田欣卉，張珊珊

(1. 白城師范學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院家庭教育研究中心，吉林 白城 137000； 2. 沈陽師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，遼寧 沈陽 110034)

據(jù)世界衛(wèi)生組織(WHO)統(tǒng)計，從2005年至2015年，全球抑郁患者人數(shù)增加近18%，全世界約有4.4%人口正被抑郁癥困擾[1].在健康中國行動背景下，2020年9月11日，國家衛(wèi)健委印發(fā)《探索抑郁癥防治特色服務(wù)工作方案》.《方案》指出大學(xué)生是抑郁癥的重點防治人群，需要加大干預(yù)力度來防范該群體抑郁癥的產(chǎn)生.有相關(guān)實證調(diào)查表明，大學(xué)生抑郁癥的檢出率高達(dá)24.71%[2]，且抑郁與自殺意念、自殺行為等危險變量密切相關(guān)[3].可見，探討大學(xué)生抑郁形成機(jī)制顯得尤為必要.影響大學(xué)生抑郁的因素比較復(fù)雜，大致可分為個體因素(人格、認(rèn)知方式、心理資源)、環(huán)境因素(壓力、負(fù)性生活經(jīng)歷)及人際因素(親子關(guān)系、同伴壓力)等[4-6].目前，國內(nèi)鮮有研究將社會排斥這一人際壓力變量與個體內(nèi)在積極心理變量相結(jié)合，共同考察對大學(xué)生抑郁的影響.因此，本研究擬探討社會排斥對大學(xué)生抑郁的影響以及正念、交往焦慮在兩者間的作用機(jī)制.

1 研究假設(shè)的提出

1.1 社會排斥與抑郁

社會排斥(social exclusion)是指被個體或群體拒絕或忽視的現(xiàn)象，它普遍存在于社會人際交往中，是一種消極的人際交往經(jīng)歷[7]，也是被邊緣或被隔離的結(jié)果.以往研究表明，社會排斥會引起個體孤獨感、焦慮感等一系列消極情緒體驗[8].依據(jù)抑郁的社會認(rèn)知理論觀點，抑郁也是環(huán)境因素與個體因素相互作用而產(chǎn)生的結(jié)果.其中，環(huán)境因素是指引發(fā)個體抑郁的外界社會環(huán)境，具體來說，包括人際壓力、負(fù)性經(jīng)歷、應(yīng)激事件等一系列誘因.而社會排斥作為一種環(huán)境變量，也可以引發(fā)大學(xué)生抑郁的產(chǎn)生.對大學(xué)生而言，社會排斥是發(fā)生在校園情境中的一種人際拒絕、人際忽視現(xiàn)象.依據(jù)個體精神障礙的生物-心理-社會模型，社會排斥又是促使個體抑郁產(chǎn)生的社會因素.Gilboa-Schechtman等研究發(fā)現(xiàn)，社會排斥能夠威脅大學(xué)生的集體歸屬感[9].進(jìn)一步研究也指出，社會排斥除了能夠降低個體歸屬感外，還間接誘發(fā)抑郁的產(chǎn)生.國內(nèi)相關(guān)研究也表明，大學(xué)生遭受社會排斥的程度越高，其自我控制能力越弱，產(chǎn)生抑郁的可能性就越大[10].因此，本研究提出假設(shè)1：社會排斥對抑郁有顯著正向預(yù)測作用.

1.2 正念、交往焦慮與抑郁

正念(mindfulness)是個體對當(dāng)下體驗完全保持覺知的一種心理狀態(tài)，能夠使個體持續(xù)認(rèn)識自己內(nèi)心[11].正念作為積極的人格品質(zhì)，與個體情緒狀態(tài)、心理健康等方面密切相關(guān).首先，正念能夠促進(jìn)個體樂觀情緒發(fā)展，幫助個體在逆境中恢復(fù)積極心態(tài)，是一種積極的心理資源.其次，正念應(yīng)對模型理論認(rèn)為，面對威脅、傷害事件時，正念能夠讓個體重新評價這些消極事件，對其產(chǎn)生合理解釋，并運用積極態(tài)度與行為應(yīng)對消極事件[12].所以，正念作為保護(hù)因素對抑郁有防御性作用[13].相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)，正念與抑郁之間存在顯著負(fù)相關(guān)[14].因此，本研究提出假設(shè)2：正念在社會排斥與抑郁之間起中介作用.

交往焦慮(communication anxiety)是在人際交往過程中，個體所表現(xiàn)出來的憂慮、緊張或恐懼的情緒反應(yīng)及回避行為[15]，可以使個體無法與他人建立正常人際關(guān)系.根據(jù)社交焦慮理論，在社會情境中，個體認(rèn)知到的威脅性線索，是產(chǎn)生社交焦慮的重要原因[16].Stewart等研究指出，交往焦慮與抑郁之間存在正相關(guān)，且交往焦慮對抑郁具有顯著預(yù)測作用[17].因此，本研究提出假設(shè)3：交往焦慮在社會排斥與抑郁之間起中介作用.

圖1 研究假設(shè)模型Fig.1 Model of research hypothesis

1.3 社會排斥與正念、交往焦慮

由于社會排斥是個體被邊緣化或隔離化的結(jié)果，會讓個體缺失歸屬感，阻礙個體與他人建立良好的人際關(guān)系，并對人際交往感到緊張、焦慮，因而，社會排斥與正念可能呈現(xiàn)負(fù)相關(guān).以往研究也證實，正念能夠緩解個體在負(fù)性生活經(jīng)歷中形成的消極后效[18].另一方面，正念可以正向作用于積極情緒，使個體形成積極的行為調(diào)節(jié)模式，對消極情緒起到抑制作用.相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)，正念與交往焦慮存在顯著的負(fù)相關(guān)[19].綜上，本研究認(rèn)為，正念對交往焦慮產(chǎn)生負(fù)向的預(yù)測作用.因此，本研究提出假設(shè)4：正念和交往焦慮在社會排斥與抑郁的關(guān)系中起到鏈?zhǔn)街薪樽饔?具體假設(shè)模型見圖1.

2 研究方法

2.1 研究對象

在遼寧省、吉林省3所師范類院校采用分層隨機(jī)抽樣法，分別在不同年級隨機(jī)抽取2個班，以班級為單位進(jìn)行集體施測.共發(fā)放問卷914份，刪除未答完、規(guī)律作答等無效問卷，回收有效問卷836份，有效率93.82%.其中，男生270人，女生566人；獨生子女392人，非獨生子女444人；農(nóng)村學(xué)生351人，城市學(xué)生485人；一年級185人，二年級265人，三年級284人，四年級102人.被試年齡18～23歲.

2.2 研究工具

2.2.1 大學(xué)生社會排斥問卷(social exclusion scale，SES)

該問卷由吳惠君等[20]編制，共由19個題項構(gòu)成，包含直接排斥和間接排斥2個維度.采用Likert五級評分(“1”代表“從不”，“5”代表“總是”)，得分越高表明遭受社會排斥程度越強(qiáng).本研究中該問卷的Cronbach’sα系數(shù)為0.94.

2.2.2 交往焦慮問卷(communication anxiousness scale，IAS)

該問卷由Leary編制，共由15個題項構(gòu)成[21].采用Likert五級評分(“1”代表“完全不符合”，“5”代表“完全符合”)，得分越高表明交往焦慮程度越高.本研究中該問卷的Cronbach’sα系數(shù)為0.84.

2.2.3 五因素正念量表(five facet mindfulness questionnaire，F(xiàn)FMQ)

該量表由Baer等[22]編制，Deng等[23]修訂，共39個題項，包括觀察、有覺知地行動、描述、不反應(yīng)和不判斷5個維度.采用Likert五級評分(“1”代表“一點也不符合”，“5”代表“完全符合”)，得分越高表明正念水平越高.本研究中該量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.94.

2.2.4 流調(diào)中心用抑郁量表(center for epidemiologic studies depression scale，CES-D)

該量表由Radloff[24]編制，由 20 個題項構(gòu)成，包括抑郁情緒、積極情緒、軀體癥狀與活動遲滯、人際關(guān)系4個維度.采用四級評分，所有題項按照從“0”代表“偶爾這樣”到“3”代表“大多數(shù)這樣”計分，得分越高表明抑郁程度越高，得分大于16分者被篩選為有抑郁危險者.本研究中該量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.84.

2.3 質(zhì)量控制

測量前，主試先向?qū)W生征求意見，得到被試同意后，再向被試發(fā)放調(diào)查問卷.采用匿名的方式進(jìn)行調(diào)查，當(dāng)場填寫問卷并收回.整理問卷時，刪除未答完的問卷、規(guī)律作答的問卷，然后對問卷進(jìn)行編碼，將問卷數(shù)據(jù)輸入SPSS軟件中.

2.4 統(tǒng)計分析

采用SPSS22.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，主要運用獨立樣本t檢驗、F檢驗、相關(guān)分析、信度分析及共同方法偏差檢驗等統(tǒng)計分析方法.采用Amos22.0進(jìn)行中介分析，并用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap方法估計中介及置信區(qū)間.檢驗水準(zhǔn)α=0.05.

2.5 共同方法偏差的控制

采用Harman單因素檢驗數(shù)據(jù)是否存在共同方法偏差.將所有量表的題目做未經(jīng)過旋轉(zhuǎn)的主成分分析，提取出特征根大于1的因子18個，且第一個因子的方差解釋率為23.16%，低于40%的臨界值標(biāo)準(zhǔn).因此，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差.

3 結(jié)果分析

3.1 大學(xué)生社會排斥、正念、交往焦慮和抑郁的人口學(xué)差異

本研究結(jié)果(表1)顯示，不同年級的大學(xué)生在交往焦慮上的得分差異存在統(tǒng)計學(xué)意義，具體表現(xiàn)為大一>大四>大二>大三(P<0.05).獨生子女交往焦慮得分顯著低于非獨生子女得分(P<0.01)，獨生子女抑郁得分顯著低于非獨生子女得分(P<0.05)，其他均不存在顯著差異.

表1 大學(xué)生社會排斥、正念、交往焦慮與抑郁的人口學(xué)差異Tab.1 The demography differences of social exclusion, mindfulness, communication anxiety and depression in college students

續(xù)表1

3.2 社會排斥、正念、交往焦慮與抑郁的相關(guān)分析

如表2所示，社會排斥與交往焦慮、抑郁呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，而與正念呈顯著負(fù)相關(guān)(P<0.001)；交往焦慮與正念呈顯著負(fù)相關(guān)，而與抑郁呈顯著正相關(guān)(P<0.001)；正念與抑郁呈顯著負(fù)相關(guān)(P<0.001).

表2 大學(xué)生社會排斥、正念、交往焦慮與抑郁間相關(guān)矩陣Tab.2 The correlation of social exclusion, mindfulness, communication anxiety and depression

3.3 正念和交往焦慮的中介效應(yīng)分析

由于社會排斥包括直接社會排斥和間接社會排斥兩個維度，因此，本研究先整合考察直接社會排斥和間接社會排斥對抑郁的影響作用機(jī)制.根據(jù)吳艷等[25]的觀點，按照項目-結(jié)構(gòu)平衡法進(jìn)行項目打包，分別將直接社會排斥和間接社會排斥分量表劃分為2個項目.再根據(jù)溫忠麟等[26]提出的中介分析程序，檢驗直接社會排斥、間接社會排斥對抑郁的直接效應(yīng).結(jié)果顯示，直接社會排斥對抑郁的路徑系數(shù)顯著(β=0.31，P<0.01)，間接社會排斥對抑郁的路徑系數(shù)顯著(β=0.22，P< 0.01)，模型擬合指數(shù)較理想(χ2/df=3.19，CFI=0.93，TLI=0.96，GFI=0.94，SRMR=0.04，RMSEA=0.06).在此基礎(chǔ)上，加入正念和交往焦慮，建立與假設(shè)模型圖中一致的結(jié)構(gòu)方程模型M0，模型擬合指數(shù)也較為理想(χ2/df= 4.21，P< 0.001，CFI=0.94，GFI=0.94，TLI=0.92，SRMR=0.06，RMSEA=0.07).但在模型M0中，直接社會排斥對正念的路徑系數(shù)不顯著(β=-0.04，P> 0.05)，因此對模型M0進(jìn)行修正，刪除此條路徑，建立模型M1.模型M1的擬合指數(shù)如下：χ2/df= 4.17，CFI=0.94，GFI=0.93，TLI=0.92，SRMR=0.06，RMSEA=0.06.模型M1與模型M0的比較顯示，Δχ2= 0.36，Δdf= 1，P>0.05，兩者沒有顯著性差異.本研究選取模型M1為最終模型，結(jié)構(gòu)方程模型見圖2.

由圖2可知，直接社會排斥顯著正向預(yù)測抑郁(β=0.29，P<0.01)，直接社會排斥顯著正向預(yù)測交往焦慮(β=0.16，P<0.01)，交往焦慮顯著正向預(yù)測抑郁(β=0.31，P<0.01).因此，直接社會排斥通過交往焦慮影響抑郁.間接社會排斥顯著正向預(yù)測抑郁(β=0.17，P<0.01)，間接社會排斥顯著負(fù)向預(yù)測正念(β=-0.14，P<0.01)，正念顯著負(fù)向預(yù)測交往焦慮(β=-0.11，P<0.01)，交往焦慮顯著正向預(yù)測抑郁(β=0.31，P<0.01).因此，間接社會排斥通過3條中介路徑影響抑郁：第一條路徑是間接社會排斥→正念→抑郁；第二條路徑是間接社會排斥→交往焦慮→抑郁；第三條路徑是間接社會排斥→正念→交往焦慮→抑郁.采用Bootstrap(重復(fù)取樣5 000次)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，表3顯示各路徑的效應(yīng)值及其95%置信區(qū)間，不包括0，說明中介作用顯著.

注：DSE1—DSE2為直接社會排斥的2個維度；ISE1—ISE2為間接社會排斥的2個維度；M1—M5為正念的5個維度；SA1—SA3為交往焦慮的3個維度；D1—D4為抑郁的4個維度.

表3 模型中效應(yīng)值顯著性檢驗(Bootstrap)分析結(jié)果Tab.3 Testing the magnitude and statistical significance of the effects in the model

4 討論

4.1 大學(xué)生交往焦慮及抑郁基本情況分析

本研究表明，獨生子女大學(xué)生交往焦慮、抑郁得分顯著低于非獨生子女，與前期研究結(jié)果[27]相一致，也印證了詹啟生等[28]的研究結(jié)論，即獨生子女大學(xué)生心理健康水平普遍好于非獨生子女的大學(xué)生.另外，在年級差異中，本研究發(fā)現(xiàn)大一年級學(xué)生的交往焦慮得分最高，這可能與大一新生剛剛進(jìn)入大學(xué)階段有關(guān).新入學(xué)的大一新生需要適應(yīng)新的學(xué)習(xí)與生活環(huán)境，重新建立人際交往圈，可能存在一定程度的交往焦慮.因此，高校心理健康教育應(yīng)持續(xù)關(guān)注大一新生入學(xué)適應(yīng)問題.

4.2 社會排斥、正念及交往焦慮與抑郁的相關(guān)關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn)，社會排斥與交往焦慮、抑郁存在顯著正相關(guān).社會排斥作為一種不良的人際關(guān)系，是一種重要的壓力源，它將導(dǎo)致個體產(chǎn)生一系列消極情緒，這一結(jié)果得到情緒認(rèn)知評價理論觀點[29]的支持.因此，遭受社會排斥后，個體很容易產(chǎn)生厭惡、尷尬、沮喪、孤寂等消極情緒體驗.另一方面，抑郁的人際關(guān)系理論也認(rèn)為，社會排斥會讓個體體驗到強(qiáng)烈的心理焦慮與心理壓力，使受排斥者陷入不利的社會情境中，難以緩解或摒除受排斥者的內(nèi)在心理焦慮，進(jìn)而誘發(fā)抑郁情緒.可見，抑郁被視為陷入不利社會情境的一種警示性情緒.此外，正念與社會排斥、交往焦慮與抑郁有顯著的負(fù)相關(guān).根據(jù)正念-壓力緩沖模型，正念有利于個體應(yīng)對、緩沖壓力，消除情緒焦慮及身心不適等問題[30].因此，正念是保護(hù)個體身心積極發(fā)展的內(nèi)在心理變量.

4.3 正念、交往焦慮在社會排斥與抑郁之間的中介作用

本研究表明，正念、交往焦慮在社會排斥與抑郁之間起中介作用.首先，交往焦慮在社會排斥與抑郁之間單獨起中介作用.面對人際壓力時，大學(xué)生的焦慮情緒是應(yīng)對外界刺激的一種自然情緒反應(yīng)[19].遭受社會排斥會使大學(xué)生缺乏人際信任感，不斷思索或?qū)徱暼绾芜M(jìn)一步應(yīng)對人際困頓，進(jìn)而產(chǎn)生交往焦慮[31]，甚至產(chǎn)生抑郁情緒.其次，正念在間接社會排斥與抑郁間起中介作用.以往研究表明，不安、憤怒情緒及對不公平對待的認(rèn)知，會讓受排斥者的情緒調(diào)節(jié)能力失調(diào)，陷入消極體驗中[14].正念作為積極心理品質(zhì)，可增強(qiáng)受排斥者的情緒調(diào)節(jié)能力，降低排斥傷害風(fēng)險.需要指出的是，這一中介作用僅在間接社會排斥中存在，說明間接社會排斥的消極影響可以通過正念品質(zhì)來緩解，而直接社會排斥的傷害性卻不能通過正念緩解.最后，本研究還證實了間接社會排斥通過正念與交往焦慮的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜谝钟?這可能是間接社會排斥消耗了大學(xué)生維持正念覺知的能力，提高了交往焦慮程度，進(jìn)一步產(chǎn)生了抑郁情緒.同時，正念能夠使受排斥者對排斥事件進(jìn)行正向判斷與評估，采用積極應(yīng)對方式緩解排斥帶來的心理創(chuàng)傷，減少焦慮、抑郁情緒.因此，正念可以緩解間接社會排斥對交往焦慮、抑郁的影響，而交往焦慮可以增強(qiáng)間接社會排斥對抑郁的影響作用.

綜上，學(xué)?？赏ㄟ^以下兩個方面防范大學(xué)生抑郁發(fā)生：一是營造和諧的校園學(xué)習(xí)與生活環(huán)境，預(yù)防排斥現(xiàn)象發(fā)生.如通過“綠色校園”主題講座和“人際交往技巧”專題培訓(xùn)，來提升學(xué)生的人際交往技能.其次，注重對大學(xué)生正念心理品質(zhì)的培育，加強(qiáng)應(yīng)對人際挫折的能力.如采用正念訓(xùn)練、正念冥想等活動提升大學(xué)生正念水平.然而，本研究僅關(guān)注了保護(hù)因素中的正念和風(fēng)險因素中的交往焦慮兩個變量，因此，未來研究可將其他重要保護(hù)因素和風(fēng)險因素納入模型中進(jìn)行更為深入的探討.