李 新吉 陽祝卓宏

大學(xué)生心理靈活性與心理健康相關(guān)研究

李 新1，2，3吉 陽1祝卓宏1

目的運用SCL-90中的不同維度作為心理痛苦的綜合指標(biāo)來考察它們與AAQ-II或CFQ的相關(guān)性，考察AAQ-II或CFQ對SCL-90總均分預(yù)測作用的性別差異。方法采用心理靈活性模型相關(guān)問卷，包含認(rèn)知融合問卷（CFQ）、接納與行動問卷第二版（AAQ-Ⅱ）；以及癥狀自測量表（SCL-90）、簡明大五人格問卷（Mini-IPIP）。施測對象為北京市某高校一年級新生，回收有效問卷789份。結(jié)果心理靈活性各量表與SCL-90各因子均有很高的相關(guān)性（P＜0.001），AAQ-II和CFQ-F之間高水平相關(guān)，并且偏相關(guān)顯著（r＝0.597，P＜0.001），CFQ-F和性別的交互作用邊緣顯著，AAQ-II和性別的交互作用雖然同樣達(dá)到中等效應(yīng)值，但其結(jié)果無統(tǒng)計學(xué)意義。結(jié)論心理靈活性與心理痛苦相關(guān)，以及經(jīng)驗性回避和認(rèn)知融合之間高度相關(guān)。然而它們的心理結(jié)構(gòu)并非完全相同，女性的心理痛苦相比男性受到更多認(rèn)知融合的影響。

接納與承諾療法 心理靈活性 心理癥狀 性別差異

傳統(tǒng)心理病理學(xué)借鑒醫(yī)學(xué)病理模型衍生出自身的診斷系統(tǒng)，包括美國精神病協(xié)會的DSM手冊和世界衛(wèi)生組織的ICD手冊等，以其為準(zhǔn)則通過精神藥品和心理療法減輕或消除心理痛苦［1］。近期心理學(xué)術(shù)界對心理診斷及其病理機制產(chǎn)生質(zhì)疑和反對，這些呼聲延遲了DSM第五版的出版時間［2］。在此背景之下，基于后現(xiàn)代思潮的認(rèn)知行為療法第三浪潮，接納與承諾療法（acceptance and commitment therapy，ACT）［3］經(jīng)過與傳統(tǒng)理論的反復(fù)討論推敲，逐漸得到認(rèn)知行為學(xué)界的關(guān)注［4］以及西方詢證療法系統(tǒng)的認(rèn)同［5］，在Elsevier出版公司旗下發(fā)行語境行為科學(xué)期刊（journal of contextual behavioral science）有一定的學(xué)術(shù)影響力。

ACT不僅提供心理治療的一系列方法，還建立了以關(guān)系框架理論為基礎(chǔ)的心理學(xué)病理模型，大膽地認(rèn)為心理癥狀和心理障礙是對外部環(huán)境和內(nèi)部心理事件產(chǎn)生的正常應(yīng)激反應(yīng)，對傳統(tǒng)心理病理學(xué)中對不同癥狀進(jìn)行逐步劃分的方法進(jìn)行了質(zhì)疑和討論［6］。ACT療法看來，心理療法目的并不在于消除心理癥狀，而是改變應(yīng)對方式，讓個體更好地思考自己和應(yīng)激反應(yīng)之間的關(guān)系，其六邊形的模型主要歸納為開放（open）、專注（centered）和投入（engaged）三種應(yīng)對機制。在本研究中，我們主要探討ACT模型開放應(yīng)對方式中的兩個子元素：經(jīng)驗性回避（相對于接納）和認(rèn)知融合（相對于認(rèn)知解離）［6］。

經(jīng)驗性回避被定義為對不愿直面負(fù)面經(jīng)歷并且試圖去改變不必要關(guān)注的這些經(jīng)歷，理論上經(jīng)驗性回避和主動愿意地接納負(fù)面經(jīng)歷互為反向，可以是情緒、思維或行為的經(jīng)驗性回避；認(rèn)知融合被定義為人的行為被言語事件相應(yīng)的刺激控制所左右，遮蓋了人對環(huán)境中其他因素的洞察能力，理論上認(rèn)知融合和不被言語事件左右的認(rèn)知解離互為反向，其中言語的概念比語言認(rèn)知更為寬泛，包含了刺激、情緒、思維、行為等等。根據(jù)關(guān)系框架理論，經(jīng)驗性回避和認(rèn)知融合相互推衍（mutual entailed）［3－7］，對負(fù)面事件的認(rèn)知融合導(dǎo)致經(jīng)驗性回避（例如發(fā)現(xiàn)負(fù)面情緒，不愿與其接觸，回避情緒），而經(jīng)驗性回避導(dǎo)致認(rèn)知融合（例如逃避某事件，脫離實際，形成對此事件的融合）。經(jīng)驗性回避及認(rèn)知融合的概念在臨床心理學(xué)中已經(jīng)有許多應(yīng)用［8－9］。

對于開放應(yīng)對方式的兩個子元素，倫敦大學(xué)和愛丁堡大學(xué)的研究者們基于理論創(chuàng)立者史蒂芬海斯所開發(fā)的初步量表，分別開發(fā)和完善了接納與行動問卷第二版（acceptance and action questionnaire-II，AAQII）［10］和認(rèn)知融合問卷（cognitive fusion questionnaire，CFQ）［11］用于測量經(jīng)驗性回避和認(rèn)知融合。AAQ-II問卷的心理測量屬性得到復(fù)核［12］。美國認(rèn)知療法協(xié)會（AICT）對比其情緒圖式問卷，發(fā)現(xiàn)AAQ-II對于心理痛苦的解釋度較其開發(fā)的問卷更佳［4］。關(guān)于CFQ問卷的開發(fā)和復(fù)核主要來自愛丁堡大學(xué)的博士生與導(dǎo)師的工作［13－14］。AAQ-II和CFQ近期被翻譯成中文，其信度和效度得到了驗證［15－16］。對于心理狀態(tài)的測量，由于ACT弱化對不同屬性心理癥狀的簡單劃分，本研究的第一個目的是運用SCL-90中的不同維度作為心理痛苦的綜合指標(biāo)來考察它們與AAQ-II或CFQ的相關(guān)性。本研究的另一個目的在于考察AAQ-II或CFQ對SCL-90總均分預(yù)測作用的性別差異。

對象與方法

1.對象

通過校內(nèi)網(wǎng)絡(luò)，向北京某高?；瘜W(xué)院全體學(xué)生發(fā)放問卷789份，并對無效作答的問卷（如選項單調(diào)重復(fù)或階梯式分布）重新發(fā)放問卷測查，最終回收有效問卷789份，其中男生259人，女生530人；年齡16～26歲，平均（19±1.64）歲。

2.工具

（1）接納與行動問卷第二版（AAQ-II）［10，15］

量表共7個項目，采用七點計分，分?jǐn)?shù)越高經(jīng)驗性回避程度越高。根據(jù)Bond等研究者的結(jié)果，AAQ-II為穩(wěn)定的單因素結(jié)構(gòu)，平均一致性α系數(shù)為0.84（0.78～0.88），3和12個月重測信度分別為0.81和0.79。本研究AAQ-II一致性系數(shù)α＝0.89，一個月的重測信度為α＝0.80。

（2）認(rèn)知融合問卷（CFQ）［11，16］

原量表共有13個條目，其中認(rèn)知融合分量表含有9個條目，認(rèn)知解離分量表含有4個條目，認(rèn)知解離條目反向計分。與AAQ-II相似，CFQ采用7點計分，分?jǐn)?shù)越高認(rèn)知融合越高。根據(jù)Gillanders等研究者的結(jié)果，CFQ在非臨床樣本中的平均一致性α系數(shù)為0.82，1個月重測信度為0.82，臨床樣本中一致性α系數(shù)為0.88。本研究中的一致性α系數(shù)為0.89，其中認(rèn)知融合和認(rèn)知解離α系數(shù)分別為0.92和0.68，一個月的重測信度為α＝0.76。

（3）癥狀自評量表（SCL-90-R）［17］

量表共有90個項目，SCL-90-R采用五點評分，統(tǒng)計指標(biāo)包含總均分及因子分。在此列出本研究中SCL-90各分值的一致性系數(shù)：總均分α＝0.98，焦慮α＝0.86，抑郁α＝0.89，敵對α＝0.80，人際關(guān)系敏感α＝0.83，強迫α＝0.82，恐怖α＝0.75，偏執(zhí)α＝0.75，精神病性α＝0.81，軀體化α＝0.87。

3.統(tǒng)計方法

使用SPSS15.0進(jìn)行探索性因素分析、相關(guān)分析、單方差分析及t檢驗，AMOS 12.0進(jìn)行驗證性因素分析。

結(jié) 果

1.心理靈活性問卷的探索性及驗證性因素分析

通過計算機將樣本隨機分成兩個分樣本，對分樣本一進(jìn)行探索性因素分析（主成分分析，N＝394），分樣本二進(jìn)行驗證性因素分析（N＝395）。分樣本一中，AAQ-II量表7條項目的KMO和Bartlett檢驗符合主成分分析的要求（KMO＝0.87；Bartlett球形度檢驗χ2（df＝21）＝1345.85，P＜0.001）。主成分分析后，通過對碎石圖和特征值判斷，AAQ-II歸入同一維度，總方差貢獻(xiàn)率為59.01%，荷載量在0.71和0.84之間。分樣本二進(jìn)行驗證性因素分析，單因子模型擬合度良好（GFI＝0.97，AGFI＝0.92，CFI＝0.98，RMSEA＝0.08，SRMR＝0.03）。結(jié)果和以往改編問卷信效度結(jié)果一致［15］。

同樣，在分樣本一中，CFQ量表數(shù)據(jù)符合主成分分析要求（KMO＝0.910；Bartlett球形度檢驗χ2（78）＝2661.354，P＜0.001）。CFQ歸入兩個維度，總方差貢獻(xiàn)率為59.15%，認(rèn)知融合和認(rèn)知解離的荷載量分別在0.63和0.85、0.51和0.77之間。從特征值結(jié)果看，認(rèn)知融合（6.10）是認(rèn)知解離（1.59）的三倍多，而認(rèn)知解離的某些項目荷載較小，因此需商榷是否刪去認(rèn)知解離分量表。在分樣本二中，驗證性因素分析發(fā)現(xiàn)兩維度模型擬合度欠佳（GFI＝0.878，AGFI＝0.809，CFI＝0.885，RMSEA＝0.113，SRMR＝0.063），而認(rèn)知融合單維度模型擬合較好（GFI＝0.943，AGFI＝0.888，RMSEA＝0.096，SRMR＝0.026）。因此，我們對9項目的認(rèn)知融合分量表（CFQ-F）進(jìn)行了保留。結(jié)果和以往改編問卷信效度結(jié)果一致［16］。

2.心理靈活性與心理痛苦的各維度相關(guān)

對家庭住址、文化程度（父母文化程度平均值）、婚姻和信仰情況進(jìn)行控制后，AAQ-II和CFQ-F之間高水平相關(guān)，并且偏相關(guān)顯著（r＝0.75，P＜0.001），結(jié)果支持AAQ-II和CFQ-F相互推衍，屬于同一種應(yīng)對方式的理論假設(shè)。另外，AAQ-II和CFQ-F對SCL-90-R量表總均分及分維度得分的相關(guān)也均顯著（P＜0.001），相關(guān)系數(shù)在0.30和0.52之間，偏相關(guān)系數(shù)見表1?；诖私Y(jié)果，以下僅選取總均分作為因變量進(jìn)行分析。

表1 心理靈活性問卷與SCL-90-R各維度的偏相關(guān)

3.心理靈活性元素和性別的交互作用

通過單因素線性模型對AAQ-II、CFQ-F與性別的交互作用進(jìn)行分析。模型1考察主效應(yīng)（如AAQ-II、CFQ-F）及交互效應(yīng)（如AAQ-II×性別、CFQ-F×性別），模型2中加入人口學(xué)變量考察其主效應(yīng)。模型1結(jié)果顯示，CFQ-F和性別的交互作用邊緣顯著，偏η2達(dá)到中等效應(yīng)值；AAQ-II和性別的交互作用雖然同樣達(dá)到中等效應(yīng)值，但其結(jié)果無統(tǒng)計學(xué)意義，交互作用的統(tǒng)計效驗力良好。在控制了人口學(xué)變量后，模型2結(jié)果與模型1相似?；蛴捎诳刂谱兞繙p少了殘差項的變異水平，CFQ-F和性別的交互作用達(dá)到統(tǒng)計學(xué)意義。另外，雖然有些人口學(xué)變量達(dá)到統(tǒng)計學(xué)意義，然而其效應(yīng)量顯示其差異可忽略不計。

表2 心理靈活性元素與性別交互作用對心理痛苦程度的單變量線性模型

4.男女生心理靈活性對心理痛苦的層次回歸分析

對性別進(jìn)行分層處理后，我們分別對男、女學(xué)生進(jìn)行了因變量為SCL-90總均分的層次回歸分析。模型1、2、3、4的自變量分別為人口學(xué)變量（其中家庭文化水平對父母親分別積分）、人口學(xué)變量和AAQ-II，人口學(xué)變量和CFQ-II，人口學(xué)變量、AAQ-II和CFQ-II。對于模型2、3、4，分別計算其相對模型1的方差改變量，考察AAQ-II、CFQ-F對總均分解釋的情況；而對于模型4，分別計算其相對模型2、3的方差改變量，考察AAQ-II和CFQ-F相互間對總均分解釋的遞增情況。從表2結(jié)果來看，在女生群體中AAQ-II和CFQ-II單獨進(jìn)入模型時（模型2、3）回歸系數(shù)大于0.5，并且在同時進(jìn)入模型時（模型4），回歸系數(shù)依然大于0.3，然而在男生群體中CFQ-II單獨進(jìn)入模型時（模型3）回歸系數(shù)小于0.5，AAQ-II、CFQ-F同時進(jìn)入模型時（模型4）回歸系數(shù)小于0.3。另外，在男生群體中，模型4相對于模型2的方差改變量較?。?.01）。

表3 心理靈活性元素對SCL-90總均分的層次回歸分析（標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)）

討 論

經(jīng)驗性回避或認(rèn)知融合和SCL-90-R各個維度，包括軀體化、強迫癥狀等相關(guān)達(dá)到中等程度，支持了心理癥狀和障礙來源于心理靈活性水平的理論設(shè)想。另外，經(jīng)驗型回避和認(rèn)知融合之間達(dá)到高相關(guān)，說明它們心理結(jié)構(gòu)類似，支持了經(jīng)驗性回避和認(rèn)知融合相互推衍［3，7］的理論描述。這些結(jié)果說明，心理靈活性水平或許是各類心理癥狀普遍的成因和影響因素。

對心理靈活性元素和性別的交互作用分析發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知融合在大學(xué)女生和男生中對心理痛苦程度的解釋量不同，交互作用在控制人口學(xué)變量后有統(tǒng)計學(xué)意義；經(jīng)驗性回避和性別的交互作用無統(tǒng)計學(xué)意義，但是和認(rèn)知融合一樣，交互作用效應(yīng)量達(dá)到了臨床意義。然而，人口學(xué)變量對心理痛苦程度的方差解釋量均未達(dá)到有實際意義的效應(yīng)量。認(rèn)知融合而非經(jīng)驗性回避對心理痛苦的解釋存在性別差異，說明了兩種心理建構(gòu)之間的差別。

對性別分層處理并對心理痛苦程度多元回歸分析后，女生群體的認(rèn)知融合對心理痛苦的解釋量有遞增效應(yīng)，然而在男生群體中這樣的遞增效應(yīng)卻不存在。說明女生較男生更容易被言語事件響應(yīng)的刺激所控制，因而感受到心理痛苦。結(jié)果符合早期的思維反芻研究，Nolen-Hoeksema認(rèn)為女性更容易受到社會壓力的影響，進(jìn)而反復(fù)的歸因，導(dǎo)致抑郁情緒的加深［18］。

本研究很好地支持了六邊形心理靈活性模型中經(jīng)驗性回避和認(rèn)知融合元素對心理痛苦的預(yù)測性以及他們自身的相關(guān)和不同。然而，本研究仍然存在一些不足。首先，樣本主要來自城市大學(xué)生群體，因此結(jié)果不能很好地拓展到其他地域和年齡段的群體；其次，被試并非來自臨床樣本，因此對各個臨床診斷下的個體需要進(jìn)行再次地驗證；最后，研究只考察了心理靈活性模型中的兩個元素，未來研究需要對其余的元素進(jìn)行相應(yīng)的驗證。

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（責(zé)任編輯：丁海龍）

1.中國科學(xué)院心理健康重點實驗室，中國科學(xué)院心理研究所（100101）

2.中國科學(xué)院大學(xué)

3.北京聯(lián)合大學(xué)