劉思妍 趙久波△ 張小遠 梁 挺

生存質(zhì)量是對大學生從軀體、心理、社會等多方面的良好適應狀態(tài)的一個多維度綜合測量，既包括客觀健康狀態(tài)，又涉及主觀感受，能全面、客觀地反映大學生的健康和生存狀況。世界衛(wèi)生組織已將與健康有關的QOL 列為新一代健康指標，它能夠綜合評價大學生的生理、心理和社會功能狀態(tài)［1］。目前，大學生對環(huán)境的適應相對較差，生存質(zhì)量受到嚴重影響［2-3］，大學生的總生存質(zhì)量較一般正常人略低［4］。國內(nèi)學者大多從客觀因素的角度探討大學生生存質(zhì)量的變化，他們認為專業(yè)、家庭結構(是否獨生子女)、家庭月收入、吸煙、飲酒、患病、負性生活事件等是生存質(zhì)量的影響因素［5-6］。然而大學生受過高等教育，屬于高素質(zhì)人才，有較高的精神追求，他們的認知模式、解決問題的方式以及精神信仰與客觀因素相比，對其生存質(zhì)量的影響更為重要。認知因素與個體的心理、行為問題［7］具有相關關系，影響著生存質(zhì)量的心理維度。精神信仰在大學生的社會生活中不可或缺，白東艷研究顯示，政治素養(yǎng)越高的大學生，生存質(zhì)量中生理領域、心理領域、社會領域的水平也較高［8］。宗教信仰同樣影響著生存質(zhì)量，且在我國社會環(huán)境中逐漸突出，我國信仰宗教的大學生人數(shù)相對較少，關于他們的生存質(zhì)量研究較為缺乏。

國內(nèi)外對大學生生存質(zhì)量的研究不足，且多從客觀因素的角度解釋生存質(zhì)量變化的原因，較少從主觀因素探討生存質(zhì)量的變化。以往研究雖表明減少消極應對方式是提高大學生生存質(zhì)量的途徑［9］，但應對方式在認知因素與生存質(zhì)量中產(chǎn)生多大程度的中介作用，尚無實證研究。并且，探究宗教在大學生生存質(zhì)量中如何起調(diào)節(jié)作用，大學生是否有宗教信仰在認知偏差對生存質(zhì)量的影響作用有何不同也具有現(xiàn)實意義。

1 對象與方法

1.1 對象 采用整群抽樣的方法抽取廣東某大學1300名學生進行調(diào)查，有效樣本為1177人(90.54%)。其中，男生542人，年齡(19.68±0.97)歲，女生626人，年齡(19.28±0.91)歲;漢族1115人，少數(shù)民族41人;單親家庭67人，非單親家庭1101人;獨生子女374人，非獨生801人;420人來自農(nóng)村，385人來自城鎮(zhèn)，370人來自城市;有宗教信仰的大學生68人。

1.2 方法

1.2.1 生存質(zhì)量測定量表簡表(QOL-BREF)QOL-BREF 是世界衛(wèi)生組織根據(jù)生活質(zhì)量的概念研制的用于測定生活質(zhì)量的量表，它是在WHOQOL-100 量表基礎上研制的簡化量表，它包含了26 條問題條目，1～5 分5 級評分，概括了生理、心理、社會關系、環(huán)境4個領域的內(nèi)容。該量表是在近15個不同文化背景下經(jīng)數(shù)年的通力協(xié)作研制而成的，并已在23個地區(qū)中心對簡表進行信度、效度等計量心理指標考核，發(fā)現(xiàn)簡表具有較好的內(nèi)部一致性、良好的區(qū)分效度和結構效度。簡表各個領域的得分與WHOQOL-100 量表相應領域的得分具有較高的相關性，Pearson 相關系數(shù)最低為0.89，最高等于0.95。

1.2.2 功能失調(diào)性態(tài)度問卷(DAS-A)DAS-A 由Weissman和Beck 編制，用于評估個體潛在、深層的認知障礙。該問卷最初由100個條目組成(DAS-T)，編制者考慮到條目過多不易施測，為了平衡簡潔性和可靠性，刪減成兩個平行的40個條目的問卷(DAS-A和DAS-B)。其中DAS-A 應用更為廣泛，是測量抑郁認知易感性的常用測量工具。該問卷從完全反對到完全同意采用1～7 分7 級評分。40 條項目中有10 條項目為反向記分項目。DAS 可歸納為8個因子結構，分別為脆弱性、吸引和排斥、完美化、強制性、尋求贊許、依賴性、自主性態(tài)度、認知哲學。分值越高，表明被測試者歪曲認知越多。

1.2.3 特質(zhì)應對方式問卷(TCSQ)由姜乾金編制，包括兩個因子，即消極應對(NC)和積極應對(PC)，用于反映被試者面對困難挫折時的積極與消極的態(tài)度和行為特征。TCSQ 分為消極應對和積極應對2個分量表，各包含10個條目，共20條目，答案分1～5 級計分。

1.3 統(tǒng)計處理 由心理學專業(yè)人員進行團體測試，測試前用統(tǒng)一指導語詳細說明測試目的和方法以及保密原則，答卷現(xiàn)場收回。用SPSS 13.0 建立數(shù)據(jù)庫，并通過獨立樣本t 檢驗分析信仰宗教群體與非信仰宗教群體在認知偏差、應對方式以及生存質(zhì)量上的差異顯著性，采用皮爾遜相關分析認知偏差、應對方式、生存質(zhì)量間的關系，通過AMOS 18.0 對應對方式、認知偏差、生存質(zhì)量構建結構方程模型，采用多群組分析宗教的調(diào)節(jié)作用。統(tǒng)計量以P=0.05 作為顯著性的判斷標準。

2 結果

2.1 認知偏差、應對方式、生存質(zhì)量的相關分析 見表1。認知總分及其各維度與生存質(zhì)量及其各維度呈顯著負相關。其中認知哲學與心理領域的生活質(zhì)量最相關(r=-0.42)，吸引和排斥與生理領域、社會領域、環(huán)境領域的生活質(zhì)量最相關(r=-0.39，-0.37，-0.31)，強制性與生理領域、心理領域、社會領域、環(huán)境領域的相關程度最低(r=-0.25，-0.24，-0.19，-0.15)。認知總分及其各維度與消極應對呈顯著的正相關，而與積極應對呈顯著的負相關。生存質(zhì)量及其各維度與消極應對呈顯著的負相關，而與積極應對呈顯著的正相關，積極/消極應對都與心理領域的生活質(zhì)量最相關(r=0.51，-0.51)。

表1 認知偏差、應對方式與生活質(zhì)量的相關(r，n=1177)

2.2 應對方式對認知偏差與生存質(zhì)量的中介作用 以認知偏差為自變量、生存質(zhì)量為因變量構建模型，見表2。Model 1顯著(r=-0.67，P＜0.001)，符合模型適配標準，表示假設理論模型與觀察數(shù)據(jù)的整體適配度佳。因此，進行中介效應檢驗。通過對Model 2 進行整體檢驗、修正，結果表明，該模型能夠很好地擬合數(shù)據(jù)，擬合度較好。圖1 顯示了各路徑的分析結果，認知偏差對生存質(zhì)量的直接作用路徑系數(shù)由原來的-0.67 變?yōu)榱?.07，且具有顯著性;認知偏差到應對方式的路徑系數(shù)為r=-0.83，應對方式到生存質(zhì)量的路徑系數(shù)r=0.90。積極應對和消極應對作為中介變量在認知總分預測生理領域中的解釋率分別為0.29、0.35;在預測心理領域時的解釋率為0.32、0.37;在預測社會領域時的解釋率為0.26、0.32;在預測環(huán)境領域時的解釋率為0.24、0.36。

圖1 應對方式對認知偏差與生活質(zhì)量的中介模型

2.3 宗教的調(diào)節(jié)作用 以認知偏差為自變量，生存質(zhì)量為因變量，應對方式為中介變量，宗教信仰為調(diào)節(jié)變量，構建結構方程模型進行多群組分析。表2 結果所示，Model 5與Model 6(P=0.18)、Model 7(P=0.27)相比，模型并無顯著差異。通過多群組分析，Model 8與Model 9 相比差異顯著(CMIN=4.09，P＜0.05)，與Model 10、Model 11 比較，模型間無顯著差異(NFI＜0.05，IFI＜0.05，RFI＜0.05，TLI＜0.05)，說明宗教在認知偏差與生存質(zhì)量之間起到了調(diào)節(jié)作用，有明確宗教信仰的大學生的認知偏差與生存質(zhì)量之間的路徑系數(shù)(r=-0.60)要顯著高于無宗教信仰的大學生(r=0.14)，而兩組學生在認知偏差與應對方式、應對方式與生存質(zhì)量的路徑系數(shù)間無顯著差別。

表2 中介模型的擬合指數(shù)

3 討論

本研究結果可見，認知偏差與生存質(zhì)量呈顯著負相關，即歪曲認知越多，生存質(zhì)量越差，并且個體越偏向以消極應對的方式解決問題。個體如何理解現(xiàn)實中的經(jīng)驗，以及個體如何將當前事情與過去的記憶相聯(lián)系，都與個體的反應、應對息息相關。這與貝克理論一致，貝克強調(diào)認知過程是心理行為的決定因素，不合理的信念會引起不良的情緒反應，并產(chǎn)生適應不良行為;通過疏導教育可改變患者不合理的信念，達到改變情緒、行為和提高生存質(zhì)量的目的。認知偏差中吸引和排斥的維度體現(xiàn)了個體在人際關系層面的認知(例如受到他人冷遇，注定會不幸)，所以此維度與社會環(huán)境領域的生存質(zhì)量相關很高。認知哲學維度強調(diào)的是個體對自我的評價、看法和態(tài)度(例如快樂更多的是我對自己的態(tài)度，而不是他人對我的感覺)，這些態(tài)度影響著個體的行為方式，影響個體對自我、對社會、對周圍環(huán)境的滿意程度，因此與心理領域生存質(zhì)量高度相關。潛在的假設或圖式是人們評價生活事件、賦予經(jīng)驗事實以特殊意義，以及主宰人們處理事情方式的基礎，是支配人們行為的規(guī)則。正如貝克認知理論所述，功能失調(diào)性態(tài)度［10］，即用否定、歪曲的態(tài)度去看待自身、外部環(huán)境和未來［11］，異常的認知產(chǎn)生了異常的情緒及行為，最終影響個體的生活狀況、生存質(zhì)量。積極的認知風格可以消除焦慮和抑郁的發(fā)生［12-13］，提高生存質(zhì)量水平。

應對方式在認知偏差與生存質(zhì)量關系中發(fā)揮著中介作用。應對方式可以體現(xiàn)個體的素質(zhì)，以及個體的認知評價體系，反映個體的心理發(fā)展成熟的程度。認知偏差影響決策過程，導致不同的應對和行為選擇［14］。認知偏差的人群若選用消極應對的方式解決問題，生存質(zhì)量較弱。應對方式?jīng)Q定了在面對困難時是積極應對還是以回避、退縮的消極方式應對問題，不同的應對方式積極或者消極的影響著生存質(zhì)量［15］。主動性越強、越自信的大學生，越會選擇積極的應對方式面對問題。越積極面對問題、處理問題的大學生，能更好的主導生活，最終提升他們的生存質(zhì)量。應對方式是有針對性的干預措施，以減少個體生存質(zhì)量的惡化［16］。

在認知偏差對于生存質(zhì)量的影響中，宗教信仰起著調(diào)節(jié)作用。有明確宗教信仰的大學生認知偏差程度較弱，更多的是采用積極的人生觀認識負性事件和應激事件，并非通過選用積極的應對方式改善其生存質(zhì)量?？梢娮诮绦叛鍪峭ㄟ^調(diào)節(jié)個體的認知模式提高生存質(zhì)量，這更偏向于前人提出的宗教心理因素模式假說［17］。此外，宗教對人際交往和生活方式所做出的規(guī)范減少了人們認知中不斷選擇所帶來的痛苦，從而降低了焦慮［18］，并且宗教信仰者可能存在降低消極事件應激性的評價策略(如相信生活由某種超能力量控制，認為生活事件是精神成長的機遇等)，使其體驗到更少的威脅性和應激性，從而減少負面的情緒［19］，提高生存質(zhì)量。信仰宗教的人常常因?qū)ι钪蟹N種事件的不滿或憂愁而信仰命運，他們遭遇了更多生活、社會發(fā)展的不滿意［20］，當應激和不可控的事件交由上帝掌控，個體便減少了壓力。這一調(diào)節(jié)作用使得有宗教信仰的群體的生存質(zhì)量本應較無宗教信仰的群體低，然而在改善其認知因素后，生存質(zhì)量的生理領域、社會領域、環(huán)境領域與無宗教信仰群體無顯著差異，在心理領域顯著高于無宗教信仰的群體。同時，信仰宗教的個體在宗教與教友中獲得了精神寄托和依靠，個體社會支持程度提高，進一步提高生活質(zhì)量。這在一定程度上說明信仰宗教對承受能力低、應對能力低個體的生存質(zhì)量水平有積極的作用。

［1］蔣雯雯，李萍，柳建發(fā)，等.寧波市某高校大學生生存質(zhì)量調(diào)查與分析［J］.疾病預防控制通報，2012，27(4):19-20

［2］謝威士.社會支持狀況和大學生生存質(zhì)量的關系［J］.石家莊學院學報，2010，12(3):85-88

［3］董曉梅，王聲湧，池桂波，等.廣州市大學生生存質(zhì)量及其影響因素［J］.中國學校衛(wèi)生，2003，24(3):225-226

［4］舒劍萍，何宏寶，李景玉.大學生生命質(zhì)量調(diào)查［J］.醫(yī)學臨床研究，2002，19(8):401-406

［5］陳昊源，陳沖，陳賢妹，等.長沙市大學生生存質(zhì)量及其影響因素分析［J］.中國健康心理學雜志，2010，18(8):935-937

［6］薛磊，岑晗，黃張軍，等.醫(yī)學生生存質(zhì)量及影響因素分析［J］.中國公共衛(wèi)生，2011，27(4):513-516

［7］楊冬梅.認知心理邏輯視野下大學生心理與行為問題的分析［J］.教育與職業(yè)，2013，97(11):84-85

［8］白東艷，官坤祥，李強，等.廣州市高校大學生生存質(zhì)量及其影響因素研究［J］.中醫(yī)教育，2009，28(2):11-13

［9］趙靜波，解亞寧，侯淑晶，等.軍醫(yī)大學研究生生存質(zhì)量及其影響因素的研究［J］.中國臨床心理學雜志，2005，13(1):48-49

［10］Hankin B L，Lakdawalla Z，Carter I L，et al.Are neuroticism，cognitive vulnerabilities and self-esteem overlapping or distinct risks for depression?Evidence from exploratory and confirmatory factor analyses［J］.Journal of Social and Clinical Psychology，2007，26(1):29-63

［11］鄒濤，姚樹橋.抑郁認知易感性應激模式的研究:起源、發(fā)展和整合［J］.心理科學進展，2006，14(5):762-768

［12］Lothmann C，Holmes E A，Chan S W Y，et al.Cognitive bias modification training in adolescents:Effects on interpretation biases and mood［J］.Journal of Child Psychology and Psychiatry，2011，52(1):24-32

［13］王魯慧，張揚.認知心理教育對改善大學生心理健康及相關因素的實驗研究［J］.中國健康心理學雜志，2008，16(11):1203-1204

［14］Mendl M，Burman O H P，Parker R M A，et al.Cognitive bias as anindicator of animal emotion and welfare:Emerging evidence and underlying mechanisms［J］.Applied Animal Behaviour Science，2009，118(3-4):161-181

［15］Graven L J，Grant J S.Coping and health-related quality of life in individuals with heart failure:An integrative review［J］.Heart ＆Lung:The Journal of Acute and Critical Care，2013，42(3):183-194

［16］Price M A，Bell M L，Sommeijer D W，et al.Physical symptoms，coping styles and quality of life in recurrent ovarian cancer:A prospective population-based study over the last year of life［J］.Gynecologic Oncology，2013，130(1):162-168

［17］梁挺，張小遠.國外宗教與健康關系的研究述評［J］.醫(yī)學與哲學:人文社會醫(yī)學版，2010，21(12):33-35

［18］彭飛，張小遠.宗教與心理健康關系的研究綜述［J］.醫(yī)學與哲學:人文社會醫(yī)學版，2010，21(10):53-55

［19］賴運成，王國強，葉一舵，等.宗教與抑郁的關系及其影響因素和心理社會機制［J］.中國健康心理學雜志，2011，19(4):510-512

［20］宋興川，樂國安.大學生生活滿意度與精神信仰關系的研究［J］.應用心理學，2004，25(4):39-43