎo)致發(fā)病.目前國(guó)內(nèi)研究抑郁的影響因素主要集中在二者或三者之間的關(guān)系，并以中介變量與調(diào)節(jié)變量建立模型.對(duì)于多因素之間中介與調(diào)節(jié)的混合模型比較欠缺，無法更加精確地了解各因素之間的關(guān)系.且未見其對(duì)元擔(dān)憂，自我妨礙，應(yīng)激與抑郁關(guān)系的探討.因此，本研究以福建省大學(xué)生為對(duì)象，試建立一個(gè)中介與調(diào)節(jié)的混合模型，探討元擔(dān)憂，自我妨礙，應(yīng)激與抑郁的關(guān)系.相關(guān)結(jié)果對(duì)大學(xué)生消除負(fù)性心理，及時(shí)調(diào)整認(rèn)知偏差，以及增強(qiáng)其心理健康素質(zhì)有一定實(shí)證意義和指導(dǎo)作用.

1 研究方法

1.1 研究對(duì)象

采用方便取樣，選取300名福建師范大學(xué)在校大學(xué)生,在其公選課上進(jìn)行統(tǒng)一問卷調(diào)查.剔除回答不完整或空白與邏輯明顯錯(cuò)誤問卷，回收有效問卷268份，有效率為89.33%.男生114人，女生154人；文科155人，理科113人；平均年齡為21.4±0.8歲.在測(cè)量前，由調(diào)查負(fù)責(zé)人介紹本次調(diào)查的目的和過程，并讓被試簽署知情同意書.

1.2 研究工具

1.2.1 元擔(dān)憂量表

采用鄭希付等編制的元擔(dān)憂量表,其內(nèi)容包括考試過程、社會(huì)評(píng)價(jià)、前途命運(yùn)、家庭沖突、父母狀況5方面，共40個(gè)題目.問卷使用5點(diǎn)記分,分?jǐn)?shù)越高,表明元擔(dān)憂水平越高.該量表的Cronbach’sα為0.97[3].本次測(cè)量的Cronbach’sα系數(shù)為0.95.

1.2.2 自我妨礙量表(SHS)

采用李曉東等修訂的自我妨礙量表，其內(nèi)容包括14個(gè)項(xiàng)目，采用6點(diǎn)量表形式，得分越高，表示自我妨礙水平越高.該量表的Cronbach’sα為0.79[11].本次測(cè)量的Cronbach’sα系數(shù)為0.73.

1.2.3 抑郁-焦慮-應(yīng)激自評(píng)量表簡(jiǎn)版(DASS-21)

采用龔栩等人(2010)修訂的DASS-21中文版,全量表包含抑郁、應(yīng)激和焦慮3個(gè)分量表，各分量表含7個(gè)條目，共21個(gè)條目.本研究采用抑郁和應(yīng)激2個(gè)分量表，分?jǐn)?shù)為在0～3之間,得分越高表示抑郁水平越高.研究表明，抑郁和應(yīng)激分量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.77和0.76,總量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.89[12].本次測(cè)量抑郁和應(yīng)激的Cronbach’sα系數(shù)分別為為0.84和0.81.

1.3 統(tǒng)計(jì)處理

應(yīng)用SPSS 19.0進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、因子分析、相關(guān)分析和回歸分析，使用mplus 7.0進(jìn)行有中介的調(diào)節(jié)模型分析和二次檢驗(yàn)bootstrap.

1.4 共同方法偏差的控制

本研究采用程序控制和統(tǒng)計(jì)控制進(jìn)行共同方法偏差調(diào)節(jié).在問卷實(shí)測(cè)過程中進(jìn)行班級(jí)統(tǒng)一施測(cè)，強(qiáng)調(diào)問卷的匿名和保密原則以及數(shù)據(jù)僅限于科學(xué)研究等說明來進(jìn)行程序控制.然后采用Harman單因子檢驗(yàn)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)控制，將所有變量的項(xiàng)目進(jìn)行探索性因素分析.未旋轉(zhuǎn)的因子分析顯示，多個(gè)因子的特征根值大于1且第一個(gè)因子解釋的變異量只有25.06%，小于40%，表明本研究共同方法偏差問題不明顯.

2 結(jié) 果

2.1 元擔(dān)憂，自我妨礙，應(yīng)激和抑郁的描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

2.1.1 元擔(dān)憂，自我妨礙，應(yīng)激和抑郁的描述統(tǒng)計(jì)

大學(xué)生元擔(dān)憂的均分為2.39±0.65，由于問卷是5點(diǎn)計(jì)分，以中間值2.5為臨界值，元擔(dān)憂處于中等偏下水平.應(yīng)激(0.83±0.56)和抑郁(0.56±0.53)中間值為1.5，得分也較低.自我妨礙中間值為3.5，得分(2.90±0.56)處于中等偏下的水平.

2.1.2 元擔(dān)憂，自我妨礙，應(yīng)激和抑郁的相關(guān)分析

Pearson相關(guān)矩陣如表1所示，元擔(dān)憂、自我妨礙、應(yīng)激均分別與抑郁呈不同程度的顯著正相關(guān)(r=0.435-0.609，p<0.01).此外，元擔(dān)憂和自我妨礙與應(yīng)激兩兩之間顯著正相關(guān)(r=0.418-0.545，p<0.01).

表1 元擔(dān)憂、自我妨礙、應(yīng)激和抑郁的相關(guān)矩陣Tab. 1 Correlation matrix between meta-worry,self-handicapping, stress, depression

注：樣本容量N=268;*p<0.05，**p<0.01，下同

2.2 大學(xué)生元擔(dān)憂與抑郁的關(guān)系:有中介的調(diào)節(jié)模型檢驗(yàn)

根據(jù)Muller[13]和溫忠麟[14]提出的中介性調(diào)節(jié)效應(yīng)模型,使用多重線性回歸分析進(jìn)行依次檢驗(yàn)(見表2).在分析之前將所有變量中心化處理.方程1估計(jì)自我妨礙對(duì)元擔(dān)憂與抑郁關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)；方程2估計(jì)自我妨礙對(duì)元擔(dān)憂與應(yīng)激之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)；方程3估計(jì)自我妨礙對(duì)應(yīng)激與抑郁的偏回歸效應(yīng)以及元擔(dān)憂與抑郁殘余效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng).

在滿足方程1與方程2的條件下，方程3中應(yīng)激的系數(shù)顯著，則證明存在中介性調(diào)節(jié)效應(yīng)；若在方程3中，調(diào)節(jié)效應(yīng)的系數(shù)不顯著,則方程中自我妨礙的調(diào)節(jié)效應(yīng)完全通過應(yīng)激起作用.

結(jié)果顯示，方程1中元擔(dān)憂和自我妨礙對(duì)抑郁均具有正向預(yù)測(cè)作用，且元擔(dān)憂與自我妨礙的交互項(xiàng)也達(dá)顯著水平.為了揭示交互效應(yīng)的實(shí)質(zhì)，根據(jù)回歸方程分別取元擔(dān)憂和自我妨礙高低組27%的值繪制了簡(jiǎn)單斜率分析圖.簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)表明(如圖1所示)，當(dāng)采用較少自我妨礙策略時(shí)，相對(duì)于低元擔(dān)憂的大學(xué)生，高元擔(dān)憂的大學(xué)生在抑郁程度上表現(xiàn)出輕微但不顯著上升趨勢(shì)(b=0.10，t=0.82，p>0.05)；相反，元擔(dān)憂水平高的大學(xué)生比元擔(dān)憂水平低的大學(xué)生抑郁程度有很明顯的上升趨勢(shì)(b=0.37，t=3.28，p<0.01).也即自我妨礙對(duì)元擔(dān)憂與抑郁的風(fēng)險(xiǎn)作用具有調(diào)節(jié)效應(yīng).

表2 有中介的調(diào)節(jié)模型檢驗(yàn)Tab. 2 Test of mediated moderation model

圖1 自我妨礙對(duì)元擔(dān)憂與抑郁的調(diào)節(jié)Fig. 1 Moderation of self-handicapping between meta-worry and depression

圖2 自我妨礙對(duì)元擔(dān)憂與應(yīng)激的調(diào)節(jié)Fig. 2 Moderation of self-handicapping between meta-worry and stress

方程2中，元擔(dān)憂、自我妨礙及二者交互項(xiàng)對(duì)應(yīng)激也均有正向預(yù)測(cè)作用.取高分組與低分組27%進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)，結(jié)果表明(如圖2所示)，當(dāng)自我妨礙水平低時(shí)，元擔(dān)憂水平高的大學(xué)生比元擔(dān)憂水平低的大學(xué)生應(yīng)激程度表現(xiàn)出輕微但不顯著的上升趨勢(shì)(b=0.004，t=0.03，p>0.05)；當(dāng)自我妨礙水平高時(shí)，元擔(dān)憂水平高的大學(xué)生比元擔(dān)憂水平低的大學(xué)生應(yīng)激程度有明顯上升趨勢(shì)(b=0.37，t=3.28，p<0.01).也即，自我妨礙對(duì)元擔(dān)憂與應(yīng)激的風(fēng)險(xiǎn)作用具有增強(qiáng)的調(diào)節(jié)效應(yīng).方程3中，應(yīng)激對(duì)抑郁有正向預(yù)測(cè)作用，同時(shí)元擔(dān)憂與自我妨礙的交互項(xiàng)未達(dá)顯著水平.這表明，在模型中元擔(dān)憂與自我妨礙對(duì)抑郁的調(diào)節(jié)完全通過應(yīng)激這一中介變量實(shí)現(xiàn).

使用mplus 7.0檢驗(yàn)有中介的調(diào)節(jié)模型構(gòu)建.擬合結(jié)果為飽和模型(χ2/df=0.000， RMSEA=0.000 TLI=1.000， CFI=1.000 SRMR=0.000).進(jìn)一步考察模型的參數(shù)估計(jì)值，發(fā)現(xiàn)路徑系數(shù)除自我妨礙到抑郁與元擔(dān)憂和自我妨礙的交互項(xiàng)到抑郁不顯著之外，其余均達(dá)到顯著估計(jì)(見圖3).將不顯著路徑刪除后(見圖4)，發(fā)現(xiàn)模型擬合良好，且更加簡(jiǎn)潔(χ2/df=1.03， RMSEA=0.011 TLI=0.999， CFI=1.000 SRMR=0.013).這一結(jié)果也表明應(yīng)激在元擔(dān)憂與自我妨礙對(duì)抑郁的調(diào)節(jié)中起到完全中介效用.

圖3 有中介的調(diào)節(jié)模型圖Fig. 3 Mediated moderation model

圖4 修正后的有中介的調(diào)節(jié)模型圖Fig. 4 Modified mediated moderation model

使用非參數(shù)檢驗(yàn)Bootstrap程序進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭性獡?dān)憂與自我妨礙及其交互項(xiàng)通過應(yīng)激對(duì)抑郁中介作用的顯著性[15].重復(fù)隨機(jī)抽取5000個(gè)Bootstrap樣本，生成5000個(gè)中介效應(yīng)的估計(jì)值，形成一個(gè)近似抽樣分布，并計(jì)算出中介效應(yīng)的平均路徑值，用第2.5%和第97.5%估計(jì)95%的中介效應(yīng)置信區(qū)間.由表3可知，各條路徑的95%置信區(qū)間并無包括0，即驗(yàn)證了應(yīng)激在元擔(dān)憂和抑郁、自我妨礙和抑郁、元擔(dān)憂和自我妨礙交互項(xiàng)和抑郁之間的中介效應(yīng).

表3 有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)bootstrap顯著性分析及其效果量Tab. 3 Bootstrap analysis of significance and effect of mediated moderation effect

3 討 論

本研究表明，元擔(dān)憂是大學(xué)生抑郁的重要易感因素.B.H.Esbjorn等人研究表明，元擔(dān)憂與焦慮呈顯著正相關(guān)[16].而其他研究發(fā)現(xiàn)，焦慮與抑郁存在一定程度上的共病[17].由此看來，元擔(dān)憂與抑郁之間應(yīng)存在顯著的正相關(guān).本研究驗(yàn)證了元擔(dān)憂與抑郁的正相關(guān)關(guān)系，并建立回歸方程，進(jìn)一步證明了元擔(dān)憂能夠正向預(yù)測(cè)抑郁.以往學(xué)者研究認(rèn)為[2]，元擔(dān)憂是對(duì)擔(dān)憂的元認(rèn)知，具有強(qiáng)制性和不可控性，個(gè)體試圖對(duì)其控制會(huì)觸發(fā)自相矛盾的結(jié)果.這種矛盾將進(jìn)一步帶來擔(dān)憂，使個(gè)體陷入惡性循環(huán)，認(rèn)為自己不能恰當(dāng)處理事件，從而可能帶來抑郁的情緒體驗(yàn).

雖然元擔(dān)憂可以解釋大學(xué)生抑郁的部分變異，但不同元擔(dān)憂水平的大學(xué)生抑郁增加程度并不完全相同.認(rèn)知行為理論認(rèn)為，抑郁是個(gè)體認(rèn)知與行為方式交互作用的結(jié)果[18].本研究運(yùn)用認(rèn)知×行為方式交互作用的觀點(diǎn)探討了元擔(dān)憂對(duì)抑郁發(fā)揮作用的條件，即檢驗(yàn)自我妨礙對(duì)元擔(dān)憂與抑郁之間關(guān)系是否具有調(diào)節(jié)效應(yīng).結(jié)果發(fā)現(xiàn)，自我妨礙能夠正向預(yù)測(cè)抑郁，這一結(jié)果與Umit A研究相一致[19].將元擔(dān)憂與自我妨礙與其交互項(xiàng)進(jìn)入回歸方程后發(fā)現(xiàn)，自我妨礙對(duì)元擔(dān)憂與抑郁之間關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用.當(dāng)自我妨礙水平較低時(shí)，元擔(dān)憂與抑郁相關(guān)不顯著；反之，元擔(dān)憂與抑郁呈顯著且較強(qiáng)正相關(guān).也就是說，高自我妨礙能促進(jìn)元擔(dān)憂對(duì)抑郁的風(fēng)險(xiǎn)作用，低自我妨礙能緩沖元擔(dān)憂對(duì)抑郁情緒的影響.同時(shí)，本研究還發(fā)現(xiàn)，應(yīng)激是自我妨礙對(duì)元擔(dān)憂與抑郁之間關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)的中介變量.應(yīng)激與抑郁存在顯著正相關(guān)，這一結(jié)論與陳沖等人研究結(jié)果相一致[20].當(dāng)個(gè)體遭受到突發(fā)性生活事件時(shí)，高自我妨礙者因?yàn)殚L(zhǎng)時(shí)間逃避任務(wù)而沒有正面應(yīng)對(duì)危險(xiǎn)導(dǎo)致的社會(huì)性功能退化，可能帶來更高的失敗可能性、過度的擔(dān)憂與其他負(fù)性情緒，如焦慮、抑郁等.進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，自我妨礙是元擔(dān)憂與應(yīng)激之間的調(diào)節(jié)變量.當(dāng)自我妨礙水平高時(shí)，元擔(dān)憂正向預(yù)測(cè)應(yīng)激具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義.此時(shí)，高元擔(dān)憂者更多回避新異、不確定的感覺和體驗(yàn).對(duì)任務(wù)缺乏應(yīng)有的準(zhǔn)備,以至個(gè)體不能恰當(dāng)應(yīng)對(duì)應(yīng)激事件，出現(xiàn)更強(qiáng)烈的不良反應(yīng)，最終導(dǎo)致抑郁情緒的產(chǎn)生；當(dāng)自我妨礙水平較低時(shí)，元擔(dān)憂正向預(yù)測(cè)應(yīng)激不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即此時(shí)元擔(dān)憂的影響較小.綜合以上結(jié)果發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生自我妨礙調(diào)節(jié)了抑郁和應(yīng)激，而對(duì)抑郁的調(diào)節(jié)作用通過應(yīng)激為中介完成.

本研究以一個(gè)中介性調(diào)節(jié)模型，揭示了抑郁的誘發(fā)因素，結(jié)果提示，在大學(xué)生抑郁干預(yù)中，應(yīng)采用個(gè)體認(rèn)知和行為方式的交互作用作為切入點(diǎn)，幫助大學(xué)生形成合理認(rèn)知和科學(xué)釋放壓力的行為方式，在臨床上降低抑郁水平.這也印證了認(rèn)知行為療法的主張，以認(rèn)知與行為改變的心理輔導(dǎo)可以對(duì)抑郁進(jìn)行有效的干預(yù)[21-22].同時(shí)，考慮到應(yīng)激在自我妨礙對(duì)抑郁風(fēng)險(xiǎn)增強(qiáng)效應(yīng)中的中介作用，還應(yīng)引導(dǎo)大學(xué)生積極、主動(dòng)地面對(duì)應(yīng)激事件，塑造處理應(yīng)激事件的能力，并從不同途徑增強(qiáng)其心理韌性，從而正確處理抑郁體驗(yàn).

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The Effects of College Students’ Meta-worry on Depression：A Mediated Moderation Model

WANG Chao1, CHEN Wenxia2, JIANG Huaibin2, LIU Kaiming1, ZHAO Huili1

(1. College of Education, Qinghai Normal University, Xining 810016, China; 2. Faculty of Applied Psychology, Fuqing Branch of Fujian Normal University, Fuzhou 350300, China)

In order to investigate the mediated moderation effects among meta-worry, self-handicapping, stress and depression, Meta-worry Scale, Self-handicapping Scale (SHS) and Depression-Anxiety-Stress Scale Brief Version (DASS-21) were used on 300 college students. The results showed that meta-worry of college students was a risk factor for depression (β=0.33,t=5.05,p<0.001). Self-handicapping had moderating effect with increased-risk on the relationship between meta-worry and depression (β=0.13,t=2.31,p<0.05). This adjustment effect (β=0.02,t=0.48,p>0.05) was with stress as a mediator (β=0.54,t=9.27,p<0.001). So it was considered that the effect of meta-worry on depression was adjusted by self-handicapping, and this adjustment effect was mediated by stress. This discovery provided an important theoretical basis for the treatment of depression which induced by meta-worry.

meta-worry; self-handicapping; stress; depression; mediated moderation

2016-10-09

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(16CSH048)；福建省2016杰出青年科研人才培育計(jì)劃項(xiàng)目.

趙慧莉(1972—)，女，教授，主要從事心理健康教育與咨詢研究.E-mail：563931202@qq.com

10.3969/j.issn.1674-232X.2017.02.004

B844.2

A

1674-232X(2017)02-0136-06