(山東師范大學(xué)心理學(xué)院, 濟(jì)南 250014)

1 問(wèn)題提出

抑郁主要指一系列以心境低落為主的情緒問(wèn)題, 包括輕微的消極情緒到嚴(yán)重的情緒障礙, 以悲傷、苦惱、退縮、注意力渙散為主要特征, 重性抑郁患者還表現(xiàn)出失眠、厭食、甚至自殺等軀體癥狀(曹衍淼, 王美萍, 曹叢, 陳光輝, 張文新, 2013)。青少年期是研究抑郁易感性的關(guān)鍵時(shí)期, 這一階段,抑郁的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)迅速增加并接近成人水平(Natsuaki,Biehl, & Ge, 2009)。目前, 揭示抑郁的遺傳與環(huán)境作用機(jī)制已成為富有挑戰(zhàn)性的課題之一, 亦是抑郁預(yù)防與治療中十分具有前景的有效途徑之一。

眾多證據(jù)表明, 母親教養(yǎng)與青少年抑郁的發(fā)生存在緊密關(guān)聯(lián)(Yap, Pilkington, Ryan, & Jorm, 2014)。但即便是同一個(gè)家庭中的兒童青少年對(duì)相同教養(yǎng)行為的感受性也存在差別。近10年間, 越來(lái)越多的研究證據(jù)支持基因與教養(yǎng)間的交互作用(Bakermans-Kranenburg & van Ijzendoorn, 2011)。然而, 這些研究基于“風(fēng)險(xiǎn)基因”的假設(shè), 更加關(guān)注消極教養(yǎng)的不利影響, 忽視了支持性教養(yǎng)的積極作用及其基因的潛在可塑性。本研究將著重考察遺傳基因與支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的交互作用, 并檢驗(yàn)不同的基因–環(huán)境(G×E)交互作用假說(shuō)。

1.1 MAOA基因、母親支持性教養(yǎng)與青少年抑郁

近年來(lái)關(guān)于抑郁的分子遺傳學(xué)研究揭示, MAOA(monoamine oxidase A, 單胺氧化酶A)基因是與抑郁緊密關(guān)聯(lián)的重要候選基因。該基因位于X染色體p11.23-11.4區(qū), 編碼單胺氧化酶 A, 負(fù)責(zé)降解代謝5–羥色胺(5-HT)、多巴胺(DA)、腎上腺素(NE)等單胺類(lèi)神經(jīng)遞質(zhì)。在抑郁發(fā)生機(jī)制的研究中, 抑郁的單胺缺陷假說(shuō)(monoamine deficiency hypothesis)是研究者較為接受的一種理論。該假說(shuō)認(rèn)為5-HT、DA、NE的功能下降是導(dǎo)致抑郁的主要原因, 而這些單胺功能的改變可能源于合成或儲(chǔ)存障礙, 降解增加或受體功能的改變(Belmaker & Agam, 2008)。故而,體內(nèi)的 MAOA酶活性越高, 降解的單胺類(lèi)神經(jīng)遞質(zhì)越多, 個(gè)體越有可能患有抑郁。鑒于此, MAOA基因極有可能通過(guò)編碼單胺代謝酶 MAOA降解這些單胺類(lèi)神經(jīng)遞質(zhì), 從而引發(fā)個(gè)體抑郁的發(fā)生。早期分子遺傳學(xué)研究亦支持該基因與抑郁間的直接關(guān)聯(lián)(Gatt, Burton, Williams, & Schofield, 2015)。既有研究大多選擇MAOA-uVNTR多態(tài)性(位于MAOA基因啟動(dòng)子區(qū)上游1.2Kb處的一個(gè)重要可變串聯(lián)重復(fù)序列)作為該基因的遺傳指標(biāo), 但除此之外, 位于MAOA基因第8外顯子上的rs6323(T941G)多態(tài)性也是一個(gè)重要的功能多態(tài)性。其中, G等位基因轉(zhuǎn)錄的MAOA酶活性較高, 而T等位基因轉(zhuǎn)錄的MAOA酶活性較低(Hotamisligi & Breakefiedl, 1991;Jansson et al., 2005)。高活性G等位基因極有可能通過(guò)編碼高活性的MAOA酶, 加速代謝單胺類(lèi)神經(jīng)遞質(zhì), 從而降低腦內(nèi)單胺遞質(zhì)的水平, 繼而增加個(gè)體罹患抑郁的風(fēng)險(xiǎn)(Larson, Taubitz, & Robinson, 2010)。

近期分子遺傳學(xué)研究更加關(guān)注 MAOA基因與外界環(huán)境對(duì)抑郁的交互作用機(jī)制。例如, 一項(xiàng)對(duì)538名成年被試的研究發(fā)現(xiàn), MAOA基因與兒童期虐待對(duì)被試的重性抑郁存在交互作用, 攜帶高活性MAOA等位基因且遭受兒童期虐待的被試更容易罹患重性抑郁, 但低活性MAOA等位基因攜帶者中,兒童期虐待與重性抑郁間無(wú)顯著關(guān)聯(lián)(Beach et al.,2010)。Comasco等(2011)對(duì)275名孕婦的考察則表明, 攜帶低活性 MAOA等位基因并經(jīng)歷孕期壓力的孕婦具有更高的產(chǎn)后抑郁風(fēng)險(xiǎn)。Eley等(2004)對(duì)377名12～19歲青少年的研究發(fā)現(xiàn), MAOA基因與家庭風(fēng)險(xiǎn)環(huán)境(包括住房緊張、父母生病、失業(yè)等家庭不利事件)對(duì)青少年抑郁無(wú)交互作用。不難發(fā)現(xiàn), 這些G×E研究其結(jié)論仍存在較大分歧, 而且選取的環(huán)境指標(biāo)較為單一, 大多選擇“兒童期虐待”、“壓力或負(fù)性生活事件”等消極環(huán)境。

依據(jù)社會(huì)生態(tài)理論, 家庭在兒童青少年心理功能的塑造中起著十分關(guān)鍵的作用。其中, 母親支持性教養(yǎng)與青少年抑郁的發(fā)生與發(fā)展緊密相關(guān)(McLeod,Weisz, & Wood, 2007; Quach, Epstein, Riley, Falconier,& Fang, 2015; Yap et al., 2014)。如, 母親溫情的缺失增加了青少年的被排斥感和無(wú)助感, 低水平的母親鼓勵(lì)自主則導(dǎo)致青少年形成較差的自我意識(shí), 使其無(wú)法合理地應(yīng)對(duì)壓力或應(yīng)急事件(Bekker & Belt,2006), 繼而導(dǎo)致低水平的自尊和消極的自我圖式(Hipwell et al., 2008)。相反, 高水平的母親支持性教養(yǎng)可通過(guò)幫助青少年建立積極的自我認(rèn)知, 并引導(dǎo)青少年合理地應(yīng)對(duì)、適應(yīng)壓力性事件, 從而緩解青少年抑郁的發(fā)生(McLeod et al., 2007; Yap et al., 2014)。然而, 遺憾地是, 目前尚未有研究探索 MAOA基因與支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的潛在交互作用。

值得注意的是, MAOA基因?yàn)榘閄染色體基因,男性僅攜帶一條等位基因, 表現(xiàn)為G等位基因或T等位基因, 女性攜帶兩條等位基因, 表現(xiàn)為 GG、GT、TT三種基因型, 這提示MAOA基因在表觀遺傳調(diào)控中可能存在性別差異。MAOA基因與抑郁直接關(guān)聯(lián)的性別差異獲得了實(shí)證研究的支持。如Rivera等(2009)對(duì)1228名成年被試的調(diào)查發(fā)現(xiàn), 女性高活性 MAOA基因型攜帶者的抑郁水平顯著較高, 但MAOA基因與男性抑郁無(wú)直接關(guān)聯(lián)。與此一致, 一項(xiàng)對(duì)521名中國(guó)重性抑郁患者和566名健康被試的研究亦顯示, MAOA基因與抑郁僅在女性被試中顯著相關(guān)(張潔旭, 陳彥博, 張克讓, 許琪, 沈巖, 2009)。另一方面, 與男性相比, 女性更加注重人際關(guān)系, 更期待獲取社會(huì)認(rèn)同(Hammen, Brennan,Keenan-Miller, Hazel, & Najman, 2010), 這種對(duì)人際壓力和沖突的敏感性可能使得女性更易受到母親支持性教養(yǎng)等家庭環(huán)境變量的影響(Hipwell et al.,2008)。實(shí)證研究亦顯示, 支持性教養(yǎng)以及家庭沖突等家庭環(huán)境變量與女性抑郁間的聯(lián)系強(qiáng)于男性(Crawford, Cohen, Midlarsky, & Brook, 2001; Kendler& Gardner, 2014)。近期, Nikulina, Widom 和Brzutowicz (2012)則近一步考察了 MAOA基因與兒童期虐待對(duì)抑郁交互作用的性別差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn),那些攜帶高活性 MAOA等位基因且經(jīng)歷兒童期虐待的被試, 其抑郁心境得分較高, 但這一關(guān)系僅存在于女性中。該結(jié)果提示, 性別亦極有可能在MAOA基因與家庭環(huán)境交互效應(yīng)中起調(diào)節(jié)作用,該交互作用與女性抑郁的關(guān)聯(lián)更為密切?；诖?本研究在考察 MAOA基因與母親支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的交互作用時(shí), 亦將探究性別在其中的調(diào)節(jié)作用。

1.2 素質(zhì)壓力假說(shuō)與不同易感性假說(shuō)

理論上而言, MAOA基因與教養(yǎng)間的交互作用可由目前競(jìng)爭(zhēng)較為激烈的兩個(gè)模型來(lái)解釋?zhuān)阂皇撬刭|(zhì)–壓力模型(diathesis-stress model), 二是不同易感性模型(differential susceptibility model)。素質(zhì)–壓力模型認(rèn)為那些攜帶“風(fēng)險(xiǎn)等位基因(risk alleles)”的個(gè)體當(dāng)遭受不利環(huán)境時(shí)更容易產(chǎn)生問(wèn)題行為, 但在良好環(huán)境下, 攜帶不同等位基因的個(gè)體其發(fā)展模式較為相似(Monroe & Simons, 1991; Burmeister,McInnis, & Z?llner, 2008)。依據(jù)該模型, G×E 在形式上表現(xiàn)為按序型(ordinal), 即風(fēng)險(xiǎn)等位基因與非風(fēng)險(xiǎn)等位基因個(gè)體中代表環(huán)境與結(jié)果變量線性關(guān)系的兩條回歸線其交叉點(diǎn)(crossover point)位于或者靠近環(huán)境變量的最大值處(見(jiàn)圖1a)。不同易感性模型則假設(shè)特定等位基因不僅容易受到不利環(huán)境的影響使得個(gè)體產(chǎn)生問(wèn)題行為, 也很有可能受到良好環(huán)境的影響降低個(gè)體產(chǎn)生問(wèn)題行為的機(jī)率(Ellis,Boyce, Belsky, Bakermans-Kranenburg, & van IJzendoorn, 2011)。據(jù)此, 該等位基因?yàn)椤翱伤艿任换?plasticity alleles)”, 能夠使得個(gè)體的發(fā)展“更好或更壞(for better and for worse)” (Belsky et al., 2009)。而且, G×E在形式上表現(xiàn)為交叉式(crossover), 即其交叉點(diǎn)位于或靠近環(huán)境變量的均值處(見(jiàn)圖1b)。

傳統(tǒng)上, 研究者首先采用分層回歸或方差分析檢驗(yàn)是否存在顯著的 G×E交互作用, 繼而分基因組考察不同等位基因組中環(huán)境與結(jié)果變量間的關(guān)系, 并繪制交互作用圖, 以視覺(jué)觀察判定該G×E符合素質(zhì)壓力還是不同易感性假說(shuō)(如, Belsky et al.,2009)。近期, 兩個(gè)獨(dú)立的研究團(tuán)隊(duì)(Roisman et al.,2012; Widaman et al., 2012)分別提出了更為嚴(yán)格的統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)以檢驗(yàn)這兩個(gè)相互競(jìng)爭(zhēng)的理論模型。

Roisman等(2012)指出在傳統(tǒng)研究方法基礎(chǔ)上對(duì)兩模型的檢驗(yàn)還需同時(shí)滿足以下 4個(gè)條件：(1)確定不同基因型亞組(Z)在結(jié)果變量(Y)上存在顯著差異時(shí), 環(huán)境變量(X)的取值區(qū)間, 即 X 的顯著區(qū)間(regions of significance on X, RoS on X)。若僅在環(huán)境變量取值較低時(shí)(應(yīng)對(duì)相對(duì)不利環(huán)境時(shí)), 不同基因型亞組間結(jié)果變量存在顯著差異, 則說(shuō)明該G×E符合素質(zhì)–壓力假說(shuō); 若在環(huán)境變量取值較低與較高時(shí), 結(jié)果變量在不同基因型亞組間均存在顯著差異, 則說(shuō)明該G×E符合不同易感性假說(shuō)。而且, 環(huán)境變量的顯著區(qū)間建議應(yīng)介于

M

±

2 SD

以內(nèi)。(2)檢驗(yàn)PoI (Proportion of Interaction)和PA (Proportion Affect或Percentage Above)指數(shù)以量化交互效應(yīng)。如圖1所示, PoI指數(shù)表示“良好交互效應(yīng)

b

”占全部交互效應(yīng)(“良好交互效應(yīng)

b

”與“較差交互效應(yīng)

w

”的總和)的百分比, 即

b

/(

b

+

w

)。因此, PoI指數(shù)越接近0.50則越支持不同易感性假說(shuō), 越接近 0則越支持素質(zhì)–壓力假說(shuō)。PA指數(shù)表示受到良好交互效應(yīng)影響的被試的百分比, 其數(shù)值需≥16%才能判定符合不同易感性假說(shuō)。(3)需排除變量間的非線性關(guān)系。若僅在“風(fēng)險(xiǎn)等位基因”的個(gè)體中, 環(huán)境變量(X)與結(jié)果變量(Y)間存在二次函數(shù)關(guān)系, 則極有可能將 G×E誤判為符合不同易感性假說(shuō)?？赏ㄟ^(guò)檢驗(yàn)X與ZX對(duì) Y的預(yù)測(cè)是否顯著來(lái)核查變量間的非線性關(guān)系,若顯著(即存在非線性關(guān)系)需進(jìn)一步確定在控制X與ZX后, XZ交互項(xiàng)(即G×E)是否依然顯著。(4)當(dāng)同時(shí)檢驗(yàn)多個(gè)G×E效應(yīng)時(shí), 需控制一類(lèi)錯(cuò)誤率。建議采用順序性 Bonferroni檢驗(yàn)(Benjamini &Hochberg, 1995)對(duì)

p

值進(jìn)行多重矯正(Roisman et al.,2012; Belsky et al., 2015)。

上述探索性方法, 包括傳統(tǒng)的分層回歸、方差分析以及Roisman等提出的RoS方法均需要在考慮各變量主效應(yīng)的前提下, 進(jìn)行多次檢驗(yàn), 削弱了檢驗(yàn) G×E效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力(Belsky, Pluess, &Widaman, 2013)。實(shí)際上, 兩模型對(duì)不同基因型亞組斜率的預(yù)期是一致的, 能夠區(qū)分兩模型的關(guān)鍵在于交叉點(diǎn)的位置。基于這一理念, Widaman等(2012)提出采用再參數(shù)化回歸模型(re-parameterized regression model)檢驗(yàn)G×E交互作用。該驗(yàn)證性方法將交叉點(diǎn)作為模型的一個(gè)參數(shù)進(jìn)行估計(jì), 以提供其點(diǎn)估計(jì)與區(qū)間估計(jì)值, 并通過(guò)模型擬合指數(shù)直接評(píng)估與比較不同 G×E假說(shuō)。若交叉點(diǎn)的點(diǎn)估計(jì)與區(qū)間估計(jì)均落在環(huán)境變量取值范圍內(nèi)時(shí)模型擬合最優(yōu), 則說(shuō)明符合不同易感性假說(shuō); 若點(diǎn)估計(jì)固定在環(huán)境變量的最大值處時(shí)模型擬合最優(yōu), 則說(shuō)明符合素質(zhì)–壓力假說(shuō)。該驗(yàn)證性方法進(jìn)一步將G×E假說(shuō)區(qū)分為“強(qiáng)”/“弱”素質(zhì)–壓力或不同易感性假說(shuō)(Belsky et al., 2013; Hartman, Widaman, & Belsky,2015)。其中, “強(qiáng)”模型假設(shè)那些“非風(fēng)險(xiǎn)/非可塑等位基因”個(gè)體不受環(huán)境的影響, 而“弱”模型則假設(shè)這些個(gè)體亦受環(huán)境的影響, 但程度比“風(fēng)險(xiǎn)/可塑等位基因”個(gè)體要弱。

此外, 既有相關(guān)研究大多基于橫斷設(shè)計(jì), 追蹤研究相對(duì)較為匱乏, 而追蹤設(shè)計(jì)為考察潛在的變量間的因果關(guān)系提供了可能。綜上所述, 本研究擬采用追蹤設(shè)計(jì), 以國(guó)內(nèi)青少年為被試, 考察 MAOA基因 rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的交互作用以及性別在其中的調(diào)節(jié)作用, 以期揭示青少年抑郁的遺傳與環(huán)境交互作用機(jī)制。與此同時(shí), 本研究將同時(shí)采用探索性RoS方法和驗(yàn)證性再參數(shù)化回歸檢驗(yàn) MAOA基因與教養(yǎng)的交互作用是否符合素質(zhì)–壓力或不同易感性假說(shuō)。

圖1 (a)素質(zhì)–壓力G×E假說(shuō); (b)不同易感性G×E假說(shuō)2依據(jù)Belsky及其同事(2013)與Roisman及其同事(2012)的文獻(xiàn)繪制該圖。

2 研究方法

2.1 被試

本研究被試取自國(guó)內(nèi)一項(xiàng)大型追蹤項(xiàng)目。該追蹤項(xiàng)目初始被試為山東省濟(jì)南市14所小學(xué)(6所省級(jí)規(guī)范化小學(xué), 8所普通小學(xué))39個(gè)班級(jí)(每所學(xué)校班級(jí)數(shù)在26到70人之間)的兒童。對(duì)這些兒童自9歲(小學(xué)三年級(jí))開(kāi)始每年進(jìn)行一次追蹤測(cè)評(píng), 至初中時(shí)被試分布在8所初中的92個(gè)班級(jí)中。在本研究中, T1時(shí)間點(diǎn)上被試的平均年齡為12.32 ± 0.49歲(小學(xué)六年級(jí)), T2時(shí)間點(diǎn)(初中三年級(jí))被試的平均年齡為15.10 ± 0.62歲。T1時(shí)測(cè)評(píng)母親教養(yǎng)和青少年抑郁, T2測(cè)評(píng)青少年的MAOA基因及抑郁。鑒于工作量和研究經(jīng)費(fèi)問(wèn)題, 本研究在各學(xué)校以班級(jí)為單位進(jìn)行隨機(jī)抽樣, 抽取其中 1421名被試測(cè)評(píng)其基因型。其中, 93名(6.5%)被試第二次測(cè)評(píng)的抑郁行為缺失, 最終獲得有效被試1328人, 男生679人(51.2%), 女生649人(48.8%)。T1時(shí)母親受教育水平在本科及本科以上者占 33.8%, 本科以下且高中以上者占 52.9%, 高中以下者占 13.3%。父親受教育水平在本科及本科以上者占 46.6%, 本科以下且高中以上者占44.0%, 高中以下者占9.4%。兒童家庭月收入在1000元以下的占2.2%, 1000～3000元之間的占 22.7%, 3000～6000元之間的占 45.7%,6000元以上的占29.4%。特別指出的是, 由于MAOA基因?yàn)榘閄染色體基因, 是否存在X染色體失活仍存爭(zhēng)議(Benjamin, van Bakel, & Craig, 2000; Carrel& Willard, 2005), 因此女性雜合子的活性及其功能仍存在極大的不確定性。參照既有研究(Pickles et al.,2013; Widom & Brzustowicz, 2006), 后續(xù)分析中未包含女性雜合子被試(303人)本研究亦嘗試將女性雜合子被試納入補(bǔ)充分析中, 考察MAOA基因rs6323多態(tài)性與母親溫情/鼓勵(lì)自主對(duì)女青少年抑郁的交互作用。傳統(tǒng)分層回歸分析表明, 即使在納入女性雜合子被試后, rs6323多態(tài)性與溫情以及rs6323多態(tài)性與鼓勵(lì)自主對(duì)女青少年抑郁的交互作用依然顯著(bs≤?0.22, ≤?3.02, < 0.01)。具體而言, 溫情/鼓勵(lì)自主顯著負(fù)向預(yù)測(cè) GG基因型女青少年的抑郁(b≤?0.19, ≤?3.12, < 0.01), 但對(duì) TT 及 GT 基因型女青少年的抑郁均無(wú)顯著預(yù)測(cè)作用(|b|≤0.11, ||≤1.12, > 0.05)。RoS分析各指標(biāo)均顯示, rs6323多態(tài)性與溫情以及rs6323多態(tài)性與鼓勵(lì)自主對(duì)女青少年抑郁的交互作用符合不同易感性假說(shuō);驗(yàn)證性再參數(shù)化回歸亦支持強(qiáng)不同易感性假說(shuō)。。

2.2 施測(cè)程序

首先, 以班級(jí)為單位采用問(wèn)卷法收集青少年的抑郁數(shù)據(jù); 母親支持性教養(yǎng)數(shù)據(jù)經(jīng)由學(xué)校配合以班級(jí)為單位組織母親到校參與問(wèn)卷調(diào)查。每次施測(cè)每個(gè)班級(jí)由2名經(jīng)過(guò)嚴(yán)格培訓(xùn)并具有豐富施測(cè)經(jīng)驗(yàn)的發(fā)展心理學(xué)研究生擔(dān)任主試, 每次施測(cè)過(guò)程約為40 min, 施測(cè)結(jié)束后問(wèn)卷當(dāng)場(chǎng)收回。其次, 以班級(jí)為單位組織學(xué)生, 由經(jīng)過(guò)嚴(yán)格培訓(xùn)的專(zhuān)業(yè)人員和研究生采集青少年的唾液樣品, 主試與青少年人數(shù)比例不小于 1:8, 班內(nèi)所有被試同步進(jìn)行, 時(shí)間約為30 min。提前請(qǐng)班主任通知每一位青少年采樣前30 min勿進(jìn)食、吸煙、飲酒、飲水或嚼口香糖。最后, 由專(zhuān)業(yè)人員進(jìn)行 DNA的提取、純化與分型。所有問(wèn)卷施測(cè)及唾液提取均取得了青少年、青少年家長(zhǎng)及學(xué)校的同意。

2.3 研究工具

2.3.1 抑郁

采用 CDI (Children’s Depression Inventory)量表測(cè)評(píng)青少年的抑郁水平(Kovacs & Staff, 2003)。該量表在抑郁相關(guān)研究(尤其在非臨床樣本)中廣泛應(yīng)用, 具有良好的信效度(Chen, Li, & McGue, 2012)。CDI量表共包含 27個(gè)題目, 要求被試評(píng)價(jià)近兩周內(nèi)的抑郁水平(如“我偶爾不高興”, “我經(jīng)常不高興”,“我總是不高興”), 分別采用0、1、2記分, 計(jì)算被試的抑郁總分, 得分越高, 表明青少年的抑郁水平越高。本研究中T1、T2時(shí)間點(diǎn)青少年抑郁的內(nèi)部一致性系數(shù)(cronbach’s α)分別為 0.89、0.89。

2.3.2 母親支持性教養(yǎng)

采用中文版 CRPR(Child-Rearing Practices Report)問(wèn)卷母親報(bào)告測(cè)評(píng)母親支持性教養(yǎng)行為。該問(wèn)卷具有良好的信效度, 在對(duì)中國(guó)兒童青少年研究中已得到廣泛應(yīng)用(Chen, Bian, Xin, Wang, &Silbereisen, 2010; Chen, Wang, Chen, & Liu, 2002)。依據(jù)文獻(xiàn)資料(Yap et al., 2014; McLeod et al., 2007),本研究選取并測(cè)評(píng)了母親支持性教養(yǎng)的兩個(gè)重要維度“溫情” (例如“我以溫和、親切的態(tài)度和孩子說(shuō)活”, 含4個(gè)項(xiàng)目)及“鼓勵(lì)自主” (例如“我讓我的孩子選擇自己的朋友, 即使我不喜歡”, 含 6個(gè)項(xiàng)目),其內(nèi)部一致性系數(shù)(cronbach’s α)均為 0.70。問(wèn)卷采用 5點(diǎn)記分, 從“完全不符合”到“完全符合”分別記0～4分, 得分越高表明母親在該維度上的教養(yǎng)行為越多。后續(xù)探索性及驗(yàn)證性分析均采用溫情與鼓勵(lì)自主的標(biāo)準(zhǔn)化得分, 其取值范圍分別為?3.94～1.31、–3.46～1.97。

2.3.3 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(SES)由父母文化程度、父母職業(yè)及家庭收入合成。其中父母職業(yè)根據(jù)職業(yè)的專(zhuān)業(yè)技術(shù)性程度將職業(yè)歸為三類(lèi)：“農(nóng)民或下崗失業(yè)人員”、“藍(lán)領(lǐng)”和“專(zhuān)業(yè)或半專(zhuān)業(yè)性人員”, 分別記1～3分。父母受教育水平包括“小學(xué)或小學(xué)以下”、“初中(含初中未畢業(yè))”、“高中或中專(zhuān)(含高中未畢業(yè))”、“大專(zhuān)(含夜大、電大)”、“大學(xué)本科”和“研究生(碩士或博士)”六類(lèi), 每一類(lèi)分別記 1～6分。家庭月收入從“1000元以下”到“8000元以上”每隔1000元?jiǎng)澐譃橐活?lèi), 分別記1～9分。參照有關(guān)研究(范興華, 方曉義, 劉楊, 藺秀云, 袁曉嬌, 2012), 采用因子分析法合成SES指標(biāo)。鑒于SES與青少年抑郁存在顯著關(guān)聯(lián)(Lorant et al., 2007), 本研究中將SES作為控制變量。

2.4 基因檢測(cè)

采用唾液采樣的方式提取青少年DNA樣本。利用Sequenom (San Diego, CA, USA)芯片基質(zhì)輔助激光解吸/電離(MALDI-TOF)質(zhì)譜平臺(tái)對(duì)rs6323多態(tài)性進(jìn)行基因分型。該多態(tài)性的引物為F: ACGTTGGATGTGCACTTAAATGACAGTCCC, R: ACGTTGGATGGATTCAC TTCAGACCAGAGC。MAOA基因rs6323多態(tài)性基因型分布如下：男青少年中G等位基因?yàn)?98人(58.6%), T等位基因?yàn)?81人(41.4%);女青少年中GG基因型為241人(37.1%), GT基因型為303人(46.7%), TT基因型為105人(16.2%), 符合Hardy-Weinberg 平衡定律(χ= 0.35,

df

= 1,

p

> 0.05)。如前所述, 303名女性雜合子被剔除, 不包含在后續(xù)分析中。

2.5 數(shù)據(jù)處理

描述性分析：

采用獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn)考察rs6323多態(tài)性與青少年抑郁及母親支持性教養(yǎng)間的關(guān)系,采用皮爾遜積差相關(guān)考察抑郁與教養(yǎng)間的相關(guān)。

探索性分析

：首先, 采用傳統(tǒng)分層回歸考察rs6323多態(tài)性與母親教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的交互作用,其中母親溫情與鼓勵(lì)自主分別建模。其次, 采用Roisman等(2012)提出的 RoS方法(http://www.yourpersonality.net/interaction/)計(jì)算以下指標(biāo)：(1)教養(yǎng)的顯著區(qū)間(RoS on X); (2)PoI、PA指數(shù); (3)非線性指標(biāo)(X與ZX); (4)采用順序性Bonferroni檢驗(yàn)(Benjamini & Hochberg, 1995)對(duì)

p

值進(jìn)行多重矯正; 依據(jù)這些指標(biāo)判斷rs6323多態(tài)性與教養(yǎng)間的交互作用是否符合素質(zhì)–壓力或不同易感性假說(shuō)。

驗(yàn)證性分析：

采用Widaman等(2012)提出的再參數(shù)化回歸考察 rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的交互作用, 教養(yǎng)兩維度分別建模。模型示例如下：

其中,

Y

為因變量, 具體指青少年 T2抑郁,

GROUP

代表不同基因型亞組,

X

表示母親支持性教養(yǎng),

X

和

X

分別為控制變量 T1抑郁和 SES,

B

為“非風(fēng)險(xiǎn)/非可塑基因型”亞組中母親教養(yǎng)對(duì)青少年 T2抑郁的回歸系數(shù),

B

是“風(fēng)險(xiǎn)/可塑基因型”亞組中母親教養(yǎng)對(duì)青少年 T2抑郁的回歸系數(shù),

B

和

B

分別為控制變量T1抑郁與SES對(duì)青少年T2抑郁的回歸系數(shù),

C

為兩基因型亞組斜率的交叉點(diǎn)。若

C

的點(diǎn)估計(jì)與置信區(qū)間均落在母親教養(yǎng)取值范圍內(nèi)時(shí)模型擬合最優(yōu), 則說(shuō)明 MAOA基因與教養(yǎng)的交互作用為“交叉式”, 符合不同易感假說(shuō)。反之, 若

C

的點(diǎn)估計(jì)限定于母親教養(yǎng)的最大值處時(shí)模型擬合最優(yōu), 則說(shuō)明 MAOA基因與教養(yǎng)的交互作用為“按序型”, 符合素質(zhì)–壓力假說(shuō)。在這兩個(gè)模型中, 如果將

B

限定為0 (即非風(fēng)險(xiǎn)/非可塑基因型亞組不受教養(yǎng)的影響), 則說(shuō)明強(qiáng)素質(zhì)–壓力/強(qiáng)不同易感性模型成立; 若取消這一限定(即非風(fēng)險(xiǎn)/非可塑基因型亞組亦受到教養(yǎng)的影響, 但程度小于風(fēng)險(xiǎn)/可塑基因型亞組), 則說(shuō)明弱素質(zhì)–壓力/弱不同易感性模型成立。為保證結(jié)果準(zhǔn)確性, 本研究同時(shí)采用SAS與R統(tǒng)計(jì)軟件檢驗(yàn)上述模型, 結(jié)果顯示SAS與R的結(jié)果完全一致。此外, 采用AIC (Akaike information criterion)與 BIC (Bayesian information criterion)評(píng)估模型擬合性, 其得分越低則表明模型擬合性越好。

需要說(shuō)明的是, 由于 MAOA基因分布與效應(yīng)上潛在的性別差異, 本研究參照既有研究(Verma et al.,2014; Fan et al., 2010), 將涉及MAOA基因rs6323多態(tài)性的分析均分性別進(jìn)行。

3 結(jié)果分析

3.1 描述性分析

各變量的描述性數(shù)據(jù)見(jiàn)表1。rs6323多態(tài)性與T1、T2抑郁均無(wú)直接關(guān)聯(lián)(T1男孩：

t

(649) = 1.13,

p

>0.05; 女孩：

t

(336) = –0.31,

p

> 0.05; T2 男孩：

t

(637) =0.93,

p

> 0.05; 女孩：

t

(323) = 0.25,

p

> 0.05)。rs6323多態(tài)性與母親溫情(男孩：

t

(667) = 0.16,

p

> 0.05; 女孩：

t

(343) = –0.58,

p

> 0.05)及鼓勵(lì)自主(男孩：

t

(667) =–0.16,

p

> 0.05; 女孩：

t

(343) = –0.92,

p

> 0.05)間亦無(wú)顯著關(guān)聯(lián)。母親溫情、鼓勵(lì)自主與青少年 T1、T2抑郁均存在顯著負(fù)相關(guān)(|

r

|s≥0.10,

ps

< 0.001)。獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn)表明, T1抑郁存在顯著的性別差異,男青少年的抑郁水平顯著高于女青少年(

t

(987) =2.00,

p

< 0.05), T2抑郁無(wú)性別差異(

t

(962) = 1.94,

p

>0.05)。此外, T1抑郁與T2抑郁顯著正相關(guān)(

r

= 0.45,

p

< 0.001), 表明青少年抑郁具有一定的穩(wěn)定性。

3.2 探索性方法考察rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的交互作用

傳統(tǒng)分層回歸(表 2)顯示, 在控制 T1抑郁和SES后, 母親溫情僅負(fù)向預(yù)測(cè)女青少年T2抑郁, 鼓勵(lì)自主與抑郁間的關(guān)系不再顯著。MAOA基因rs6323多態(tài)性對(duì)青少年抑郁不存在直接效應(yīng)。但對(duì)于女青少年而言, rs6323多態(tài)性與溫情以及rs6323多態(tài)性與鼓勵(lì)自主的交互作用均顯著。進(jìn)一步分組回歸表明, 溫情顯著負(fù)向預(yù)測(cè)GG基因型女青少年的抑郁(b = –0.19,

t

= –3.17,

p

< 0.01), 但對(duì)TT基因型女青少年的抑郁預(yù)測(cè)作用并不顯著(b = 0.07,

t

=0.68,

p

> 0.05) (圖2a); 與此相似, 鼓勵(lì)自主顯著負(fù)向預(yù)測(cè)GG基因型女青少年的抑郁(b = –0.19,

t

=–3.25,

p

< 0.01), 但對(duì)TT基因型女青少年抑郁無(wú)預(yù)測(cè)作用(b = 0.11,

t

= 1.13,

p

> 0.05) (圖 2b)。

表1 不同基因型亞組中青少年抑郁與母親支持性教養(yǎng)的描述統(tǒng)計(jì)量M(SD)

表2 青少年抑郁對(duì)MAOA基因rs6323多態(tài)性、母親支持性教養(yǎng)的分層回歸分析

采用 RoS方法檢驗(yàn)上述女青少年中基因與教養(yǎng)間的具體交互模式。如表3和圖2a所示, (1)溫情的顯著區(qū)間下邊界與上邊界分別為–1.33、0.75, 表明對(duì)于女青少年而言, 當(dāng)母親溫情低于–1.33時(shí),GG基因型攜帶者的抑郁水平顯著高于 TT基因型攜帶者, 然而當(dāng)母親溫情高于0.75時(shí), GG基因型攜帶者的抑郁水平顯著低于TT基因型攜帶者。并且, 該顯著區(qū)間介于

M

± 2

SD

及本研究母親溫情的取值范圍內(nèi)。(2) PoI指數(shù)為0.56, 表明良好交互效應(yīng)的百分比為56%, 較差交互效應(yīng)的百分比為44%;PA指數(shù)為 0.55, 表明 55%的女青少年受到良好交互效應(yīng)的影響, 45%的女青少年受到較差交互效應(yīng)的影響。(3) X與ZX對(duì)青少年抑郁的預(yù)測(cè)作用不顯著, 變量間無(wú)非線性關(guān)系。(4)當(dāng)采用順序性Bonferroni檢驗(yàn)(Benjamini & Hochberg, 1995)對(duì)

p

值進(jìn)行多重矯正后, 上述交互作用依然顯著。綜上,各指標(biāo)均顯示 rs6323多態(tài)性與溫情對(duì)女青少年抑郁的交互作用符合不同易感性假說(shuō), GG基因型對(duì)母親溫情更加敏感。

表3 RoS方法檢驗(yàn)rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁交互作用的各統(tǒng)計(jì)指標(biāo)

圖2 探索性分析中MAOA基因rs6323多態(tài)性與母親教養(yǎng)對(duì)女青少年抑郁的交互作用圖

如表3和圖2b所示, (1)鼓勵(lì)自主的顯著區(qū)間下邊界與上邊界分別為–1.01、0.77, 表明當(dāng)母親的鼓勵(lì)自主水平低于–1.01時(shí), GG基因型女青少年的抑郁水平顯著高于 TT基因型女青少年, 然而當(dāng)母親的鼓勵(lì)自主水平高于0.77時(shí), GG基因型女青少年的抑郁水平顯著低于TT基因型女青少年。該顯著區(qū)間介于

M

± 2

SD

及本研究鼓勵(lì)自主的取值范圍內(nèi)。(2) PoI指數(shù)接近0.50, PA指數(shù)大于16%。(3)變量間無(wú)非線性關(guān)系, X與ZX對(duì)青少年抑郁的預(yù)測(cè)作用不顯著。(4)rs6323多態(tài)性與鼓勵(lì)自主對(duì)女青少年抑郁的交互作用在進(jìn)行多重矯正后依然顯著。簡(jiǎn)言之, 上述證據(jù)均顯示rs6323多態(tài)性與母親鼓勵(lì)自主對(duì)女青少年抑郁的交互作用亦符合不同易感性假說(shuō), GG基因型更易受母親鼓勵(lì)自主的影響。

3.3 驗(yàn)證性方法考察rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的交互作用

依據(jù)探索性結(jié)果, 我們假設(shè)GG基因型/G等位基因?yàn)椤帮L(fēng)險(xiǎn)/可塑”等位基因/基因型, TT基因型/T等位基因?yàn)椤胺秋L(fēng)險(xiǎn)/非可塑”等位基因/基因型。建構(gòu)再參數(shù)化回歸模型考察 rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的交互作用, 并檢驗(yàn)強(qiáng)/弱素質(zhì)–壓力與不同易感性假說(shuō)。

rs6323多態(tài)性與母親溫情對(duì)青少年抑郁的交互作用結(jié)果詳見(jiàn)表 4。強(qiáng)不同易感性模型(模型 a)假設(shè)攜帶可塑基因型的青少年易受母親溫情的影響, 但不攜帶可塑基因型的青少年不受母親溫情的影響。對(duì)于女青少年而言, 模型a總體模型顯著(

R

=0.21,

p

< 0.001), 具體各指標(biāo)如下：(1)在限定

B

= 0(即限定TT基因型不受母親溫情的影響)的情況下,母親溫情顯著負(fù)向預(yù)測(cè)GG基因型女青少年的抑郁(

B

= –1.34,

SE

= 0.41,

t

= –3.26,

p

< 0.01), 表明rs6323多態(tài)性與母親溫情對(duì)女青少年抑郁存在顯著交互作用; (2)交叉點(diǎn)

C

的點(diǎn)估計(jì)接近母親溫情均數(shù)(

M

= 0), 且其95%置信區(qū)間位于溫情的取值范圍內(nèi)。上述證據(jù)均表明強(qiáng)不同易感性假說(shuō)擬合良好。然而, 在判定rs6323多態(tài)性與母親溫情交互作用符合強(qiáng)不同易感性模型(模型a)之前, 仍需通過(guò)

F

檢驗(yàn)與AIC、BIC值判斷模型a是否比其他模型(b、c、d)的擬合性更好。在模型a的基礎(chǔ)上, 取消

B

=0的限定即得到模型b (弱不同易感性模型)。將模型a中的交叉點(diǎn)

C

限定于母親溫情的最大值處(

C

=1.31), 即得到模型 c (強(qiáng)素質(zhì)–壓力模型)。鑒于此,模型b、c與模型a之間存在嵌套關(guān)系, 可以直接通過(guò)

F

檢驗(yàn)比較增加或減少一個(gè)估計(jì)參數(shù)時(shí), 模型b、c解釋的變異量(

R

)是否比模型 a有顯著的增加或減少。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 盡管模型b比模型a增加一個(gè)估計(jì)參數(shù), 模型b并沒(méi)有導(dǎo)致變異量的顯著增加(

△R

=0.00,

p

> 0.05), 因此無(wú)法拒絕模型a; 模型a比模型c增加了一個(gè)估計(jì)參數(shù), 其

△R

顯著增加(

△R

= 0.02,

p

< 0.05), 因此拒絕模型c, 選擇模型a。此外, 在模型c的基礎(chǔ)上取消

B

= 0的限定即得到模型d (弱素質(zhì)–壓力模型)。因?yàn)槟Ｐ蚫與a擁有相同的估計(jì)參數(shù)、無(wú)嵌套關(guān)系, 所以兩模型無(wú)法通過(guò)

F

檢驗(yàn)進(jìn)行比較, 但模型d的AIC和BIC值均大于模型a, 因此拒絕模型 d。綜上, 模型 a相比其他模型其擬合性更好。換言之, MAOA基因rs6323多態(tài)性與母親溫情對(duì)女青少年抑郁的交互作用符合強(qiáng)不同易感性模型(圖 3a)。

表4 MAOA基因rs6323多態(tài)性與母親溫情對(duì)青少年抑郁交互作用的再參數(shù)化回歸模型檢驗(yàn)

rs6323多態(tài)性與母親鼓勵(lì)自主對(duì)青少年抑郁的交互作用結(jié)果詳見(jiàn)表 5。對(duì)于女青少年而言, 模型a (強(qiáng)不同易感性假說(shuō))擬合良好(

R

= 0.20,

p

<0.001)：(1)在限定

B

= 0 (即限定TT基因型不受鼓勵(lì)自主的影響)時(shí), 母親鼓勵(lì)自主顯著負(fù)向預(yù)測(cè)GG基因型女青少年的抑郁(

B

= –1.29,

SE

= 0.40,

t

=–3.22,

p

< 0.01), 表明rs6323多態(tài)性與母親鼓勵(lì)自主間的交互作用顯著; (2)交叉點(diǎn)

C

的點(diǎn)估計(jì)與95%置信區(qū)間位于母親鼓勵(lì)自主的取值范圍內(nèi)。

F

檢驗(yàn)顯示模型 b解釋的變異量并沒(méi)有顯著高于模型 a(

△R

= 0.01,

p

> 0.05), 所以無(wú)法拒絕模型a; 但模型a解釋的變異量顯著高于模型c (

△R

= 0.01,

p

<0.05), 所以拒絕模型c, 選擇模型a。模型a的AIC、BIC值均小于模型d, 因此拒絕模型d, 并且模型a的BIC值是4個(gè)模型中最小的。綜上, 各參數(shù)均表明, MAOA基因rs6323多態(tài)性與母親鼓勵(lì)自主對(duì)女青少年抑郁的交互作用符合強(qiáng)不同易感性假說(shuō), GG基因型對(duì)母親鼓勵(lì)自主更加敏感(圖3b)。對(duì)于男青少年而言, rs6323多態(tài)性與教養(yǎng)對(duì)男青少年的抑郁無(wú)顯著交互作用, 兩等位基因亞組中母親溫情/鼓勵(lì)自主對(duì)青少年抑郁的預(yù)測(cè)作用在4個(gè)模型中均不顯著(|

B

|

s

≤0.74,

ps

> 0.05; |

B

|

s

≤0.18,

ps

> 0.05) (表 4與表 5)。

表5 MAOA基因rs6323多態(tài)性與母親鼓勵(lì)自主對(duì)青少年抑郁交互作用的再參數(shù)化回歸模型檢驗(yàn)

圖3 驗(yàn)證性分析中rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)對(duì)女青少年抑郁的交互作用圖

4 討論

本研究以正常兒童青少年為被試, 旨在考查MAOA基因 rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的交互作用以及性別在其中的調(diào)節(jié)作用,并檢驗(yàn)該交互作用是否符合不同易感性或素質(zhì)–壓力假說(shuō)。結(jié)果顯示, rs6323多態(tài)性與母親溫情及鼓勵(lì)自主均顯著交互作用于女青少年的抑郁, 母親溫情與鼓勵(lì)自主顯著負(fù)向預(yù)測(cè)GG基因型女青少年的抑郁, 但對(duì) TT基因型女青少年抑郁無(wú)預(yù)測(cè)作用。對(duì)于男青少年而言, MAOA基因rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)間不存在顯著的交互作用。

上述結(jié)果表明, 相比低活性 TT基因型, 高活性GG基因型對(duì)母親支持性教養(yǎng)更為敏感。盡管目前尚未有資料具體闡明其作用機(jī)制, 但這一結(jié)果得到了部分與情緒加工相關(guān)的研究證據(jù)的支持。如一項(xiàng)對(duì)72名抑郁患者和70名正常健康被試的fMRI研究顯示, 與低活性 MAOA等位基因患者以及正常健康被試相比, 高活性 MAOA等位基因抑郁患者在識(shí)別消極情緒時(shí)其大腦右側(cè)前額葉中回與左側(cè)前額葉下回激活程度顯著增高(Gong et al.,2013)。Larson等(2010)對(duì)97名女性的研究亦發(fā)現(xiàn),高活性GG基因型女性對(duì)令人不悅的情緒圖片有持續(xù)的眨眼反應(yīng), 而低活性 TT基因型女性則表現(xiàn)出更快的情緒恢復(fù)性, 不易受不悅情緒的持續(xù)影響。鑒于此, 我們推測(cè)高活性GG基因型可能通過(guò)誘發(fā)情緒相關(guān)腦區(qū)及神經(jīng)生理上的過(guò)度激活, 使其攜帶者更易捕獲不利環(huán)境(如低水平的母親支持性教養(yǎng))中的消極情緒及信息, 更難以調(diào)節(jié)這些消極線索,從而增加了抑郁風(fēng)險(xiǎn)。此外有證據(jù)顯示, 情緒相關(guān)腦區(qū)的顯著激活對(duì)環(huán)境中的正效價(jià)情緒線索亦十分敏感(Juruena et al., 2010; Killgore & Yurgelun-Todd,2004)。因而, 當(dāng)面臨高水平的支持性教養(yǎng)時(shí), 情緒腦區(qū)的調(diào)節(jié)亦有可能使得這些個(gè)體易于捕獲其中的積極情緒線索, 從而降低抑郁風(fēng)險(xiǎn), 綜合表現(xiàn)為對(duì)外界有利與不利環(huán)境均更為敏感。未來(lái)仍需“基因—腦—抑郁”的直接研究來(lái)驗(yàn)證這一推測(cè)。

本研究結(jié)果顯示, rs6323多態(tài)性與母親教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的交互作用存在性別差異, 具體表現(xiàn)為上述交互作用僅存在于女青少年中, 這一研究結(jié)果與既有研究一致(Nikulina et al., 2012)。來(lái)自定量行為遺傳學(xué)的證據(jù)顯示, 女性重性抑郁的遺傳力顯著高于男性(Jacobson & Rowe, 1999)。此外, 在諸如恐慌癥等情緒障礙中亦發(fā)現(xiàn)與此相似的性別模式(Reif et al., 2012)。其性別差異的產(chǎn)生可能存在以下幾種原因：(1)性激素對(duì)個(gè)體抑郁的影響存在性別差異。青春期階段, 女青少年雌激素迅速增加, 內(nèi)穩(wěn)態(tài)發(fā)生紊亂, 這一改變會(huì)擾亂 5-HT的合成從而引發(fā)情緒障礙(Halbreich & Kahn, 2001)。一項(xiàng)對(duì)465名女青少年的研究亦顯示, 青春期階段雌激素水平的升高與女青少年的抑郁發(fā)生率顯著相關(guān)(Angold,Costello, Farmer, Burns, & Erkanl, 1999); (2)不同性別對(duì)不同環(huán)境類(lèi)型的敏感性存在差異(曹衍淼等,2013)。研究顯示, 女性對(duì)家庭環(huán)境變量尤其是家庭氛圍與人際關(guān)系更為敏感(Hammen et al., 2010),而男性則對(duì)諸如社區(qū)環(huán)境等宏觀社會(huì)環(huán)境更為敏感(Uddin et al., 2010)。

本研究的第二個(gè)目的即在于采用新興的探索性及驗(yàn)證性方法考察基因與教養(yǎng)間的交互作用是否符合素質(zhì)–壓力或不同易感性假說(shuō)。在傳統(tǒng)分層回歸的基礎(chǔ)上, 首先采用RoS方法嚴(yán)格檢驗(yàn)上述交互作用具體模式, 各指標(biāo)均顯示支持不同易感性假說(shuō), 如母親溫情與鼓勵(lì)自主的顯著區(qū)間均介于

M

±2

SD

以及本研究母親教養(yǎng)的取值范圍內(nèi), PoI指數(shù)接近50%, PA指數(shù)大于16%, 變量間無(wú)非線性關(guān)系,控制一類(lèi)錯(cuò)誤率后G×E交互作用依然顯著。其次,采用驗(yàn)證性方法直接評(píng)估、比較不同模型擬合性,各指標(biāo)亦支持強(qiáng)不同易感性假說(shuō), 如僅在攜帶 GG基因型的女青少年中, 母親溫情/鼓勵(lì)自主對(duì)抑郁的負(fù)向預(yù)測(cè)作用顯著, 交叉點(diǎn)

C

的點(diǎn)估計(jì)與區(qū)間估計(jì)均位于母親支持性教養(yǎng)的取值范圍內(nèi), 并且

F

檢驗(yàn)與AIC、BIC值顯示強(qiáng)不同易感性假說(shuō)的模型擬合性優(yōu)于其他各假說(shuō)模型。

相比傳統(tǒng)探索 G×E假說(shuō)的方法, 上述新興方法具有優(yōu)勢(shì)。一方面, RoS與驗(yàn)證性方法提出了能夠判定兩模型G×E假說(shuō)的具體、明確的統(tǒng)計(jì)指標(biāo),相比傳統(tǒng)方法更為嚴(yán)格, 而傳統(tǒng)方法通過(guò)繪制交互作用圖, 以視覺(jué)觀察進(jìn)行判定, 極有可能發(fā)生誤判;另一方面驗(yàn)證性方法無(wú)需多次檢驗(yàn), 能夠直接評(píng)估與比較各假說(shuō), 最大化檢驗(yàn) G×E交互作用的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力, 而傳統(tǒng)方法則需要多次檢驗(yàn), 首先需進(jìn)行囊括主效應(yīng)在內(nèi)的分層回歸或方差分析, 進(jìn)而需分基因組考察不同等位基因亞組中環(huán)境變量與結(jié)果變量間的關(guān)系 (Belsky et al., 2013)。

從素質(zhì)–壓力到不同易感性轉(zhuǎn)變了我們看待遺傳基因的視角。依據(jù)素質(zhì)–壓力假說(shuō), 某些特定等位基因被認(rèn)為是“不良遺傳素質(zhì)”、“風(fēng)險(xiǎn)等位基因”,這些等位基因?qū)€(gè)體發(fā)展似乎只存在不利影響。不同易感性假說(shuō)則更強(qiáng)調(diào)這些特定等位基因是以對(duì)外界有利或不利環(huán)境均更為敏感的“可塑等位基因”模式發(fā)揮作用。從理論意義上而言, 不同易感性的提出根植于進(jìn)化的觀點(diǎn), 即在不斷變化、不可預(yù)測(cè)的環(huán)境中, 唯有投資的多樣性才能更好地促進(jìn)基因的傳遞。也就是說(shuō), 后代個(gè)體間對(duì)環(huán)境的敏感性不同。具體而言, 由于未來(lái)是不可確定的, 先代父母不知道何種養(yǎng)育策略能夠使其生殖適應(yīng)性(reproductive fitness, 生存和繁殖的能力)最大化。為了防止所有的兒童當(dāng)經(jīng)歷某一相同教養(yǎng)時(shí)均無(wú)意地按照同一災(zāi)難性的軌跡發(fā)展, 即使是一個(gè)家庭中的兒童亦適應(yīng)性地發(fā)展出對(duì)相同教養(yǎng)策略的不同敏感性(Belsky & Pluess, 2009)。從實(shí)踐角度而言,依據(jù)不同易感性假說(shuō), 確定攜帶敏感基因型的目標(biāo)個(gè)體, 有針對(duì)性地進(jìn)行教養(yǎng)策略的預(yù)防與矯正, 或許能夠使得干預(yù)與目標(biāo)家庭達(dá)到最佳擬合, 更有效地利用資源(Bakermans-Kranenburg & van IJzendoorn,2011)。但這并不意味著我們應(yīng)取消那些不攜帶敏感基因型個(gè)體的干預(yù)資格。一方面, 從公平性角度考慮, 研究者無(wú)權(quán)對(duì)具有同樣需求的個(gè)體取消干預(yù);另一方面, 這些個(gè)體可能對(duì)目前嘗試的教養(yǎng)干預(yù)策略有較少的反應(yīng), 需要其他類(lèi)型的干預(yù)措施。例如,有研究發(fā)現(xiàn), 對(duì)父母教養(yǎng)策略的有效干預(yù)僅能夠顯著減少 DRD4-7R等位基因兒童的外化行為, 然而對(duì)不攜帶 DRD4-7R等位基因的兒童而言, 父母教養(yǎng)的改善對(duì)其外化行為的減少并無(wú)效果(Bakermans-Kranenburg, van IJzendoorn, Pijlman, Mesman, &Juffer, 2008)。因此, 不同易感性可能導(dǎo)致了不同兒童青少年間差別性的干預(yù)以及因此帶來(lái)的更富有成效的干預(yù)效果。

此外, 本研究結(jié)果顯示, T1時(shí)間點(diǎn)(六年級(jí))男青少年的抑郁水平顯著高于女青少年, T2時(shí)間點(diǎn)(九年級(jí))青少年抑郁水平無(wú)性別差異。這一結(jié)果與國(guó)外元分析部分一致：8～12歲間, 男生抑郁得分高于女生, 但自13歲始, 女生抑郁得分則顯著高于男生(Twenge & Nolen-Hoeksema, 2002)。然而, 中國(guó)青少年抑郁水平是否存在性別差異仍存爭(zhēng)議, Chen等(2012)以780對(duì)11～17歲雙生子為被試的研究未發(fā)現(xiàn)顯著的性別差異, 同時(shí)亦有研究表明女青少年抑郁水平高于男青少年(Greenberger, Chen, Tally, &Dong, 2000), 或男青少年抑郁水平高于女青少年(Hong et al., 2009)。未來(lái)研究仍需探索青少年抑郁的性別差異模式以及內(nèi)在原因。

綜上, 據(jù)我們所知, 本研究是首篇考察MAOA基因 rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁交互作用的研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn), rs6323多態(tài)性與母親溫情及鼓勵(lì)自主均顯著交互作用于女青少年的抑郁, 而且上述 G×E交互作用符合不同易感性模型“可塑基因”的觀點(diǎn)。本研究一方面揭示了rs6323多態(tài)性與外界環(huán)境對(duì)青少年抑郁的交互作用模式,推進(jìn)了抑郁遺傳機(jī)制的研究; 另一方面采用探索性RoS與驗(yàn)證性方法檢驗(yàn)不同G×E假說(shuō), 具有方法學(xué)的優(yōu)勢(shì), 并為不同易感性模型提供了新的研究證據(jù)。然而, 本研究亦存在以下缺陷：(1)僅考察了青少年的主要撫養(yǎng)人母親的教養(yǎng)行為與 MAOA基因間的交互作用, 忽視了父親教養(yǎng)在青少年發(fā)展中的重要作用; (2)未考察MAOA基因與其他基因間的潛在交互作用。例如COMT (catechol-O-methyltransferase,兒茶酚胺氧位甲基轉(zhuǎn)移酶)基因與MAOA基因均為多巴胺系統(tǒng)基因, 共同負(fù)責(zé)DA與5-HT的降解, 鑒于此, COMT與MAOA基因間極有可能協(xié)同與外界環(huán)境交互調(diào)節(jié)青少年的抑郁水平。未來(lái)研究我們將著力彌補(bǔ)這些不足之處。

5 結(jié)論

本研究得出以下結(jié)論：

(1) MAOA基因rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)交互作用于青少年的抑郁, 母親支持性教養(yǎng)負(fù)向預(yù)測(cè)GG基因型青少年的抑郁, 但對(duì)TT基因型青少年抑郁無(wú)顯著預(yù)測(cè)作用。

(2) MAOA基因rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)對(duì)青少年抑郁的交互效應(yīng)存在性別差異, 上述交互效應(yīng)僅作用于女青少年。

(3) 新興的RoS方法及再參數(shù)化回歸分析均表明,rs6323多態(tài)性與母親支持性教養(yǎng)對(duì)女青少年抑郁的交互作用符合不同易感性假說(shuō), GG純合子對(duì)母親支持性教養(yǎng)更為敏感。

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