黃明明 金童林 趙守盈

（1內(nèi)蒙古師范大學(xué)心理學(xué)院，呼和浩特 010020；2貴州師范大學(xué)心理學(xué)院，貴陽(yáng) 550025）

1 引言

抑郁（depression）是大學(xué)生群體中常見(jiàn)的心境障礙，常表現(xiàn)為悶悶不樂(lè)、社交范圍縮小等行為。有調(diào)查研究顯示，在校大學(xué)生在不同時(shí)間點(diǎn)的抑郁癥狀的檢出率高達(dá)41．4%～79．7%之間，對(duì)大學(xué)生身心健康造成了嚴(yán)重危害 （侯艷飛，陳瑜，張小遠(yuǎn)，2018；張澤武，吳赤蓬，劉國(guó)寧，范存欣，王惠蘇，2006）。目前研究發(fā)現(xiàn)，抑郁的發(fā)生機(jī)制異常復(fù)雜，在大學(xué)生群體中較為普遍（賴雪芬，鮑振宙，王艷輝，2016），且影響抑郁產(chǎn)生和復(fù)發(fā)的因素也非常多。而心理因素是主觀且可控因素，只有深入探究個(gè)體心理因素對(duì)引發(fā)大學(xué)生抑郁的作用機(jī)制，才能有效地引導(dǎo)大學(xué)生避免抑郁的困擾。

1．1心理僵化對(duì)抑郁的影響

心理僵化（psychological inflexibility）是指?jìng)€(gè)體心理和行為不能靈活地適應(yīng)變化的情景，缺乏動(dòng)力性適應(yīng)的表現(xiàn)（Greco，Lambert，Warren，＆ Baer，2008），與之相反的是心理靈活性（psychological flexibility），一般表現(xiàn)為經(jīng)驗(yàn)性回避（empirical avoidance）和認(rèn)知融合（cognitive fusion）兩個(gè)方面（Greco，Lambert，Warren，＆ Baer，2008）。經(jīng)驗(yàn)性回避是指?jìng)€(gè)體不愿意接納不愉快的想法和體驗(yàn)，并努力回避，更不愿意與這種不愉快建立起聯(lián)系，對(duì)應(yīng)的功能協(xié)調(diào)為接納 （Hayes，Strosahl，Wilson，Bissett，Pistorello，＆ Toarmino，et al．，2004）。認(rèn)知融合是指將想法和情緒當(dāng)作事實(shí)的傾向并照字面上將其解釋為真實(shí)的，對(duì)應(yīng)的功能協(xié)調(diào)為解離（Hayes，Villatte，Levin，＆ Hildebrandt，2011）。國(guó)外研究者一般以經(jīng)驗(yàn)性回避和認(rèn)知融合對(duì)大學(xué)生心理僵化水平進(jìn)行測(cè)量（Greco，Lambert，Warren，＆ Baer，2008）。許熙虎和崔云龍等人（2018）探究了國(guó)內(nèi)大學(xué)生經(jīng)驗(yàn)性回避和認(rèn)知融合對(duì)抑郁焦慮的影響，發(fā)現(xiàn)經(jīng)驗(yàn)性回避對(duì)個(gè)體抑郁具有顯著的預(yù)測(cè)作用（許熙虎，崔云龍，曹靜，祝卓宏，2018）。

抑郁的認(rèn)知理論指出，抑郁患者往往持一種穩(wěn)定的否定性的認(rèn)知圖式來(lái)看待世界，強(qiáng)調(diào)個(gè)體對(duì)外界的認(rèn)知和反應(yīng)偏差對(duì)個(gè)體抑郁的引發(fā)作用（曾會(huì)珍，金一波，2008）。由于大學(xué)生處于情感發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期，負(fù)性事件經(jīng)歷對(duì)大學(xué)生的心理發(fā)展產(chǎn)生重大影響，長(zhǎng)此以往，損害大學(xué)生對(duì)負(fù)性事件的適當(dāng)反應(yīng)，心理僵化程度隨之增高，引發(fā)抑郁情緒。因此，心理僵化是容易導(dǎo)致大學(xué)生抑郁發(fā)生的重要因素。

1．2 反芻思維在心理僵化與抑郁之間的中介作用

反芻思維（ruminative responses）是一種不合理認(rèn)知，指?jìng)€(gè)體經(jīng)歷負(fù)性生活事件后或者面對(duì)壓力事件時(shí)出現(xiàn)自發(fā)性的重復(fù)思維的現(xiàn)象 （郭素然，伍新春，2011）。國(guó)外縱向研究表明，反芻思維與個(gè)體抑郁呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，性別差異明顯，是引發(fā)個(gè)體抑郁的重要認(rèn)知因素 （Ito，T．，Takenaka，Tomita，＆Agari，2006）。反應(yīng)風(fēng)格理論認(rèn)為，使用反芻思維反復(fù)思索負(fù)面情景反過(guò)來(lái)加劇和助長(zhǎng)了抑郁情緒，女性的反芻思維比男性更加明顯，更容易出現(xiàn)抑郁情緒（Nolenhoeksema，1987）。

另外，國(guó)外學(xué)者對(duì)心理僵化和反芻思維之間關(guān)系也進(jìn)行了深入的探究。Altamirano和Miyake（2010）較早地采用Stroop實(shí)驗(yàn)范式進(jìn)行大學(xué)生心理僵化程度對(duì)認(rèn)知模式的影響研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，個(gè)體心理僵化容易引發(fā)反芻思維，且二者呈現(xiàn)顯著正相關(guān)（Altamirano，Miyake，＆ Whitmer，2010）。最近，Lucena－Santos和 Pinto－Gouveia 等人（2018）采用多群組分析法更深入地探究了不同群體的心理僵化與反芻思維和沉思型思維之間關(guān)系，明確地指出認(rèn)知融合、經(jīng)驗(yàn)性回避對(duì)反芻思維呈現(xiàn)顯著的負(fù)向 預(yù) 測(cè) 作 用 （Lucena－Santos，Pinto－Gouveia，Carvalho，＆ Oliveira，2018）。因此，基于反應(yīng)風(fēng)格理論和已有研究成果可以看出，心理僵化可促進(jìn)大學(xué)生反芻思維的形成和發(fā)展，而反芻思維則可以引發(fā)抑郁。

1．3 正念在心理僵化與抑郁之間的調(diào)節(jié)作用

國(guó)內(nèi)外以往關(guān)于心理僵化對(duì)抑郁影響關(guān)系的研究出現(xiàn)了不一致的結(jié)果，即在認(rèn)知融合對(duì)抑郁的影響是否顯著的問(wèn)題上存在分歧，其原因可能是在心理僵化和抑郁之間存在某種調(diào)節(jié)變量。抑郁是一種對(duì)負(fù)性刺激的回旋式的負(fù)性情緒模式，其對(duì)人心理的作用受制于個(gè)體前瞻性認(rèn)知的影響 （Geiger＆Kwon，2010），尤其會(huì)受到正念這一前瞻性認(rèn)知活動(dòng) 的 調(diào) 節(jié) （Marks，Sobanski，＆ Hine，2010）。Shapiro和Carlson等人（2010）將正念界定為個(gè)體全身心地聚焦于當(dāng)下體驗(yàn)和活動(dòng)，并對(duì)自己的體驗(yàn)和活動(dòng)持一種非批判性的接納態(tài)度，能夠使個(gè)體聚焦于當(dāng)下，阻滯抑郁的發(fā)生，包含了正念覺(jué)知和特質(zhì)正念（Shapiro，Carlson，Astin，＆ Freedman，2010）。當(dāng)抑郁的個(gè)體正念水平較高時(shí)，就會(huì)幫助其找出改善當(dāng)前自身的認(rèn)知模式和情緒狀態(tài)的方法或方案，同時(shí)也會(huì)提供足夠多的動(dòng)力促使個(gè)體去改變自己的認(rèn)知，從而向積極心理方法轉(zhuǎn)化。

由于個(gè)體的抑郁是反復(fù)式的認(rèn)知活動(dòng)，較高水平正念的保持對(duì)預(yù)防心理僵化對(duì)個(gè)體抑郁的促發(fā)具有重要的意義。Chesin和Benjaminphillips基于疼痛的正念干預(yù)研究發(fā)現(xiàn)，較高的正念水平可以降低個(gè)體心理僵化，將反芻由消極反芻引導(dǎo)至積極反芻方向，但是當(dāng)個(gè)體正念水平降低，注意力則由積極轉(zhuǎn)向消極內(nèi)容，心理僵化對(duì)抑郁的影響加重（Chesin，Benjaminphillips，Keilp，F(xiàn)ertuck，Brodsky，＆Stanley，2016），因此，本研究認(rèn)為正念可以調(diào)節(jié)大學(xué)生心理僵化對(duì)其抑郁的影響路徑。

綜上所述，心理僵化既可以直接引發(fā)個(gè)體抑郁，也可以通過(guò)反芻思維的中介作用間接地影響個(gè)體的抑郁，其中，正念在心理僵化到抑郁的路徑上起到調(diào)節(jié)作用，如圖1所示。

2 研究方法

2．1 被試

采用整群抽樣的方法抽取江西省兩所公立本科高校的480名大學(xué)生為被試，以班級(jí)為單位統(tǒng)一發(fā)放問(wèn)卷，作答完畢后立即收回，共獲得有效數(shù)據(jù)411份，回收率是85．63%。對(duì)被試信息初步統(tǒng)計(jì)得知：男生178人，女生233人；理工類112人，文史類205人，藝體類94人；大一 125人，大二 105人，大三100人，大四81人；農(nóng)村生源306人，城市生源105人。

2．2 工具

本研究參照Greco等（2008）對(duì)心理僵化概念的闡釋，以經(jīng)驗(yàn)性回避和認(rèn)知融合為指標(biāo)，采用經(jīng)驗(yàn)性回避測(cè)驗(yàn)和認(rèn)知融合測(cè)驗(yàn)得分的總分來(lái)衡量個(gè)體的心理僵化程度。研究中涉及到以下四個(gè)測(cè)驗(yàn)工具。

2．2．1 中文版接納行動(dòng)問(wèn)卷 （第 2版）（Acceptance and Action Questionnaire－Second Edition，AAQ－Ⅱ）

AAQ－Ⅱ由Bond等（2011）編制，之后由曹靜等人在Bond等人開(kāi)發(fā)的英文版基礎(chǔ)上漢化而來(lái)，適合在國(guó)內(nèi)大學(xué)生群體中施測(cè)（曹靜，吉陽(yáng)，祝卓宏，2011）。該問(wèn)卷共計(jì)7個(gè)項(xiàng)目，7點(diǎn)正向計(jì)分，得分越高，個(gè)體經(jīng)驗(yàn)性回避程度越高。本研究中，AAQ－Ⅱ中文版的內(nèi)部一致性系數(shù)是0．754，分半信度是0．652，測(cè) 驗(yàn) 的 擬 合 情 況 良 好 （χ2／df＝3．947；GFI＝0．969；NFI＝0．962；IFI＝0．969；CFI＝0．969；RMSEA＝0．058）。

2．2．2 中文版認(rèn)知融合問(wèn)卷 （Cognitive Fusion Questionnaire，CFQ）

CFQ由 Gillanders等（2010）編制，中文版 CFQ由張維晨等人在Gillanders等人開(kāi)發(fā)的英文版基礎(chǔ)上漢化而來(lái)，并在國(guó)內(nèi)大學(xué)生群體中顯示出良好的信效度（張維晨，吉陽(yáng)，李新，郭慧娜，祝卓宏，2014），共計(jì)9個(gè)題，7級(jí)計(jì)分，單維度量表，得分越高，個(gè)體的認(rèn)知融合程度越高。本研究中，CFQ的內(nèi)部一致性系數(shù)是 0．711，測(cè)驗(yàn)的擬合情況良好（χ2／df＝3．947；GFI＝0．969；NFI＝0．962；IFI＝0．969；CFI＝0．969；RMSEA＝0．058）。

2．2．3 正念注意覺(jué)知量表 （Mindful Attention Awareness Scale，MAAS）

該量表由Brown和Ryan（2003）編制，后由陳思佚等人翻譯成中文版，并證明了該量表在我國(guó)大學(xué)生群體中具有良好信效度（陳思佚，崔紅，周仁來(lái)，賈艷艷，2012）。MAAS一共有15個(gè)條目，正向計(jì)分，由1（幾乎總是）至6（幾乎從不）共6級(jí)計(jì)分，單維度量表，量表總分越高，個(gè)體正念覺(jué)知水平越高。本研究中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)是0．864，測(cè)驗(yàn)的擬合情況 良 好 （χ2／df＝3．947；GFI＝0．969；NFI＝0．962；IFI＝0．969；CFI＝0．969；RMSEA＝0．058）。

2．2．4 抑郁自評(píng)量表（Self Depression Scale，SDS）

該量表由Zung（1965）編制，共計(jì)20個(gè)題目，單維度測(cè)驗(yàn)，4級(jí)計(jì)分，其中10個(gè)題目是正向計(jì)分，另外10個(gè)題目為反向計(jì)分，主要描述被試最近的經(jīng)歷體驗(yàn)與感受，是用于心理咨詢、抑郁癥篩查及嚴(yán)重程度評(píng)估的主要工具之一。本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)是 0．786，測(cè)驗(yàn)結(jié)果擬合情況良好 （χ2／df＝3．947；GFI＝0．969；NFI＝0．962；IFI＝0．969；CFI＝0．969；RMSEA＝0．058）。

2．2．5 反芻思維量表（Ruminative Responses Scale，RRS）

該量表由美國(guó)耶魯大學(xué)Susan Nolen－Hoeksema編制，后被國(guó)內(nèi)學(xué)者韓秀和楊宏飛（2009）翻譯成中文。量表共計(jì)22個(gè)題目，三個(gè)維度分別是癥狀反芻、反省深思和強(qiáng)迫思維，4級(jí)計(jì)分，得分越高，反芻思維水平越高。本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)是 0．846。測(cè)驗(yàn)結(jié)果擬合情況良好（χ2／df＝3．947；GFI＝0．969；NFI＝0．962；IFI＝0．969；CFI＝0．969；RMSEA＝0．058）。

2．3 統(tǒng)計(jì)方法

運(yùn)用SPSS21．0對(duì)測(cè)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行共同方法偏差分析、描述性統(tǒng)計(jì)、積差相關(guān)分析；利用Amos21．0軟件建構(gòu)假設(shè)模型并估計(jì)模型擬合性，估算反芻思維的中介效應(yīng)和正念的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3 研究結(jié)果

3．1 共同方法偏差分析

由于本研究使用的四個(gè)量表同時(shí)對(duì)被試進(jìn)行施測(cè)，且變量大多數(shù)是負(fù)性心理特質(zhì)，受到社會(huì)贊許效應(yīng)等因素的影響，其作答傾向性可能存在偏差。為了檢驗(yàn)這種偏差，本研究采用Harman因素分析方法進(jìn)行分析，結(jié)果表明，7個(gè)特征值大于1的公因子被提取出來(lái)，首因子對(duì)總體解釋率為18．75%，符合相關(guān)學(xué)者提出的小于 40%的測(cè)驗(yàn)要求（Podsakoff，MacKenzie，＆ Lee，2003）。因此，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3．2 大學(xué)生心理僵化、抑郁、反芻思維及正念的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)關(guān)系

對(duì)本研究中所涉及的變量及其維度得分進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析，結(jié)果如表1所示。

表1結(jié)果表明，心理僵化與抑郁呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，認(rèn)知融合和經(jīng)驗(yàn)性回避與抑郁的相關(guān)系數(shù)分別為 0．33 和 0．51（p＜0．01）；心理僵化與反芻思維呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，與反芻思維各維度的相關(guān)系數(shù)在0．37～0．48 之間（p＜0．01）；正念與心理僵化呈顯著性的負(fù)相關(guān)，與認(rèn)知融合和經(jīng)驗(yàn)性回避的相關(guān)系數(shù)分別是－0．45 和－0．33（p＜0．01），同時(shí)與反芻思維及其各維度呈顯著的負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)在－0．36～－0．47 之間（p＜0．01）。

3．3 反芻思維和正念在大學(xué)生心理僵化與抑郁之間的作用

在相關(guān)分析結(jié)果的基礎(chǔ)上，運(yùn)用潛變量結(jié)構(gòu)方程建構(gòu)本研究假設(shè)路徑模型，隨機(jī)重復(fù)抽取3000個(gè)樣本，采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果顯示，模型擬合指數(shù)擬合良好（χ2／df＝3．316；GFI＝0．926；NFI＝0．923；IFI＝0．945；CFI＝0．945；RMSEA＝0．078），如圖 2 所示。

3．3．1 反芻思維的中介作用

表1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果與相關(guān)性（N＝411）

表2 各路徑的效應(yīng)、置信區(qū)間及顯著性

基于假設(shè)模型，運(yùn)用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstraps法，隨機(jī)重復(fù)抽取樣本3000個(gè)進(jìn)行估計(jì)，最終迭代達(dá)到穩(wěn)健，各個(gè)路徑的參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表2所示。

結(jié)果顯示：心理僵化對(duì)大學(xué)生抑郁具有顯著的正向預(yù)測(cè)效應(yīng)（β＝0．24，t＝3．79，p＜0．01），其 95%的置信區(qū)間為［0．11，0．37］；心理僵化對(duì)大學(xué)生反芻思維具 有 顯 著 的 正 向 預(yù) 測(cè) 效 應(yīng) （β＝0．58，t＝10．64，p＜0．01），其 95%的置信區(qū)間為［0．46，0．68］；反芻思維對(duì)大學(xué)生抑郁具有顯著的正向預(yù)測(cè)效應(yīng)（β＝0．25，t＝4．90，p＜0．01），其 95%的置信區(qū)間為［0．13，0．37］；正念對(duì)大學(xué)生抑郁具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)效應(yīng)（β＝－0．27，t＝－5．71，p＜0．01），其 95%的置信區(qū)間為［－0．38，－0．17］；正念與心理僵化的交互效應(yīng)對(duì)大學(xué)生抑郁具有顯著正向預(yù)測(cè)作用（β＝－0．17，t＝－4．06，p＜0．01），其 95%的置信區(qū)間為［－0．28，－0．08］；反芻思維在心理僵化和抑郁之間的中介效應(yīng)是0．15，達(dá)到顯著水平，95%置信區(qū)間是［0．07，0．24］，不包含 0，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以看出，反芻思維在心理僵化和抑郁之間起到部分中介作用。

3．3．2 正念的調(diào)節(jié)作用

由模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，正念對(duì)大學(xué)生抑郁具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)，心理僵化對(duì)抑郁的直接預(yù)測(cè)效應(yīng)是0．24，當(dāng)與正念產(chǎn)生交互效應(yīng)時(shí)，交互作用對(duì)抑郁的預(yù)測(cè)作用為－0．17，達(dá)到顯著水平，說(shuō)明正念可以降低心理僵化對(duì)大學(xué)生抑郁的影響作用，即正念在大學(xué)生心理僵化和抑郁之間起到調(diào)節(jié)作用。

為了探究正念對(duì)心理僵化和大學(xué)生抑郁關(guān)系的調(diào)節(jié)效果和機(jī)制，本研究將正念分為高于（M+SD）的高分組和低于（M-SD）的低分組，并探究不同組別正念水平下的交互項(xiàng)對(duì)大學(xué)生抑郁的預(yù)測(cè)效應(yīng)的變化情況，繪制出簡(jiǎn)單斜率圖（Simple slope plot），如圖3所示。結(jié)果顯示，心理僵化對(duì)大學(xué)生抑郁的正向預(yù)測(cè)效應(yīng)在高水平正念組不顯著 （β＝0．07，t＝1．34，p＞0．05），而在低水平正念組卻顯著（β＝0．31，t＝15．36，p＜0．05）。這說(shuō)明，正念可以降低心理僵化對(duì)大學(xué)生抑郁的影響作用，實(shí)現(xiàn)對(duì)大學(xué)生抑郁情緒的有效干預(yù)。

4 討論

4．1 心理僵化對(duì)抑郁的作用

本研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生心理僵化對(duì)抑郁具有顯著的正向預(yù)測(cè)，認(rèn)知融合和經(jīng)驗(yàn)性回避與抑郁均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，與抑郁產(chǎn)生的習(xí)得性無(wú)助理論基本觀點(diǎn)相吻合。當(dāng)大學(xué)生習(xí)得了引發(fā)抑郁的刺激圖式，對(duì)此類刺激的敏感性和警惕性就會(huì)增強(qiáng)，一旦不愉快的相似刺激再次作用于他們，就會(huì)不由自主地進(jìn)行過(guò)度聯(lián)想以保持自己“不受傷害”，反而會(huì)增強(qiáng)他們對(duì)不愉快刺激的記憶效果，在認(rèn)知融合的作用下，形成練習(xí)效應(yīng)和長(zhǎng)時(shí)效應(yīng)，泛化了引發(fā)他們抑郁的刺激，使得大學(xué)生抑郁復(fù)發(fā)頻率變高（Bardeen，＆ Fergus，2006）。由于社會(huì)經(jīng)歷不足，挫折承受能力有限，適應(yīng)能力不足等各種因素，大學(xué)生難免受到各種負(fù)性事件或刺激的影響，加劇了抑郁形成和復(fù)發(fā)的惡性循環(huán)。這就需要大學(xué)生正確識(shí)別這些刺激，主動(dòng)避免與這些刺激接觸，如果避免不了，應(yīng)該及時(shí)調(diào)整自己的心態(tài)，不批判地接納這些刺激，而不要極端對(duì)這些刺激反復(fù)思考和一味逃避（Romeromoreno，MárquezGonzález，Losada，F(xiàn)ernándezFernández，＆ NogalesGonzález，2015）。心理僵化使得大學(xué)生對(duì)外界事物只能做出非是即非的判斷，不能辯證地看待事物，因此不愿意接納不愉快刺激，以至于無(wú)法盡快適應(yīng)現(xiàn)有生活，導(dǎo)致抑郁。

4．2 反芻思維的中介機(jī)制

本研究發(fā)現(xiàn)，反芻思維在心理僵化和抑郁之間起到部分中介作用，符合本研究假設(shè)。反芻思維屬于一種反復(fù)性的認(rèn)知模式，容易導(dǎo)致大學(xué)生對(duì)外界刺激認(rèn)識(shí)的局限性，如果刺激持續(xù)作用個(gè)體，這種思維模式就容易產(chǎn)生。當(dāng)大學(xué)生心理僵化達(dá)到臨床上規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，他們腦海里就會(huì)出現(xiàn)反復(fù)的思考，對(duì)事物的注意范圍縮小，認(rèn)知能力下降，對(duì)外界刺激容易出現(xiàn)不適合的反應(yīng)。反過(guò)來(lái)又加大了其對(duì)不愉快刺激關(guān)注，引發(fā)或增強(qiáng)了反芻思維。反芻思維一旦出現(xiàn)，其人際適應(yīng)性、社會(huì)適應(yīng)能力等都會(huì)下降（Dickson，2017），阻礙了其與外界的正?；?dòng)，痛苦的感受由此產(chǎn)生。此外，Beck的抑郁認(rèn)知失調(diào)理論認(rèn)為，經(jīng)歷過(guò)負(fù)性事件的個(gè)體總是將注意力集中在生活中的負(fù)性事件，產(chǎn)生認(rèn)知扭曲，以這種扭曲的認(rèn)知去解釋外界刺激，就會(huì)形成反芻思維，進(jìn)而引發(fā)抑郁（劉超，錢(qián)麗菊，曹中昌，2018）。心理僵化的大學(xué)生注意轉(zhuǎn)移能力下降，往往會(huì)聚焦于某個(gè)負(fù)性刺激而無(wú)法自拔，引發(fā)反芻思維，長(zhǎng)此以往，抑郁情緒便會(huì)形成。在學(xué)校教育中，對(duì)于心理僵化程度較高的大學(xué)生，應(yīng)該引導(dǎo)其以開(kāi)放的心態(tài)對(duì)待不愉快事件，盡快引導(dǎo)他們從負(fù)性事件和刺激中走出來(lái)，避免反芻思維的形成。

4．3 正念的調(diào)節(jié)機(jī)制

本研究發(fā)現(xiàn)正念可以使得個(gè)體保持一種不批判態(tài)度，對(duì)外界事物不再聚焦于其不愉快一面，而是開(kāi)始接納這種不愉快，從而避免抑郁的困擾，與國(guó)內(nèi)外研究結(jié)論保持一致 （劉慧琴，吳希林，鄧云龍，2018；Williams，2008）。另外，正念在心理僵化對(duì)大學(xué)生抑郁的影響過(guò)程中也具有抑制作用，即正念可以調(diào)節(jié)心理僵化對(duì)大學(xué)生抑郁的影響作用，具體表現(xiàn)為，高水平正念下心理僵化對(duì)大學(xué)生抑郁的影響不顯著，而在低水平下心理僵化對(duì)大學(xué)生抑郁的影響顯著，與本研究假設(shè)相符合。對(duì)于高水平正念的大學(xué)生，由于正念的干預(yù)作用，他們的注意力不再是局限于或批判某個(gè)負(fù)性刺激或事件，開(kāi)始辯證地看待外界事物（Rohde，Adolph，Dietrich，＆ Michalak，2014），在正念的監(jiān)控下，排除了不合理認(rèn)知的發(fā)生，減少了大學(xué)生抑郁發(fā)生和復(fù)發(fā)的概率。相反，正念水平較低的大學(xué)生，由于不能以接納的態(tài)度對(duì)待外界不愉快刺激，往往容易聚焦于某個(gè)負(fù)面刺激帶來(lái)的影響，并對(duì)此進(jìn)行反復(fù)思考，形成了不合理認(rèn)知，最終引發(fā)抑郁（Liverant，Brown，Barlow，＆ Roemer，2008）。大學(xué)生應(yīng)該注意提升自己的特質(zhì)正念，保持對(duì)外界不愉快刺激的包容與接納，不聚焦于某個(gè)負(fù)面刺激或刺激帶來(lái)的影響，以阻止不合理認(rèn)知的發(fā)生。

5 結(jié)論與展望

本研究得出如下結(jié)論：

心理僵化可以促使大學(xué)生抑郁的發(fā)生和復(fù)發(fā)；反芻思維在心理僵化和大學(xué)生抑郁之間起到部分中介作用；正念在心理僵化和大學(xué)生抑郁之間起到調(diào)節(jié)作用。

由于心理僵化對(duì)大學(xué)生身心健康具有重要影響，后續(xù)研究將采用縱向追蹤研究心理僵化對(duì)大學(xué)生抑郁等心理問(wèn)題的影響作用，動(dòng)態(tài)評(píng)估心理僵化對(duì)抑郁的影響機(jī)制，包括反芻思維的中介作用和正念的調(diào)節(jié)作用，以有效實(shí)現(xiàn)對(duì)大學(xué)生心理健康的實(shí)時(shí)監(jiān)控。