武子凡 王源增 李 想 張 潔 張 慧 劉 燕,2△

(1濟寧醫(yī)學(xué)院精神衛(wèi)生學(xué)院；2濟寧醫(yī)學(xué)院循證醫(yī)學(xué)中心，濟寧 272013)

大學(xué)生存在焦慮情緒的比例達22.57%[1-2]，但尋求精神治療的比例僅為15.7% (95%CI:10.2%,23.4%)[3-4]。學(xué)習(xí)壓力、生活事件等心理應(yīng)激易導(dǎo)致大學(xué)生產(chǎn)生焦慮情緒[5-11]。功能失調(diào)性態(tài)度作為一種潛在的、歪曲的認(rèn)知結(jié)構(gòu)，傾向于過多地采用消極方式來評價和解釋發(fā)生的事件，使個體在遇見應(yīng)激事件時更容易出現(xiàn)焦慮等癥狀[12]。目前，大多數(shù)研究主要是探討功能失調(diào)性態(tài)度對應(yīng)激事件與抑郁情緒的中介效應(yīng)[8，13-14]，較少研究探討功能失調(diào)性態(tài)度對心理應(yīng)激和焦慮情緒的中介效應(yīng)[15]。本研究擬通過大樣本調(diào)查，探索大學(xué)生功能失調(diào)性態(tài)度對心理應(yīng)激和焦慮情緒的中介效應(yīng)，為大學(xué)生焦慮情緒的心理干預(yù)和預(yù)防措施的制定提供科學(xué)依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 對象

于2018年3月30日至2019年10月25日，隨機整群抽取山東省三市(濰坊、濟寧、日照)在校大學(xué)生作為研究對象，以班級為單位進行問卷調(diào)查。共發(fā)放問卷13536份，回收有效問卷13060份，回收有效率96.48%。填寫問卷前均簽署知情同意書。

1.2 方法

1.2.1研究工具 1)功能失調(diào)性態(tài)度問卷(Dysfunctional Attitude Scale,DAS)[13]。由Weissman和Beck編制，用于評估個體潛在、深層的認(rèn)知障礙的嚴(yán)重程度。DAS包含40個條目，脆弱性、吸引和排斥、完美化、強制性、尋求贊許、依賴性、自主性態(tài)度、認(rèn)知哲學(xué)8個維度，每個問題從完全不同意到完全同意，采用1～7分的7級評分，分?jǐn)?shù)越高，認(rèn)知障礙越嚴(yán)重。該量表具有良好的信效度,本研究中，該量表的Cronbach's α系數(shù)為 0.906，分半信度為0.866。2)青少年生活事件量表 (Adolescent Self-Rating Life Events Check List,ASLEC)。劉賢臣等[14]為了定量的評價青少年社會生活應(yīng)激狀況而編制的自評式量表，用于對應(yīng)激性生活事件發(fā)生頻度和應(yīng)激強度進行評定，由27項可能給青少年帶來心理應(yīng)激的負(fù)性生活事件構(gòu)成，用于評定青少年尤其是中學(xué)生和大學(xué)生生活事件發(fā)生頻數(shù)和應(yīng)激強度。ASLEC包括27個條目，人際關(guān)系、學(xué)習(xí)壓力、受懲罰、喪失、健康適應(yīng)和其他6個維度。評定期限為最近一年，回答方式先確定發(fā)生與否，若發(fā)生過，采用從沒有影響到極度影響1～5級的5級評分。分?jǐn)?shù)越高、個體經(jīng)歷的事件越多，對個體的學(xué)習(xí)和生活影響越大分?jǐn)?shù)越高。該量表在大學(xué)生群體應(yīng)用中表現(xiàn)出了良好的信效度[15-16]，本次調(diào)查中，該量表總的Cronbach's α系數(shù)為 0.839，分半信度系數(shù)為0.799。3)貝克焦慮量表(Beck Anxiety Inventory，BAI)。由貝克等于1985年編制，共21個條目，采用1～4的4級評分，用于評估最近一周的狀況。BAI以≥45分為判斷界限，得分越高表示焦慮程度越重。該量表在大學(xué)生群體的研究中具有良好的信效度[14]，本次調(diào)查中，該量表Cronbach's α系數(shù)為0.934,分半信度0.890。

1.3 統(tǒng)計學(xué)方法

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差

未經(jīng)旋轉(zhuǎn)探索性因子分析中，特征值>1的因子共有14個，第一公因子的方差解釋百分比為17.22%，<40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，可以認(rèn)為不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2 焦慮情緒檢出率、功能失調(diào)性態(tài)度、焦慮情緒及心理應(yīng)激統(tǒng)計分析

13060名參與者，男生4860人(37.21%)、女生8113人(62.12%)，性別缺失87人(0.67%)；城鎮(zhèn)戶籍4752人(36.38%)、農(nóng)村戶籍8221人(62.94%)，戶籍缺失87人(0.67%)；獨生子女4836人(37.02%)、非獨生子女8006人(61.30%)，獨生子女報告缺失218(1.67%)。平均年齡為(19.03±1.54)歲。

13060名參與者，BAI得分>45分(即具有焦慮情緒)的有288人，占總?cè)藬?shù)的2.2%。其中男生有154人(54.04%)，女生有131人(45.96%)，性別報告缺失3人(1.04%)；城鎮(zhèn)來源的學(xué)生113人(39.65%)，農(nóng)村來源的學(xué)生172人(60.35%)，戶口報告缺失3人(1.04%)；獨生子女122人(42.81%)，非獨生子女160人(56.14%)，獨生子女報告缺失6人(2.08%)。見表1。

表1 13060名大學(xué)生焦慮情緒檢出率(n/%)

13060名參與者，其功能失調(diào)性態(tài)度、焦慮情緒、心理應(yīng)激的平均得分分別為(123.07±25.13)、(25.12±6.52)、(43.98±12.62)分。其中，男生功能失調(diào)性態(tài)度總分(127.31±26.36)顯著高于女生(120.42±23.95)(P<0.05)；城市生源大學(xué)生總平均分(124.19±26.05)高于農(nóng)村生源(122.32±24.51)(P<0.05)，獨生子女(124.42±26.19)顯著高于非獨生子女(122.17±24.42)(P<0.05)；男生焦慮情緒得分(25.38±7.65)顯著高于女生(24.96±5.68)(P<0.05)；女生心理應(yīng)激得分(44.44±12.20)顯著高于男生(43.24±13.20)(P<0.05)；非獨生子女心理應(yīng)激得分(44.21±12.56)顯著高于獨生子女(43.64±12.67)(P<0.05)。見表2。

表2 不同人口學(xué)特征功能失調(diào)性態(tài)度、焦慮情緒、心理應(yīng)激的差異分析(分,

2.3 功能失調(diào)性態(tài)度、心理應(yīng)激、焦慮情緒的相關(guān)分析

心理應(yīng)激與功能失調(diào)性態(tài)度呈正相關(guān)(P<0.05)；功能失調(diào)性態(tài)度與焦慮情緒呈正相關(guān)(P<0.05)；心理應(yīng)激與焦慮情緒呈正相關(guān)(P<0.05)，相關(guān)關(guān)系均具有統(tǒng)計學(xué)意義 。見表3。

表3 功能失調(diào)性態(tài)度、心理應(yīng)激、焦慮情緒相關(guān)分析

注：*P<0.05。

2.4 功能失調(diào)性態(tài)度對焦慮情緒中介作用的逐步檢驗分析

以焦慮情緒為因變量，分別以心理應(yīng)激和功能失調(diào)性態(tài)度為自變量，再以功能失調(diào)性態(tài)度為中介變量，進行逐步回歸檢驗分析。心理應(yīng)激對焦慮情緒具有正向預(yù)測作用(β=0.305，P<0.05)。以功能失調(diào)性態(tài)度做中介變量，回歸結(jié)果顯示：心理應(yīng)激與焦慮情緒之間仍呈顯著性差異(β=0.263，P<0.05)，且回歸系數(shù)變小(F=1217.956，P<0.05)。功能失調(diào)性態(tài)度在心理應(yīng)激與焦慮情緒間起部分中介作用。

中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例，其計算公式為：(β-β’)/β×100%，即：(0.305-0.263)/0.305)×100%=13.77%。見表4、圖1。

表4 功能失調(diào)性態(tài)度對心理應(yīng)激和焦慮情緒的中介作用分析

圖1 功能性失調(diào)態(tài)度對心理應(yīng)激和焦慮情緒的中介作用路徑圖

3 討論

大學(xué)生面臨繁重的學(xué)習(xí)壓力和生活壓力，易出現(xiàn)焦慮情緒。很多研究顯示，功能失調(diào)性態(tài)度對大學(xué)生心理應(yīng)激與抑郁情緒起中介作用[5，19-21]，而探討功能失調(diào)性態(tài)度對焦慮情緒影響的研究較少，尚無針對大學(xué)生功能失調(diào)性態(tài)度對心理應(yīng)激與焦慮情緒的中介作用的研究。本研究首次利用大樣本探討功能失調(diào)性態(tài)度在大學(xué)生心理應(yīng)激與焦慮情緒之間的中介效應(yīng)。

通過對研究對象過去一年里經(jīng)歷的事件調(diào)查發(fā)現(xiàn)，得分最高的5個事件分別為考試失敗或不理想、被人誤會或錯怪、與同學(xué)或好友發(fā)生糾紛、學(xué)習(xí)壓力重、升學(xué)壓力，這與以往研究結(jié)果較一致[22-23]。埃里克森提出，大學(xué)是一個人離開家庭獨自在外學(xué)習(xí)和生活，并以尋找同一性為目的的階段，人際交往問題對大學(xué)生造成的影響較大[5，21]。大學(xué)生與同學(xué)或好友發(fā)生糾紛以及被人誤會或錯怪的報告率有所上升，說明人際關(guān)系和學(xué)習(xí)問題仍是大學(xué)生的主要壓力來源。

功能失調(diào)性態(tài)度在大學(xué)生心理應(yīng)激與焦慮情緒之間起部分中介效應(yīng)，可由Lyubomirsky等[24]的惡性循環(huán)模型解釋其機制，即壓力性的生活事件會導(dǎo)致個體無法集中注意力完成當(dāng)前的活動，而反復(fù)的思考自己處于不良情境的原因，并且產(chǎn)生一系列的對問題、對自我以及對未來的消極認(rèn)知,最終導(dǎo)致焦慮情緒產(chǎn)生。同時，惡性的循環(huán)導(dǎo)致個體無法冷靜地用積極、客觀的態(tài)度面對應(yīng)激源，反而越陷越深[24]。另有研究表明，功能失調(diào)性態(tài)度與通過消極體驗建立的消極自我模型有關(guān)[25]。

現(xiàn)實中， 經(jīng)歷生活壓力事件越多的大學(xué)生，越易感到身心疲憊，認(rèn)為自己無法處理每一件事情，容易對生活失去信心，更易傾向失調(diào)性態(tài)度，從而出現(xiàn)焦慮情緒[15，20-21]。男大學(xué)生功能失調(diào)性態(tài)度得分高于女生，這與朱麗娜等研究結(jié)果基本一致[14-15]。提示我們，男大學(xué)生在生活中更傾向于失調(diào)性態(tài)度或信念，從而造成相關(guān)的認(rèn)知障礙，不利于其自身心理健康，需要特別重視。對大學(xué)生焦慮情緒進行干預(yù)，需要根據(jù)性別特征采取有針對性的措施。對男大學(xué)生進行心理干預(yù)時，既要關(guān)注其經(jīng)歷的壓力事件本身，也要關(guān)注其功能失調(diào)性態(tài)度問題。

綜上所述，有效預(yù)防大學(xué)生焦慮情緒的發(fā)生與發(fā)展，不僅要關(guān)注并盡可能減少大學(xué)生的壓力來源，還要關(guān)注大學(xué)生的內(nèi)在心理與認(rèn)知，即對事件的正向看法與態(tài)度[26]，還需要對功能失調(diào)性態(tài)度進行調(diào)控，糾正個體歪曲的認(rèn)知[27-28]，比如可通過心理咨詢或心理輔導(dǎo)改善大學(xué)生功能失調(diào)性態(tài)度，增強大學(xué)生對生活壓力事件的應(yīng)對能力，降低大學(xué)生焦慮情緒，并不斷加強其自身心理建設(shè)。

本研究的樣本量較大，數(shù)據(jù)具有一定的代表性，但仍存在以下不足：1)本次調(diào)查采用自我報告方式，可能產(chǎn)生回憶偏倚；2) 只抽取了一省三地市部分大學(xué)生，推廣性尚不足；3) 部分指標(biāo)存在性別差異，需要進一步開展性別差異研究。