張 平 張?zhí)m鴿 許婷婷

抑郁是當(dāng)前危害人類身心健康的重要因素[1]。大學(xué)生是抑郁的高發(fā)群體，我國(guó)大學(xué)生的抑郁檢出率為24.71%[2]。抑郁不僅會(huì)導(dǎo)致大學(xué)生出現(xiàn)情緒低落、興趣減退、認(rèn)知功能受損、睡眠障礙等，還會(huì)對(duì)其人際交往、學(xué)業(yè)和生活等方面產(chǎn)生不良影響[3]。如果沒有及時(shí)干預(yù)，抑郁癥狀會(huì)進(jìn)一步發(fā)展、惡化，當(dāng)抑郁個(gè)體希望水平較低、感到無望乃至絕望時(shí)，可能會(huì)產(chǎn)生自殺意念及行為，嚴(yán)重危害個(gè)體的身心健康和社會(huì)功能[3-5]。鑒于抑郁在大學(xué)生群體中的高發(fā)性及其嚴(yán)重危害，開發(fā)有效的預(yù)防和改善大學(xué)生抑郁癥狀的干預(yù)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(yù)防心理疾病，而且可以促進(jìn)心理疾病患者的康復(fù)，是心理健康的重要保護(hù)性因素[4,6]。希望是一種動(dòng)機(jī)性的認(rèn)知評(píng)價(jià)，包括目標(biāo)、動(dòng)力思維和路徑思維3個(gè)成分，其中動(dòng)力思維是指?jìng)€(gè)體是否有信心通過一些途徑來實(shí)現(xiàn)自己的目標(biāo)，路徑思維是指?jìng)€(gè)體對(duì)通往目標(biāo)途徑的思考[7]。作為一種對(duì)未來的積極預(yù)期，在遇到壓力時(shí)，希望有助于幫助個(gè)體找到替代性方案來實(shí)現(xiàn)期望的目標(biāo)，可以預(yù)防或緩解抑郁癥狀[4-6]?？上驳氖?，希望感可以通過干預(yù)得以提升[8-9]。希望干預(yù)，即以希望理論為基礎(chǔ)的積極心理干預(yù)，能夠有效地幫助參與者緩解抑郁癥狀[6,10]。希望團(tuán)體干預(yù)，即以團(tuán)體心理輔導(dǎo)方式開展的希望干預(yù)[11-12]，可以顯著提升大學(xué)新生學(xué)習(xí)適應(yīng)、降低大學(xué)生考試焦慮[11-13]，提升生活滿意度和自我價(jià)值感[11,14]。因此，本研究假設(shè)為希望團(tuán)體干預(yù)可以顯著改善大學(xué)生的抑郁癥狀。

希望干預(yù)如何改善大學(xué)生的抑郁癥狀？目前的干預(yù)研究較少探討干預(yù)的作用機(jī)制。自我決定理論認(rèn)為，人類有自主、勝任和歸屬3個(gè)最基本的心理需求[15]。這些需求的滿足有助于提升個(gè)體的心理健康水平；而當(dāng)這些需求受挫時(shí)，會(huì)削弱個(gè)體的幸福感。積極心理干預(yù)有助于提升個(gè)體的自主、歸屬和勝任需求(如：自我效能感)[8,10,16-17]，改善個(gè)體的抑郁癥狀[10,18]。班杜拉也認(rèn)為，個(gè)體的自我效能信念會(huì)通過認(rèn)知、動(dòng)力、情感和決策過程影響其社會(huì)功能、生活質(zhì)量和幸福感。自我效能感高的個(gè)體將威脅情境視為挑戰(zhàn)，設(shè)定高目標(biāo)并對(duì)其保持強(qiáng)烈的承諾，在遭遇失敗或挫折時(shí)心懷希望、持續(xù)努力，抑郁的可能性也較低[19]。多項(xiàng)實(shí)證研究顯示，希望與抑郁顯著負(fù)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(fù)相關(guān)[24-25]。Du等人發(fā)現(xiàn)，自尊在希望、社會(huì)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(yù)測(cè)自尊，自我效能感的增強(qiáng)可以提升個(gè)體的自尊[27]?；诖耍狙芯康牧硪粋€(gè)假設(shè)為希望干預(yù)可以通過提升個(gè)體的自我效能感改善大學(xué)生的抑郁癥狀。

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

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

在北京某高校進(jìn)行“心理減壓團(tuán)體活動(dòng)”的公開招募，共招募到大三至博二學(xué)生155人，年齡19～29歲。通過發(fā)放抑郁自評(píng)量表(SDS)和流調(diào)中心用抑郁量表(CES-D)對(duì)被試的抑郁程度進(jìn)行篩查，CES-D得分高于15[28]以及SDS標(biāo)準(zhǔn)分≥53[29]的被試進(jìn)入實(shí)驗(yàn)。如果被試得分只滿足其中一個(gè)量表的要求，則根據(jù)另一個(gè)量表得分是否接近臨界值決定被試是否進(jìn)入實(shí)驗(yàn)[28]。通過面談排除不適合進(jìn)行希望團(tuán)體干預(yù)者，排除條件為滿足下述任意1項(xiàng)：①CES-D和SDS兩個(gè)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(jìn)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(tuán)體者。最終有53名大學(xué)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(jī)分配，但因大部分被試更愿意參加干預(yù)組，考慮到心理干預(yù)研究的倫理[28]，本研究按2:1的比例將被試隨機(jī)分配到干預(yù)組和對(duì)照組。對(duì)被試進(jìn)行了兩次施測(cè)，后測(cè)與前測(cè)間隔28天，干預(yù)組3人參與次數(shù)未到達(dá)實(shí)驗(yàn)要求，等待組1人中途退出，這4位同學(xué)(3名男生，1名女生)不參加最終的統(tǒng)計(jì)分析。最終完成后測(cè)的共49人(平均年齡21.31±1.61歲)，其中干預(yù)組32人，男生23人，女生9人，平均年齡21.03±1.47歲；對(duì)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(xué)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)。

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(cè)量抑郁癥狀，共20個(gè)題目，包括16個(gè)消極情感和4個(gè)積極情感項(xiàng)目。填表時(shí)要求被試報(bào)告最近1周內(nèi)癥狀出現(xiàn)的頻率，采用4級(jí)評(píng)分，其中“0”表示“偶爾或無”，“3”表示“多數(shù)時(shí)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(cè)的Cronbach’s α值分別為0.82、0.88。

1.2.2 抑郁自評(píng)量表(Self-rating depression scale,SDS) 采用SDS來進(jìn)一步篩查抑郁癥狀，共20個(gè)項(xiàng)目(其中10個(gè)反向題目)，按l～4級(jí)評(píng)分。標(biāo)準(zhǔn)分為項(xiàng)目總分乘以1.25，按照中國(guó)常模，其標(biāo)準(zhǔn)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(cè)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(gè)題目，其中4個(gè)條目測(cè)量路徑思維，4個(gè)條目測(cè)量動(dòng)力思維，另外4個(gè)條目屬于干擾項(xiàng)，不計(jì)分。采用8點(diǎn)計(jì)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(cè)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(gè)條目，1(完全不正確)～4(完全正確)4級(jí)評(píng)分，得分范圍為10～40分。得分越高，自我效能感越強(qiáng)。本研究中該量表前、后測(cè)的Cronbach’s α值分別為0.84、0.88。

1.2.5 干預(yù)程序 干預(yù)組進(jìn)行希望團(tuán)體干預(yù)，對(duì)照組等待接受希望團(tuán)體干預(yù)。兩組被試分別于干預(yù)開始前、干預(yù)結(jié)束當(dāng)天填寫成人特質(zhì)希望量表、抑郁自評(píng)量表、流調(diào)中心用抑郁量表和一般自我效能問卷。干預(yù)組接受連續(xù)4周，每周2小時(shí)的希望干預(yù)。干預(yù)者為有3年以上培訓(xùn)和心理咨詢經(jīng)驗(yàn)的團(tuán)體輔導(dǎo)師。對(duì)照組不接受任何干預(yù)，并作為等待組被通知參加2個(gè)月之后的希望團(tuán)體干預(yù)。

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

表1 改善大學(xué)生抑郁癥狀的希望干預(yù)方案

1.3 統(tǒng)計(jì)處理

采用SPSS 21.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析、獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)和配對(duì)樣本t檢驗(yàn)，組內(nèi)效果量使用Cohen’sd，鑒于干預(yù)組與對(duì)照組樣本量不等，組間效果量報(bào)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(yàn)自我效能感在希望干預(yù)與抑郁變化關(guān)系中的中介作用。

2 結(jié) 果

2.1 干預(yù)組與對(duì)照組干預(yù)前后各變量得分變化量的比較

干預(yù)開始前，干預(yù)組與對(duì)照組的抑郁前測(cè)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(jī)分配；兩組的特質(zhì)希望前測(cè)(t=-0.72,P=0.48)和自我效能感前測(cè)(t=-0.002,P=0.99)也無顯著差異。對(duì)干預(yù)組和對(duì)照組后測(cè)與前測(cè)得分的差值進(jìn)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(yù)組與對(duì)照組各指標(biāo)變化量(Δ)的比較

2.2 干預(yù)組與對(duì)照組各變量前后測(cè)比較

對(duì)干預(yù)組和對(duì)照組的前后測(cè)分別進(jìn)行了配對(duì)樣本t檢驗(yàn)，如表3所示，干預(yù)組的抑郁后測(cè)與前測(cè)差異顯著，抑郁后測(cè)顯著低于前測(cè)(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(duì)照組抑郁后測(cè)與前測(cè)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(yù)組的特質(zhì)希望前后測(cè)差異顯著，后測(cè)特質(zhì)希望及其動(dòng)力思維維度顯著高于前測(cè)(特質(zhì)希望:t=-2.80,P=0.009,95% CL=[0.97,6.21];動(dòng)力思維維度:t=-3.34,P=0.002,95% CL=[0.95,3.93])，對(duì)照組的特質(zhì)希望及其動(dòng)力思維維度前后測(cè)差異不顯著(特質(zhì)希望:t=0.37,P=0.718,95% CL=[-5.57,3.92];動(dòng)力思維維度:t=-0.13,P=0.900,95% CL=[-1.84,2.07])；干預(yù)組的自我效能感前后測(cè)差異顯著，后測(cè)自我效能感顯著高于前測(cè)(t=-3.57,P=0.001,95% CL=[1.34,4.91])，對(duì)照組的自我效能感后測(cè)與前測(cè)差異不顯著(t=-0.05,P=0.958,95%CL=[-2.25,2.37])。

表3 干預(yù)組與對(duì)照組前后測(cè)差異t檢驗(yàn)

2.3 特質(zhì)希望和自我效能感的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采用偏差校正的百分位Bootstrap法，檢驗(yàn)一般自我效能感變化率在干預(yù)(希望干預(yù)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(jì)算獲得(T1為前測(cè)，T2為后測(cè))[34]。使用Hayes編制的SPSS宏(http://www.afhayes.com)，通過抽取5000個(gè)樣本估計(jì)中介效應(yīng)95%置信區(qū)間[33]，對(duì)兩個(gè)中介模型的效應(yīng)值和置信區(qū)間進(jìn)行估計(jì)。

結(jié)果顯示，組別(1=干預(yù)組，0=對(duì)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(duì)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(yù)對(duì)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(yù)和抑郁變化率之間的中介效應(yīng)路徑

此外，對(duì)特質(zhì)希望變化率在干預(yù)(希望干預(yù)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(yàn)結(jié)果顯示，組別(1=干預(yù)組，0=對(duì)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(tuán)體干預(yù)可以改善大學(xué)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(yù)可以顯著改善大學(xué)生抑郁情緒[29,35]，希望干預(yù)能降低非裔美國(guó)同性戀人群中HIV攜帶者或AIDS患者的抑郁水平[10]，希望團(tuán)體干預(yù)可以顯著提升大學(xué)新生學(xué)習(xí)適應(yīng)、降低大學(xué)生考試焦慮[11-13]。本研究進(jìn)一步證實(shí)了希望團(tuán)體干預(yù)在改善大學(xué)生抑郁癥狀上的有效性。無望感和缺乏動(dòng)力是抑郁癥的典型癥狀。本研究發(fā)現(xiàn)，基于積極心理學(xué)理論的希望團(tuán)體干預(yù)，可以幫助參與者清晰目標(biāo)，重拾信心，找到打破目前困境的方法，從而顯著降低大學(xué)生的抑郁癥狀。

本研究不僅證實(shí)了希望團(tuán)體干預(yù)能夠改善抑郁癥狀，并且驗(yàn)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(xiàng)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(yù)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(yù)改善抑郁癥狀的中介機(jī)制卻不得而知。本研究發(fā)現(xiàn)，希望干預(yù)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(yù)與抑郁癥狀的減輕之間起中介作用，也就是說，希望干預(yù)對(duì)抑郁癥狀最直接的作用機(jī)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(dòng)個(gè)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(gè)體更有機(jī)會(huì)和資源來提升一般自我效能感[7]，為大學(xué)生自我效能感的維持和提升奠定良好的基礎(chǔ)，進(jìn)而有助于改善抑郁癥狀。

本研究揭示了希望團(tuán)體干預(yù)對(duì)改善大學(xué)生抑郁癥狀的有效性及其作用機(jī)制，既有理論意義，也有實(shí)踐價(jià)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(xué)生抑郁，而且一般自我效能的中介作用進(jìn)一步拓展了希望干預(yù)對(duì)大學(xué)生抑郁的作用機(jī)制。實(shí)踐上，本研究對(duì)大學(xué)生抑郁的預(yù)防和干預(yù)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(biāo)、尋找實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的路徑、思考實(shí)現(xiàn)目標(biāo)可能遇到的困難、找到克服困難的方法4個(gè)步驟來提升大學(xué)生的希望感[8]，進(jìn)而預(yù)防或降低其抑郁水平。另一方面，鑒于一般自我效能感對(duì)改善大學(xué)生抑郁癥狀的重要作用，可以考慮通過增加個(gè)體的成功經(jīng)驗(yàn)、觀察模仿榜樣行為、權(quán)威人士的認(rèn)可等方式來提升大學(xué)生的一般自我效能感，進(jìn)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(jìn)一步完善和改進(jìn)。首先，本研究發(fā)現(xiàn)，雖然干預(yù)組干預(yù)后的特質(zhì)希望總分、動(dòng)力思維維度得分均顯著高于干預(yù)前，但路徑思維維度得分卻與干預(yù)前沒有顯著差異。這也表明，希望團(tuán)體干預(yù)更多通過提升參與者的動(dòng)力思維發(fā)揮作用的，干預(yù)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(dòng)力思維的干預(yù)效果優(yōu)于路徑思維，短時(shí)間內(nèi)希望干預(yù)更容易提升動(dòng)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(yù)研究的一個(gè)突破點(diǎn)。其次，本研究的希望干預(yù)團(tuán)體持續(xù)4周，干預(yù)前后實(shí)驗(yàn)組與對(duì)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(tuán)體次數(shù)，以取得更佳的干預(yù)效果。最后，本研究中介模型的樣本量較小，且尚未對(duì)參與者進(jìn)行追蹤測(cè)量研究，后續(xù)的干預(yù)研究可以擴(kuò)大樣本量，并在干預(yù)結(jié)束1個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月等時(shí)間點(diǎn)進(jìn)行追蹤，以便進(jìn)一步檢驗(yàn)研究結(jié)論的可靠性。