曾偉楠 趙旭東 萬崇華 全 鵬 李鶴展△

家庭是青少年重要的生活和成長環(huán)境，家庭發(fā)生的各種重大變故都可能對青少年的心理健康產(chǎn)生影響。在現(xiàn)代的轉(zhuǎn)型社會以及在家庭的不同生命周期里，很多家庭會經(jīng)歷各種各樣的意外事件，這些意外事件往往成為影響青少年心理健康的應(yīng)激事件。例如父母離婚是一件常見的應(yīng)激事件。據(jù)國家民政部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，無論是絕對的離婚數(shù)還是粗離婚率，均呈現(xiàn)長期的上升趨勢。此外，隨著城鎮(zhèn)化建設(shè)和人口頻繁流動，居所搬遷以及隨后對新環(huán)境的適應(yīng)過程也成了家庭成員的應(yīng)激事件。在家庭里，其它可能會發(fā)生的應(yīng)激事件還可能有家屬患重病、親人亡故、父母失業(yè)、家庭大量貸款以及家庭成員意外傷害等，這些事件都可能會對青少年的心理健康造成威脅。

關(guān)于應(yīng)激事件對心理健康的影響，過去已經(jīng)有很多這方面的研究，而且也有關(guān)于在應(yīng)激事件中對心理健康起到維護(hù)作用的各種變量的研究。能夠減少應(yīng)激事件對心理健康的不良影響并起到保護(hù)心理健康作用的因素主要有氣質(zhì)性樂觀[1]、社會支持[2-4]、幽默感[5]、積極的認(rèn)知情緒調(diào)節(jié)策略[6]、外向性格[3]、心理韌性[3，7]、積極的應(yīng)對方式[8]等。這些研究主要以青少年生活事件量表所列的生活事件來研究應(yīng)激事件對心理健康的影響，青少年的生活事件可以發(fā)生在學(xué)校、社會以及家庭，以發(fā)生在家庭的應(yīng)激事件作為自變量的研究尚沒看到。鑒于家庭對青少年成長的重要性，我們以發(fā)生在家庭的應(yīng)激事件作為自變量，研究其對心理健康的影響。而關(guān)于家庭與心理健康方面的研究則更多，以“家庭”和“心理健康”作為篇名，以1987－2014年作為期限，在中國期刊網(wǎng)上檢索到的文章達(dá)17598篇。很多研究都得出了家庭是影響青少年心理健康的重要因素。家庭是個多層面的概念，已有的研究主要從父母教養(yǎng)方式、家庭經(jīng)濟(jì)社會階層、家庭結(jié)構(gòu)變化、家庭環(huán)境(即家庭環(huán)境量表所測量的主要內(nèi)容包括“家庭親密度”“家庭情感表達(dá)”“家庭沖突”等)等方面來探討家庭與青少年心理健康的關(guān)系。

近年來，開始有研究從家庭動力的角度來探討家庭與心理健康的關(guān)系，家庭動力的概念源于家庭治療，是指家庭內(nèi)部的心理過程、行為、溝通以及家庭和外部環(huán)境間交互作用[9]。過去關(guān)于家庭動力的研究發(fā)現(xiàn)，心理障礙患者的家庭動力特征比正常人家庭表現(xiàn)更多的消極特征[10-13]。陳艷等[14]以青少年作為研究對象，發(fā)現(xiàn)青少年家庭動力中的家庭氣氛和個性化是其心理健康狀況的重要影響因素。在家庭中發(fā)生的應(yīng)激事件是每個家庭成員必須共同面對的，而青少年是這些應(yīng)激事件的易感者，其心理健康的影響更應(yīng)該受到關(guān)注。家庭動力描述的是作為整體的家庭成員互動過程的特征，我們關(guān)心家庭動力特征是否能對處于家庭應(yīng)激情景中的青少年的心理健康起到調(diào)節(jié)作用。鑒于此，我們提出以下假設(shè):第一，家庭應(yīng)激事件會影響青少年的心理健康;第二，青少年的家庭動力特征在家庭應(yīng)激事件與心理健康的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。

1 對象與方法

1.1 對象 從廣東省的2所大學(xué)以及5所中學(xué)共選取6115名學(xué)生發(fā)放問卷，以班為單位進(jìn)行集體施測并當(dāng)場回收問卷，有效回收 5970份(97.63%)，其中初一學(xué)生 1343人(22.5%)，初二學(xué)生 1383 人(23.2%)，初三學(xué)生 772 人(12.9%)，高一學(xué)生 436 人(7.3%)，高二學(xué)生 493 人(8.3%)，高三學(xué)生 496 人 (8.3%)，大一學(xué)生 294 人(4.9%)，大二學(xué)生 284 人 (4.8%)，大三學(xué)生 207 人(3.5%)，大四學(xué)生 262 人(4.4%);男生 2980 人(49.9%);女生2888人(48.4%)，另102人沒注明性別信息(1.7%);城市學(xué)生2535人(42.5%)，農(nóng)村學(xué)生 3104人(52.0%)，另331人未注明戶籍信息(5.5%);年齡在12～23歲，平均(15±2.90)歲。

1.2 方法

癥狀自評量表(SCL－90)，該量表是我國大中學(xué)生以及各類人群進(jìn)行心理普查和心理健康研究的常用量表，共有90個項(xiàng)目，每一項(xiàng)目均采取5級評分制，從1～5計(jì)分，分別對應(yīng)的選項(xiàng)是“無、輕度、中度、相當(dāng)重、嚴(yán)重”。該量表共包括9個因子，分別是軀體化、強(qiáng)迫癥狀、人際關(guān)系敏感、抑郁、焦慮、敵對、恐怖、偏執(zhí)、精神病性，另外還有7個項(xiàng)目未能歸入上述因子，這些項(xiàng)目主要反映睡眠及飲食情況。在本次研究中，各因子分量表的Cronbachα系數(shù)介于0.748～0.897之間。

家庭動力自評量表。該量表由康傳媛等[9]于2001年編制并由楊建中等[15]于2002年修訂，用于測量家庭中的家庭動力學(xué)特征，包括家庭氣氛、個性化、系統(tǒng)邏輯及疾病觀念4個維度共29個條目，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分法，從“完全不符合”到“完全符合”。家庭氣氛維度由11個條目構(gòu)成，是指家庭系統(tǒng)內(nèi)部交流、溝通的情緒特征，得分越高，家庭氣氛越輕松愉快;個性化維度由8個條目構(gòu)成，用于評價家庭成員間情感和行為的分化程度，得分越高，分化程度越高，父母對孩子的控制越少，越允許孩子有自己獨(dú)立的發(fā)展空間;系統(tǒng)邏輯由6個條目構(gòu)成，用于評價家庭成員價值判斷的邏輯特征，得分越高，則說明家庭成員更傾向于用“既…又…”的邏輯判斷和多元化思維模式來看待家庭規(guī)則和家庭制度;疾病觀念是指家庭成員對疾病過程的自我責(zé)任的看法，得分越高，家庭成員越傾向于認(rèn)為每個人的心身狀態(tài)和自身的努力和心理因素有關(guān)，可以靠自己的心理調(diào)節(jié)起到一定的作用。該量表4個維度的分量表重測信度介于0.741～0.927之間，總量表重測信度是0.89，在本次研究中，4個分量表的Cronbach α系數(shù)分別是 0.859、0.724、0.590、0.631。

除了以上兩個量表外，我們還設(shè)置了以下一個不定項(xiàng)選擇題目“您家近年內(nèi)經(jīng)歷過以下事件嗎?①搬遷②親人亡故離異③家屬重?、苁I(yè)或大量貸款⑤意外傷害”。我們通過這道題目的回答情況來了解研究對象近年內(nèi)是否經(jīng)歷過上述某些應(yīng)激事件，這5類事件是當(dāng)今家庭可能會遇到的典型應(yīng)激事件。

1.3 統(tǒng)計(jì)處理 本研究采用 Epidata 3.1錄入數(shù)據(jù)，采用SPSS 21.0進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、t檢驗(yàn)、層次回歸分析和方差分析。

2 結(jié)果

2.1 應(yīng)激事件發(fā)生頻率 經(jīng)統(tǒng)計(jì)，在搬遷、親人亡故離異、家屬重病、家庭成員失業(yè)或大量貸款、意外傷害5件家庭應(yīng)激事件上，5970名學(xué)生在近年內(nèi)經(jīng)歷過其中1件事件的有1742人(29.2%);經(jīng)歷過2件事件的有353人(5.9%);經(jīng)歷過3件事件的有 96人(1.6%);經(jīng)歷過 4件事件的有 18人(0.3%);經(jīng)歷過5件事件的有12人(0.2%);沒有經(jīng)歷過以上5件事件的有3749人(62.8%)。由于同一時間段經(jīng)歷過2件及以上應(yīng)激事件的情況較少且不具代表性，因此，我們將所有至少經(jīng)歷過一件應(yīng)激事件的被試合并為一組，共2221人(37.2%)，另一組即是沒有經(jīng)歷過以上5種事件的被試。

2.2 兩組被試SCL－90各因子得分的比較 見表1。非應(yīng)激組和應(yīng)激組的青少年在SCL－90各因子得分及總分的差異都有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P＜0.001)。

表1 非應(yīng)激組與應(yīng)激組SCL－90得分的t檢驗(yàn)(±s)

表1 非應(yīng)激組與應(yīng)激組SCL－90得分的t檢驗(yàn)(±s)

注:*P ＜0.05，＊＊P ＜0.01，＊＊＊P ＜0.001，下同

因 子 非應(yīng)激組(n=3749) 應(yīng)激組(n=2221)t軀體化 1.37 ±0.45 1.48 ±0.54 -8.55＊＊＊強(qiáng)迫癥狀 1.85 ±0.60 2.02 ±0.68 -9.70＊＊＊人際關(guān)系 1.70 ±0.64 1.85 ±0.70 -8.37＊＊＊抑 郁 1.58 ±0.60 1.73 ±0.69 -8.37＊＊＊焦 慮 1.56 ±0.59 1.70 ±0.67 -8.08＊＊＊敵 對 1.60 ±0.64 1.73 ±0.73 -6.97＊＊＊恐 怖 1.51 ±0.60 1.60 ±0.64 -5.64＊＊＊偏 執(zhí) 1.58 ±0.58 1.70 ±0.63 -7.65＊＊＊精神病性 1.48 ±0.50 1.61 ±0.58 -9.37＊＊＊總 分 141.52 ±44.36 153.71 ±50.61 -12.19＊＊＊

2.3 家庭動力各維度與SCL－90總分的相關(guān) 見表2。家庭動力各維度(除疾病觀念外)與SCL－90總分有顯著負(fù)相關(guān)。

表2 家庭動力各維度與SCL－90總分的相關(guān)(r)

2.4 家庭動力在應(yīng)激事件與心理健康關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用 我們使用了兩種方法來考察家庭動力在應(yīng)激事件與心理健康關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。第一種方法是建立帶有乘積項(xiàng)的回歸方程。首先將類別變量“是否經(jīng)歷過應(yīng)激事件”賦值為“1或0”，分別表示近年內(nèi)經(jīng)歷過或沒經(jīng)歷過應(yīng)激事件，再將類別變量及SCL－90總分、家庭動力總分的變量中心化，以中心化后的SCL－90總分作為因變量，以中心化后的家庭動力總分、“是否經(jīng)歷過應(yīng)激事件”作為自變量，“家庭動力總分×是否經(jīng)歷過應(yīng)激事件”作為乘積項(xiàng)，采用層次回歸法建立回歸方程，見表3。

表3 家庭動力、應(yīng)激事件與SCL－90總分的層次回歸分析

從表3可見，乘積項(xiàng)“家庭動力×應(yīng)激事件”的回歸系數(shù)顯著，說明家庭動力與家庭應(yīng)激事件存在交互作用，也就是說家庭動力是家庭應(yīng)激事件與心理健康的調(diào)節(jié)變量。

為進(jìn)一步驗(yàn)證家庭動力的調(diào)節(jié)作用，我們按家庭動力的總分將前27%的被試定義為高分組，將后27%的被試定義為低分組。以SCL－90總分作為因變量，對數(shù)據(jù)進(jìn)行2×2(家庭動力總分高低分組，是否經(jīng)歷過應(yīng)激事件)的方差分析，考察是否存在交互效應(yīng)。見表4。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭動力的主效應(yīng)顯著(F=364.191，df=1，P＜0.001)，“是否經(jīng)歷過應(yīng)激事件”的主效應(yīng)顯著(F=58.848，df=1，P＜0.001)，同時發(fā)現(xiàn)是否經(jīng)歷過應(yīng)激事件 × 家庭動力的交互效應(yīng)顯著(F= 6.785，df=1，P＜0.01)。

表4 以SCL－90總分為因變量的有交互效應(yīng)的方差分析

3 討論

本研究發(fā)現(xiàn)，家庭應(yīng)激事件對青少年的心理健康產(chǎn)生了負(fù)面影響，應(yīng)激組與非應(yīng)激組青少年的SCL－90各因子分?jǐn)?shù)與總分的差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，這與前人關(guān)于應(yīng)激事件與心理健康關(guān)系的研究結(jié)果一致，也驗(yàn)證了我們的假設(shè)。這個結(jié)果說明家庭變故對青少年的心理影響是明顯的，是造成青少年發(fā)生心理問題的原因之一。本研究的數(shù)據(jù)也顯示，在近1年內(nèi)經(jīng)歷過至少1件家庭應(yīng)激事件的學(xué)生比例高達(dá)37.2%，提示我們的教育部門、社會工作部門應(yīng)該及時關(guān)注學(xué)生的家庭情況，及時對該類學(xué)生進(jìn)行心理輔導(dǎo)工作，以便減少事件對學(xué)生心理健康的負(fù)面影響并提高他們應(yīng)對應(yīng)激事件的能力。

本研究也發(fā)現(xiàn)，家庭動力總分、家庭動力各因子(除了疾病觀念維度之外)，都與SCL－90總分顯著負(fù)相關(guān)，也就是說，家庭動力越積極，青少年的心理健康水平越高。這與前人關(guān)于家庭動力與心理健康關(guān)系的研究結(jié)論一致[14]。疾病觀念因子與SCL－90總分關(guān)系不大，可能是由于疾病觀念體現(xiàn)的是個人對心理疾病的看法，而本研究面向普通大中學(xué)生，有明顯心理疾病的人數(shù)比例不高，因此體現(xiàn)不出兩者的關(guān)系。本研究還通過層次回歸和方差分析的方法考察家庭動力在家庭應(yīng)激事件與心理健康中的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果都表明家庭動力是其中的調(diào)節(jié)變量。也就是說，在面對家庭應(yīng)激事件時，家庭動力積極的青少年所受到的負(fù)面影響要小于家庭動力消極的青少年，積極的家庭動力特征起到了緩沖和保護(hù)的作用，是青少年應(yīng)對家庭應(yīng)激事件的保障因素，有助于維護(hù)他們的心理健康和促進(jìn)健康成長。過去的研究[2-4]也說明，社會支持是應(yīng)激事件與心理健康的重要調(diào)節(jié)變量。家庭是青少年健康成長的重要支持系統(tǒng)，而家庭動力強(qiáng)調(diào)的是家庭成員之間的心理互動過程，對青少年的心理健康有更重要的影響。

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