希望團體干預改善大學生抑郁癥狀：自我效能感的中介作用*

張 平 張?zhí)m鴿 許婷婷

抑郁是當前危害人類身心健康的重要因素[1]。大學生是抑郁的高發(fā)群體，我國大學生的抑郁檢出率為24.71%[2]。抑郁不僅會導致大學生出現(xiàn)情緒低落、興趣減退、認知功能受損、睡眠障礙等，還會對其人際交往、學業(yè)和生活等方面產(chǎn)生不良影響[3]。如果沒有及時干預，抑郁癥狀會進一步發(fā)展、惡化，當抑郁個體希望水平較低、感到無望乃至絕望時，可能會產(chǎn)生自殺意念及行為，嚴重危害個體的身心健康和社會功能[3-5]。鑒于抑郁在大學生群體中的高發(fā)性及其嚴重危害，開發(fā)有效的預防和改善大學生抑郁癥狀的干預措施，變得尤為重要和緊迫。

大量研究發(fā)現(xiàn)，作為一種積極心理資源，希望不僅有助于預防心理疾病，而且可以促進心理疾病患者的康復，是心理健康的重要保護性因素[4,6]。希望是一種動機性的認知評價，包括目標、動力思維和路徑思維3個成分，其中動力思維是指個體是否有信心通過一些途徑來實現(xiàn)自己的目標，路徑思維是指個體對通往目標途徑的思考[7]。作為一種對未來的積極預期，在遇到壓力時，希望有助于幫助個體找到替代性方案來實現(xiàn)期望的目標，可以預防或緩解抑郁癥狀[4-6]?？上驳氖?，希望感可以通過干預得以提升[8-9]。希望干預，即以希望理論為基礎(chǔ)的積極心理干預，能夠有效地幫助參與者緩解抑郁癥狀[6,10]。希望團體干預，即以團體心理輔導方式開展的希望干預[11-12]，可以顯著提升大學新生學習適應(yīng)、降低大學生考試焦慮[11-13]，提升生活滿意度和自我價值感[11,14]。因此，本研究假設(shè)為希望團體干預可以顯著改善大學生的抑郁癥狀。

希望干預如何改善大學生的抑郁癥狀？目前的干預研究較少探討干預的作用機制。自我決定理論認為，人類有自主、勝任和歸屬3個最基本的心理需求[15]。這些需求的滿足有助于提升個體的心理健康水平；而當這些需求受挫時，會削弱個體的幸福感。積極心理干預有助于提升個體的自主、歸屬和勝任需求(如：自我效能感)[8,10,16-17]，改善個體的抑郁癥狀[10,18]。班杜拉也認為，個體的自我效能信念會通過認知、動力、情感和決策過程影響其社會功能、生活質(zhì)量和幸福感。自我效能感高的個體將威脅情境視為挑戰(zhàn)，設(shè)定高目標并對其保持強烈的承諾，在遭遇失敗或挫折時心懷希望、持續(xù)努力，抑郁的可能性也較低[19]。多項實證研究顯示，希望與抑郁顯著負相關(guān)[4,20-21]、與自我效能顯著正相關(guān)[4,22-23]，自我效能感與抑郁顯著負相關(guān)[24-25]。Du等人發(fā)現(xiàn)，自尊在希望、社會支持與抑郁的關(guān)系中起中介作用[26]。而自我效能感可以正向預測自尊，自我效能感的增強可以提升個體的自尊[27]。基于此，本研究的另一個假設(shè)為希望干預可以通過提升個體的自我效能感改善大學生的抑郁癥狀。

綜上，本研究旨在探討基于積極心理學的希望團體干預對改善大學生抑郁癥狀的有效性，并探索自我效能感是否在希望干預改善抑郁癥狀中發(fā)揮了中介作用。

1 對象與方法

1.1 對象

在北京某高校進行“心理減壓團體活動”的公開招募，共招募到大三至博二學生155人，年齡19～29歲。通過發(fā)放抑郁自評量表(SDS)和流調(diào)中心用抑郁量表(CES-D)對被試的抑郁程度進行篩查，CES-D得分高于15[28]以及SDS標準分≥53[29]的被試進入實驗。如果被試得分只滿足其中一個量表的要求，則根據(jù)另一個量表得分是否接近臨界值決定被試是否進入實驗[28]。通過面談排除不適合進行希望團體干預者，排除條件為滿足下述任意1項：①CES-D和SDS兩個量表篩查結(jié)果顯示為無抑郁狀況者；②具有重度抑郁、雙相情感障礙及其他重度精神病性問題；③正在服用精神類藥物；④正在進行心理咨詢或心理治療者；⑤不愿意參加本研究者或者不能保證4周連續(xù)參加本團體者。最終有53名大學生(平均年齡21.45±1.71歲)符合入組條件，并簽署知情同意書。雖然研究者更傾向于使用等組隨機分配，但因大部分被試更愿意參加干預組，考慮到心理干預研究的倫理[28]，本研究按2:1的比例將被試隨機分配到干預組和對照組。對被試進行了兩次施測，后測與前測間隔28天，干預組3人參與次數(shù)未到達實驗要求，等待組1人中途退出，這4位同學(3名男生，1名女生)不參加最終的統(tǒng)計分析。最終完成后測的共49人(平均年齡21.31±1.61歲)，其中干預組32人，男生23人，女生9人，平均年齡21.03±1.47歲；對照組17人，男生13人，女生4人，平均年齡21.82±1.78歲。本研究獲得北京郵電大學倫理委員會批準。

1.2 方法

1.2.1 流調(diào)中心用抑郁量表(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale,CES-D) 采用CES-D中文版[30]測量抑郁癥狀，共20個題目，包括16個消極情感和4個積極情感項目。填表時要求被試報告最近1周內(nèi)癥狀出現(xiàn)的頻率，采用4級評分，其中“0”表示“偶爾或無”，“3”表示“多數(shù)時間或持續(xù)”?？偡址秶鸀?～60分，總分越高，代表抑郁程度越重。本研究中前、后測的Cronbach’s α值分別為0.82、0.88。

1.2.2 抑郁自評量表(Self-rating depression scale,SDS) 采用SDS來進一步篩查抑郁癥狀，共20個項目(其中10個反向題目)，按l～4級評分。標準分為項目總分乘以1.25，按照中國常模，其標準分的臨界值為53分，53～62為輕度抑郁，63～72為中度抑郁，72分以上為重度抑郁[29]。本研究中SDS前、后測的Cronbach’s α值分別為0.82、0.87。

1.2.3 成人特質(zhì)希望量表(Dispositional Hope Scale-Chinese,DHS-C) 該量表共12個題目，其中4個條目測量路徑思維，4個條目測量動力思維，另外4個條目屬于干擾項，不計分。采用8點計分，從1(完全不符合)～8(完全符合)。本研究采用Sun等人修訂的中文版本[31]，總分越高表示特質(zhì)希望感越高。本研究中該量表前、后測的Cronbach’s α值分別為0.85、0.89。

1.2.4 一般自我效能感量表(General Self-Efficacy Scale,GSES) 采用張建新和Schwarzer修訂[32]的一般自我效能感量表。共10個條目，1(完全不正確)～4(完全正確)4級評分，得分范圍為10～40分。得分越高，自我效能感越強。本研究中該量表前、后測的Cronbach’s α值分別為0.84、0.88。

1.2.5 干預程序 干預組進行希望團體干預，對照組等待接受希望團體干預。兩組被試分別于干預開始前、干預結(jié)束當天填寫成人特質(zhì)希望量表、抑郁自評量表、流調(diào)中心用抑郁量表和一般自我效能問卷。干預組接受連續(xù)4周，每周2小時的希望干預。干預者為有3年以上培訓和心理咨詢經(jīng)驗的團體輔導師。對照組不接受任何干預，并作為等待組被通知參加2個月之后的希望團體干預。

1.2.6 干預方法 干預組所接受的希望干預方案，整合了希望理論[7]和已有希望干預模式[11-13]。干預方案以目標、動力思維與路徑思維三大元素作為干預主題，經(jīng)3名同行專家進行評議審定。干預形式多樣，涵蓋熱身游戲、自我探索小活動、小組分享討論、課后作業(yè)等，具有較強的趣味性。干預持續(xù)4周，每周1次，每次2小時，具體干預方案見表1。

表1 改善大學生抑郁癥狀的希望干預方案

1.3 統(tǒng)計處理

采用SPSS 21.0對數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析、獨立樣本t檢驗和配對樣本t檢驗，組內(nèi)效果量使用Cohen’sd，鑒于干預組與對照組樣本量不等，組間效果量報告了校正值Hedges’g[28]?；赑ROCESS Procedure for SPSS Release 2.16模塊的模型4[33]，使用Bootstrap方法檢驗自我效能感在希望干預與抑郁變化關(guān)系中的中介作用。

2 結(jié) 果

2.1 干預組與對照組干預前后各變量得分變化量的比較

干預開始前，干預組與對照組的抑郁前測無顯著差異(CES-D:t=1.27,P=0.21;SDS:t=0.22,P=0.83)，即確保了被試隨機分配；兩組的特質(zhì)希望前測(t=-0.72,P=0.48)和自我效能感前測(t=-0.002,P=0.99)也無顯著差異。對干預組和對照組后測與前測得分的差值進行了差異比較顯示，兩組被試在抑郁的CES-D量表上和一般自我效能感上得分變化量差異顯著，在SDS和特質(zhì)希望量表上得分變化量差異邊緣顯著，見表2。

表2 干預組與對照組各指標變化量(Δ)的比較

2.2 干預組與對照組各變量前后測比較

對干預組和對照組的前后測分別進行了配對樣本t檢驗，如表3所示，干預組的抑郁后測與前測差異顯著，抑郁后測顯著低于前測(CES-D:t=3.13,P=0.004,95% CL=[-8.10,-1.71];SDS:t=4.90,P<0.001,95% CL=[-9.96,-4.11])，對照組抑郁后測與前測差異不顯著(CES-D:t=0.04,P=0.965,95% CL=[-2.90,2.78];SDS:t=1.22,P=0.241,95% CL=[-7.26,1.96])；干預組的特質(zhì)希望前后測差異顯著，后測特質(zhì)希望及其動力思維維度顯著高于前測(特質(zhì)希望:t=-2.80,P=0.009,95% CL=[0.97,6.21];動力思維維度:t=-3.34,P=0.002,95% CL=[0.95,3.93])，對照組的特質(zhì)希望及其動力思維維度前后測差異不顯著(特質(zhì)希望:t=0.37,P=0.718,95% CL=[-5.57,3.92];動力思維維度:t=-0.13,P=0.900,95% CL=[-1.84,2.07])；干預組的自我效能感前后測差異顯著，后測自我效能感顯著高于前測(t=-3.57,P=0.001,95% CL=[1.34,4.91])，對照組的自我效能感后測與前測差異不顯著(t=-0.05,P=0.958,95%CL=[-2.25,2.37])。

表3 干預組與對照組前后測差異t檢驗

2.3 特質(zhì)希望和自我效能感的中介效應(yīng)檢驗

采用偏差校正的百分位Bootstrap法，檢驗一般自我效能感變化率在干預(希望干預組與等待組)和抑郁水平變化率之間的關(guān)系中的中介效應(yīng)。其中，一般自我效能感變化率和抑郁水平變化率分別通過(T1-T2)/T1計算獲得(T1為前測，T2為后測)[34]。使用Hayes編制的SPSS宏(http://www.afhayes.com)，通過抽取5000個樣本估計中介效應(yīng)95%置信區(qū)間[33]，對兩個中介模型的效應(yīng)值和置信區(qū)間進行估計。

結(jié)果顯示，組別(1=干預組，0=對照組)通過一般自我效能感變化率到抑郁變化率的間接效應(yīng)的結(jié)果沒有包含0(a*b=0.192,SE=0.116,95% Boots CI=[0.005,0.449])，表明自我效能感變化率的中介效應(yīng)顯著，且間接效應(yīng)大小為0.192；控制了中介變量自我效能感之后，自變量組別對抑郁變化率的直接效應(yīng)(C′=0.299,SE=0.287,95% Boots CI=[-0.278,0.876])的影響不顯著，其置信區(qū)間包括0。因此，自我效能在希望干預對抑郁的影響中發(fā)揮了完全中介作用。

表4 一般自我效能感變化率在干預和抑郁變化率之間的中介效應(yīng)路徑

此外，對特質(zhì)希望變化率在干預(希望干預組與等待組)和抑郁水平變化率之間關(guān)系中的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，組別(1=干預組，0=對照組)通過特質(zhì)希望變化率到抑郁變化率的間接效應(yīng)的結(jié)果包含0(a*b=0.152,SE=0.121,95% Boots CI=[-0.020,0.451])，表明特質(zhì)希望變化率的中介效應(yīng)不顯著。

3 討 論

研究結(jié)果顯示，希望團體干預可以改善大學生的抑郁癥狀，與以往的研究結(jié)果相吻合。前人研究發(fā)現(xiàn)，積極心理干預可以顯著改善大學生抑郁情緒[29,35]，希望干預能降低非裔美國同性戀人群中HIV攜帶者或AIDS患者的抑郁水平[10]，希望團體干預可以顯著提升大學新生學習適應(yīng)、降低大學生考試焦慮[11-13]。本研究進一步證實了希望團體干預在改善大學生抑郁癥狀上的有效性。無望感和缺乏動力是抑郁癥的典型癥狀。本研究發(fā)現(xiàn)，基于積極心理學理論的希望團體干預，可以幫助參與者清晰目標，重拾信心，找到打破目前困境的方法，從而顯著降低大學生的抑郁癥狀。

本研究不僅證實了希望團體干預能夠改善抑郁癥狀，并且驗證了一般自我效能感的中介作用。這一結(jié)果拓展了以往的研究發(fā)現(xiàn)。雖然多項研究發(fā)現(xiàn)，特質(zhì)希望水平與一般自我效能感之間顯著正相關(guān)，希望干預可以提升參與者的一般自我效能感[8,10,16-17]，改善其抑郁癥狀[10,18]。然而，希望干預改善抑郁癥狀的中介機制卻不得而知。本研究發(fā)現(xiàn)，希望干預可以通過提升參與者的自我效能感改善其抑郁癥狀。這一結(jié)論也豐富了自我決定理論、希望理論和自我效能感理論。

然而，特質(zhì)希望未能在希望干預與抑郁癥狀的減輕之間起中介作用，也就是說，希望干預對抑郁癥狀最直接的作用機制是通過一般自我效能感的作用，而非通過特質(zhì)希望。這意味著與眾多積極心理狀態(tài)密切相關(guān)的特質(zhì)希望[4,6,20-21]，作為一種心理健康的緩沖資源，可以調(diào)動個體的心理資源，從而幫助其調(diào)整到積極的心理狀態(tài)，較高的特質(zhì)希望感能讓個體更有機會和資源來提升一般自我效能感[7]，為大學生自我效能感的維持和提升奠定良好的基礎(chǔ)，進而有助于改善抑郁癥狀。

本研究揭示了希望團體干預對改善大學生抑郁癥狀的有效性及其作用機制，既有理論意義，也有實踐價值。理論上，本研究不僅有助于理解希望如何直接、間接影響大學生抑郁，而且一般自我效能的中介作用進一步拓展了希望干預對大學生抑郁的作用機制。實踐上，本研究對大學生抑郁的預防和干預具有重要啟示。一方面，可以借鑒Feldman等人的希望提升四步法，通過設(shè)置目標、尋找實現(xiàn)目標的路徑、思考實現(xiàn)目標可能遇到的困難、找到克服困難的方法4個步驟來提升大學生的希望感[8]，進而預防或降低其抑郁水平。另一方面，鑒于一般自我效能感對改善大學生抑郁癥狀的重要作用，可以考慮通過增加個體的成功經(jīng)驗、觀察模仿榜樣行為、權(quán)威人士的認可等方式來提升大學生的一般自我效能感，進而降低其抑郁水平。

此外，本研究還存在一些不足，需要未來研究進一步完善和改進。首先，本研究發(fā)現(xiàn)，雖然干預組干預后的特質(zhì)希望總分、動力思維維度得分均顯著高于干預前，但路徑思維維度得分卻與干預前沒有顯著差異。這也表明，希望團體干預更多通過提升參與者的動力思維發(fā)揮作用的，干預提升了參與者克服困難、完成任務(wù)的信心。何瑾等人的研究也發(fā)現(xiàn)，動力思維的干預效果優(yōu)于路徑思維，短時間內(nèi)希望干預更容易提升動力思維，而較難提升路徑思維[11,13]。因而，如何提升路徑思維也是未來希望干預研究的一個突破點。其次，本研究的希望干預團體持續(xù)4周，干預前后實驗組與對照組在SDS和特質(zhì)希望上的變化量差異不顯著，未來可以考慮增加團體次數(shù)，以取得更佳的干預效果。最后，本研究中介模型的樣本量較小，且尚未對參與者進行追蹤測量研究，后續(xù)的干預研究可以擴大樣本量，并在干預結(jié)束1個月、3個月、6個月等時間點進行追蹤，以便進一步檢驗研究結(jié)論的可靠性。