劉瓊鄉(xiāng) 孫 斌 袁彩紅 周文琪 周春燕 劉陳陵

（1 中國地質(zhì)大學（武漢)教育研究院心理系，武漢 430074）

（2 山東科技大學智能裝備學院，泰安 271001）

1 引言

全國數(shù)據(jù)顯示，大學生的抑郁癥檢出率總體上升（陳雨等,2022），尤其是新冠肺炎疫情暴發(fā)后，大學生出現(xiàn)抑郁癥狀的比例更是高于疫情前（翟文海等,2022）。然而，抑郁癥大學生的求助率卻非常低（Malhi &Mann,2018），數(shù)據(jù)顯示37%～84%的抑郁癥大學生沒有主動尋求專業(yè)心理幫助（Pelletier et al.,2017;Suresh et al.,2021）。世界衛(wèi)生組織表示，污名是心理和行為障礙患者尋求幫助的最大阻礙（李強,高文,2009）。Goffman最早將污名定義為社會對那些具有某種特征的個體或群體給予的貶低性和侮辱性的標簽，目的是降低其社會地位（戈夫曼,宋立宏,2009）。Corrigan（2004）則進一步將污名劃分為公眾污名和自我污名，其中公眾污名是社會公眾對受污名群體的不良刻板印象、偏見和歧視；自我污名則是內(nèi)化公眾污名之后伴隨出現(xiàn)的自我低評價和自我低效能，也稱作內(nèi)化污名。以往研究發(fā)現(xiàn)，抑郁癥群體不僅會經(jīng)歷社會大眾的公眾污名（Li et al.,2018），還會經(jīng)歷由公眾污名帶來的更為嚴重的自我污名（Abo-Rass et al.,2021;Guarneri et al.,2019）。然而，國內(nèi)研究多是關(guān)于抑郁癥的公眾污名，缺少對抑郁癥自我污名的研究。Patra等（2022）發(fā)現(xiàn)自我污名會使抑郁癥患者產(chǎn)生羞恥感和無能感。Corrigan等（2006）的研究表明有較高抑郁癥自我污名的個體會出現(xiàn)低自尊以及自我效能感的下降。Pellet等（2019）認為自我污名水平越高，抑郁癥的癥狀越嚴重。此外，Ibrahim等（2019）發(fā)現(xiàn)抑郁癥患者為了保護自尊，避免自我污名，會選擇回避心理幫助，進而增加心理康復的難度。研究發(fā)現(xiàn)自我污名能夠負向預測抑郁癥大學生的求助意愿（Cheng et al.,2018;Ma et al.,2022）。因此，有必要進一步了解大學生的抑郁癥自我污名。

目前常見的測量抑郁癥自我污名的量表有兩個，分別是由Kanter等（2008）編制的抑郁癥自我污名量表（Depression Self-Stigma Scale，DSSS）和由Barney等（2010）編制的抑郁癥自我污名量表（The Self-Stigma of Depression Scale，SSDS）。由于國內(nèi)尚沒有評估大學生抑郁癥自我污名的研究工具，因此本研究對Barney的量表進行修訂，以期為中國大學生抑郁癥的預防干預提供新的工具。

本研究選擇SSDS量表有以下四個原因：（1）DSSS只適用于抑郁癥患者，SSDS則能評估抑郁癥患者和非抑郁癥患者，不僅可以評估抑郁癥患者的自我污名反應(yīng)，還可以確定（無抑郁癥經(jīng)歷的）一般人群中的自我污名傾向；（2）SSDS區(qū)分了自我污名和公眾污名的概念，且僅限于自我污名的測量，而DSSS量表并未區(qū)分；（3）SSDS題目較少，易于施測，且國外多個研究支持了這一量表的適用性（Oliffe et al.,2016;Tucker et al.,2013）；（4）SSDS在中文語境和中國群體中的適用性還未有研究進行檢驗。

2 方法

2.1 對象

采用方便取樣，在四川省和湖北省選取三所不同類型高校（雙一流學校、二本學校和職業(yè)院校），以班級為單位發(fā)放問卷1099份，剔除無效問卷，如作答時間過長、漏答、有明顯作答規(guī)律等，回收有效問卷1020份，有效回收率為93.81%。考慮年級平衡后，將數(shù)據(jù)拆分為兩個樣本，樣本1有501人，用于條目分析和探索性因子分析，其中男生258人，女生243人，大一200人，大二115人，大三100人，大四86人，平均年齡為19.60±1.84歲；樣本2有519人，用于驗證性因子分析和信效度檢驗，其中男生245人，女生274人，大一142人，大二138人，大三126人，大四113人，平均年齡為20.32±1.62歲。另從樣本2中抽取72人在兩周后再測，進行重測信度檢驗，其中男生45人，女生27人，大一1人，大二49人，大三13人，大四9人，平均年齡為20.33±1.21歲。

2.2 研究工具

2.2.1 抑郁癥自我污名量表

由Barney等（2010）編制，共16個條目，包括羞恥感、自我責備、缺乏社交信心和求助抑制四個因子，每個因子四個條目。采用“1”（非常不同意）到“5”（非常同意）的李克特5點計分，條目9為反向計分，分數(shù)越高代表污名程度越高。為確保對抑郁癥的理解一致，量表根據(jù)DSM-IV的診斷標準描述了一個虛構(gòu)的人（約翰）具體的抑郁癥狀。原量表總Cronbach α系數(shù)為0.87，各因子的Cronbach α系數(shù)在0.78～0.83之間。

2.2.2 心理疾病內(nèi)化污名量表

由李強等（2009）修訂，該量表共23個條目，包括價值否定、社交退縮、刻板印象認同、歧視體驗和生活無意義五個因子，采用從“1”（完全不贊同）到“4”（完全贊同）的李克特4點計分，條目18為反向計分，總分越高表明心理疾病污名越程度嚴重。該量表的Cronbach α系數(shù)為0.97，各因子的Cronbach α系數(shù)在0.91～0.94之間。本研究采用該量表作為效標量表。

2.2.3 抑郁自評量表

由Kroenke等（2001）基于DSM-IV中抑郁癥的診斷標準編制而成，共九個條目，采用李克特4點計分，0表示“完全沒有”，1表示“有幾天”，2表示“超過一半的天數(shù)”，3表示“幾乎每一天”，總分范圍為0～27，根據(jù)總分，可以將被試區(qū)分為無抑郁癥狀（0～4分）、輕度抑郁癥狀（5～9分）、中度抑郁癥狀（10～14分）、重度抑郁癥狀（15～27分）。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.90。根據(jù)Barney等（2010）的建議，本量表用于考察被試是否涵蓋了不同抑郁程度的大學生。

2.2.4 修訂過程

經(jīng)原作者Barney授權(quán)后對量表進行翻譯和修訂。第一步，由兩名心理學研究人員經(jīng)討論修改并統(tǒng)一意見后形成中文版初稿；第二步，由一位英語專業(yè)人員結(jié)合心理學人員的意見后回譯成英文版；第三步，由研究小組成員對比英文原版、中文初版和回譯的英文版，結(jié)合中文語境微調(diào)后形成中文譯本；最后，邀請11名大學生反饋對中文版SSDS每個條目的可理解程度，主要分歧集中在條目1和條目2。原量表的條目1和條目2分別描述了兩種主觀感受，即尷尬、窘迫和羞恥。受訪大學生一致認為處于抑郁狀態(tài)時個體更多感受到的是“羞恥”而不是“尷尬”。從語義角度來看，在柯林斯雙解詞典中，“ashamed”包含了“embarrassed”，盡管對應(yīng)的中文分別譯為“羞恥”與“尷尬、窘迫”，可能在中文語境中區(qū)分二者也存在一定難度。國內(nèi)學者范文翼和楊麗珠（2015）專門撰文辨析了“尷尬”和“羞恥”的異同，兩個詞都涉及個體的消極自我評價，但“尷尬”帶來的負性體驗較溫和，“羞恥”帶來的體驗則有強烈的自責和失望感；而有學者研究發(fā)現(xiàn)中國人的“羞恥”可以預測抑郁癥（汪啟榮,錢銘怡,2010）。綜合以上分析，本研究認為條目1和條目2較多受到中西文化差異的影響，經(jīng)由研究小組討論決定刪除條目1，正式施測的量表只有15個條目。

2.3 質(zhì)量控制

第一步，培訓心理學研究生擔任問卷施測主試。第二步，在大學生公共課程教師的配合下，由主試到課堂按統(tǒng)一指導語施測。第三步，使用問卷星采集數(shù)據(jù)，并現(xiàn)場回收問卷，答題時間在15～25分鐘內(nèi)。第四步，在問卷星管理后臺剔除作答時間過長、漏答、有明顯作答規(guī)律的問卷。最后，考察有效樣本1020名大學生的抑郁程度分布，其中無抑郁癥狀464人，占45.49%；輕度抑郁癥狀356人，占34.90%；中度抑郁癥狀128人，占12.55%；重度抑郁癥狀72人，占7.06%，樣本涵蓋了不同抑郁程度的大學生。

2.4 統(tǒng)計分析

使用 SPSS 26.0進行項目分析、探索性因子分析和信度分析，使用Mplus8.0進行驗證性因子分析。

3 結(jié)果

3.1 項目分析

根據(jù)量表總分將樣本1劃分為高分組和低分組（高低各27%），進行高低兩個組在每題得分平均數(shù)上的獨立樣本t檢驗。結(jié)果顯示，除條目5、6、7外，各條目在高分組和低分組間差異均有統(tǒng)計學意義（均p＜0.001）。此外，計算各條目得分與總分之間的相關(guān)，結(jié)果顯示條目5（r=-0.05）、條目6（r=0.12）和條目7（r=-0.09）與總分相關(guān)系數(shù)小于0.40，剩余條目總相關(guān)系數(shù)在0.44～0.75之間（均p＜0.001）。綜合上述結(jié)果，刪除條目5、6、7，保留其余12個條目。

3.2 效度分析

3.2.1 結(jié)構(gòu)效度

使用樣本1進行探索性因子分析：KMO值為0.90，Bartlett球形檢驗值為3642.16（p＜0.001），表明數(shù)據(jù)適合進行因子分析。運用主成分分析法和最大方差正交旋轉(zhuǎn)法進行因子探索，提取特征值大于1的因子，以因子載荷≥0.50為保留標準。結(jié)果提取出兩個公因子，累積方差解釋率為62.56%。由于因子1包含了原量表兩個因子的題，因此考慮可能存在低估因子數(shù)的情況（于海媚等,2021）。為實現(xiàn)與原量表理論假設(shè)的一致性，選擇3因子模型。根據(jù)存在交叉負荷且在2個及以上因子上負荷絕對值大于0.40的標準刪除條目13（因子1載荷0.48，因子2載荷0.54）。最終保留11個條目，條目的共同度均在0.41～0.87之間，旋轉(zhuǎn)后成分矩陣中的項目載荷在0.56～0.89之間，累計方差解釋率為73.01%，詳見表1。根據(jù)結(jié)果和各條目的含義，將三個因子分別命名為：因子1無價值感，包含五個條目，主要體現(xiàn)抑郁癥患者認為自己不被接納，回避社交，對自我價值感的貶損；因子2求助抑制，包含三個條目，主要體現(xiàn)了抑郁癥患者面對專業(yè)求助時的猶豫不決、瞻前顧后；因子3羞恥感，包含三個條目，主要是抑郁癥患者因為患病而產(chǎn)生的直接情感體驗，體現(xiàn)了抑郁癥患者對自我意識和情緒的貶低。

表1 SSDS 中文版探索性因子分析結(jié)果（樣本1，n=501）

使用樣本2進行驗證性因子分析：結(jié)果如表2所示，綜合評價各指標可知，與2因子模型相比，3因子模型數(shù)據(jù)擬合程度良好（χ2=159.11,df=41,χ2/df=3.88,CFI=0.98,TLI=0.97,SRMR=0.04,RMSEA=0.08,90%CI為（0.06～0.09）。

表2 抑郁癥自我污名驗證性因子分析結(jié)果（樣本2，n=519）

3.2.2 效標關(guān)聯(lián)效度

本研究使用心理疾病內(nèi)化污名量表作為效標，對樣本2進行效標關(guān)聯(lián)效度檢驗。Pearson積差相關(guān)分析結(jié)果顯示，心理疾病內(nèi)化污名量表總分及五個維度得分與抑郁癥自我污名總分及三個維度得分均呈顯著正相關(guān)（p＜0.01），量表具有良好的效標關(guān)聯(lián)效度，詳見表3。

表3 抑郁癥自我污名各維度及總分與效標之間的相關(guān)（樣本2，n=519）

3.3 信度檢驗

修訂后的抑郁癥自我污名量表Cronbach α系數(shù)為0.92，無價值感、求助抑制、羞恥感三個因子的Cronbach α系數(shù)分別為0.78、0.93、0.90。對72個重測樣本進行重測信度檢驗，兩周后重測的數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，抑郁癥自我污名量表重測信度為0.84，三個因子的重測信度分別為0.75、0.72、0.72。

4 討論

結(jié)果顯示，在項目分析中剔除了原量表 “自我責備”因子的條目5～7，該因子指個體意識到自己沒有努力去抵抗自我污名而產(chǎn)生的自我責備感。國外Barney等（2010）提出抑郁癥患者認為他們應(yīng)當變得足夠強大去應(yīng)對自己的問題。然而本研究沒有發(fā)現(xiàn)這個因子。這可能是由于中西文化差異的影響，原量表所用調(diào)查對象是美國成人，主要受個人主義文化影響，重視自身能力和獨特品質(zhì)，對抵抗抑郁癥的歧視和偏見給予積極的評價；如果個體接受了這些偏見與歧視，則更容易產(chǎn)生自責（Aruta et al.,2021）。而中國文化是集體主義傾向，強調(diào)個人與社會的相融關(guān)系，中國人不太主張公然反抗社會使沖突升級，因此中國人想要通過變得“強大”來“驅(qū)散”社會偏見的信念并不突出（金盛華等,2019）。

探索性因子分析發(fā)現(xiàn)三因子模型是最佳的選擇。理由如下：

（1）與原量表的理論結(jié)構(gòu)保持一致，原量表各因子下的條目分別是：羞恥感因子（a1、a2、a3、a4）、自我責備因子（a5、a6、a7、a8）、缺乏社交信心因子（a9、a10、a11、a12）、求助抑制因子（a13、a14、a15、a16），修訂后量表刪除了a1、a5、a6、a7、a13，并將a8納入缺乏社交信心因子，重新命名該因子為無價值感。修訂后量表各因子下的條目分別是：羞恥感因子（a2、a3、a4）、無價值感因子（a8、a9、a10、a11、a12）、求助抑制因子（a14、a15、a16）。

（2）驗證性因子分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)3因子模型擬合指標優(yōu)于2因子模型。各項目旋轉(zhuǎn)后的共同度均在0.41～0.87之間，旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣中的項目載荷在0.56～0.89之間，累計方差解釋率為73.01%。在探索性因子分析和驗證性因子分析的基礎(chǔ)上對量表進行信效度檢驗，修訂后量表的Cronbach α系數(shù)為 0.92，各維度的Cronbach α系數(shù)在0.78～0.93，表明量表內(nèi)部一致性信度較好。此外，修訂后的量表總分及維度分與心理疾病內(nèi)化污名量表總分及維度分存在顯著的中等程度正相關(guān)（r=0.52～0.72，p＜0.01），表明效標效度良好。兩周后的重測信度在0.80以上，表明量表的穩(wěn)定性較好。

原作者在量表編制完成后還檢驗了有/無抑郁經(jīng)歷的群體在抑郁癥自我污名上的差異，發(fā)現(xiàn)不存在顯著性差異。本研究考察了不同抑郁程度的大學生抑郁癥自我污名是否存在差異，發(fā)現(xiàn)有抑郁癥狀大學生的自我污名得分顯著高于無抑郁癥狀大學生；而且不同抑郁程度大學生的抑郁癥自我污名水平不同（F=15.24，p＜0.01），即抑郁程度越重，抑郁癥自我污名越高，與Yen（2005）對國內(nèi)臨床抑郁癥患者群體的發(fā)現(xiàn)一致。已有研究發(fā)現(xiàn)抑郁癥群體尤其是重度抑郁癥患者，仍存在嚴重治療不足的問題，而抑郁癥自我污名可能是重要阻礙之一（Maeshima &Parent,2022）。這意味著中西方對抑郁癥狀與抑郁癥自我污名的關(guān)系理解尚存在差異，需要進一步的實證研究來澄清。從臨床實踐角度看，篩查抑郁癥患者的抑郁癥自我污名，對預測抑郁癥患者的求助行為或醫(yī)從性具有一定的積極意義。

綜上所述，本研究修訂的抑郁癥自我污名量表包括11個條目和三個因子，信效度均達到測量學要求，可以作為測量大學生抑郁癥自我污名的工具。本研究修訂該新工具對高校開展心理健康教育，減少抑郁群體污名，增加專業(yè)心理服務(wù)的使用率有一定的積極意義。同時本研究還存在一些不足，有待改進。

首先，受經(jīng)費和時間限制，僅從湖北和四川的三所高校進行取樣，屬于方便取樣，以后需要擴大樣本量，采用隨機取樣，提高樣本代表性；

其次，中西方文化差異使得大學生抑郁癥自我污名的表現(xiàn)形式和嚴重程度有所差異，本研究對原量表在條目和維度上的調(diào)整較大，未來需考慮開發(fā)適合本土的抑郁癥自我污名量表；

最后，大學生的抑郁癥通常采用量表自我報告，較少用到臨床診斷方法，嚴格來說這是一種快速篩選法，發(fā)現(xiàn)的是“抑郁癥狀”而不是 “抑郁癥”。如果要探討抑郁癥與抑郁癥自我污名的關(guān)系，還需要考慮從臨床取樣。

附錄

抑郁癥自我污名量表修訂版

指導語：

李明現(xiàn)年30歲，在過去幾個周里，他一直非常悲傷和痛苦，并且對他過去喜歡做的事提不起興趣。盡管李明總感覺很累，但他幾乎每晚都睡不好覺。他不想吃東西，體重減輕。他不能集中精力做事，推遲做決定。李明覺得做每件事都很費勁，即使是日常的工作對他而言也負擔過重。他大部分時間認為自己一無是處。李明去看醫(yī)生，醫(yī)生說他的問題不是軀體疾病，而是患有抑郁癥。

閱讀完以上文字，花點時間想象一下你得了抑郁癥。想象你可能對自己的感覺（或者，如果你有或曾經(jīng)有類似的癥狀，可以依據(jù)自己真實的感覺和體驗），選出你對后面展示的每一句話的同意或不同意程度。

因子結(jié)構(gòu)構(gòu)成：羞恥感：1、2、3；無價值感：4、5（反向計分題）、6、7、8；求助抑制：9、10、11。