廖興亞，姜 輝，趙夢(mèng)雪，張小玲，李媛媛，熊 珂，孫淑娟，馮正直 40008 重慶，陸軍軍醫(yī)大學(xué)(第三軍醫(yī)大學(xué))醫(yī)學(xué)心理系；50000 廣州，66部隊(duì)；66000 山東 青島，995部隊(duì)衛(wèi)生隊(duì)

反芻思維(Rumination)又稱反芻、沉思等，一般是指?jìng)€(gè)體對(duì)于自己的不良情緒和感受的反復(fù)思索、分析的一種認(rèn)知偏向[1]。反芻思維量表(Ruminative Responses Scale，RRS)是目前最常用來測(cè)量反芻思維的工具之一，在許多國(guó)家和地區(qū)都有廣泛應(yīng)用[2-5]。該量表由Nolen-Hoesksema于1991年基于反應(yīng)風(fēng)格理論(response styles theory)編制[6]，經(jīng)過不斷修正，現(xiàn)有22個(gè)條目，描述了對(duì)自我、抑郁癥狀、原因及結(jié)果的關(guān)注。許多研究證實(shí)，用反芻思維量表的測(cè)量結(jié)果可以預(yù)測(cè)未來抑郁癥的發(fā)作、嚴(yán)重程度和持續(xù)時(shí)間[7-8]，該結(jié)果還與睡眠障礙[9]、焦慮[10]、創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙[11]、憤怒[12]等密切相關(guān)。ROBERTS等[13]認(rèn)為反芻思維量表由3個(gè)維度組成:基于癥狀的反芻、內(nèi)省/自我隔離和自我責(zé)備。WENDY等[14]的研究認(rèn)為反芻思維量表中有些項(xiàng)目與抑郁量表有重疊，將這些條目歸為抑郁癥狀反芻(depressed-symptom rumination)，分析剩余條目得到兩個(gè)因子，即反芻思維的兩個(gè)成分：反省深思(reflective pondering)和強(qiáng)迫思考(brooding)，形成反芻思維量表的三因子模型。國(guó)內(nèi)學(xué)者將其翻譯為中文并分別在中學(xué)生和大學(xué)生群體中進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，支持了三因子模型[15-17]。

雖然反芻思維量表應(yīng)用廣泛，但研究被試基本都集中在青年學(xué)生群體、抑郁癥患者或康復(fù)者、精神障礙人群等特征群體，且不同群體間存在不同的反芻思維特點(diǎn)[18-20]。同時(shí)，有研究指出不同樣本的研究結(jié)果可能存在差異，不適合直接推廣到其他群體中[21]。而目前我國(guó)還沒有關(guān)于軍人群體的反芻思維量表的信效度研究，可能會(huì)影響反芻思維在軍人群體中的研究進(jìn)展。因此，為了進(jìn)一步探索反芻思維與軍人心理健康的關(guān)系以及相關(guān)機(jī)制，本研究在軍人群體中驗(yàn)證該量表的信效度，為下一步研究提供可靠的量表工具。

1 資料與方法

1.1 研究對(duì)象

整群抽取2個(gè)旅級(jí)單位，采用電子版問卷在線上進(jìn)行測(cè)評(píng)。共收回問卷6 398份，去除重復(fù)作答、缺項(xiàng)漏項(xiàng)、信息不完整等無效問卷，有效問卷共4 443份，問卷有效率69.44%。其中，男性軍人3 943名，女性軍人500名；被試年齡為18～58 (25.44±4.94)歲。軍齡0～2年1 708名，3～8年1 637名，9年以上1 098名；高中及以下學(xué)歷軍人1 504名，大專1 734名，本科及以上1 205名。對(duì)其中某旅部分官兵在6個(gè)月內(nèi)進(jìn)行跟蹤重復(fù)測(cè)量，收回有效問卷193份。本研究經(jīng)過陸軍軍醫(yī)大學(xué)倫理委員會(huì)審查(2021第29-02)。

1.2 研究工具

1.2.1 反芻思維量表(RRS) 由3個(gè)因子，共22個(gè)條目構(gòu)成。其中條目 1、2、3、4、6、8、9、14、17、18、19、22 屬于癥狀反芻因子，條目5、10、13、15、16 屬于強(qiáng)迫思考因子，條目7、11、12、20、21 屬于反省深思因子。本研究采用韓秀、楊宏飛[15]翻譯中文版本。該量表使用Likert-4點(diǎn)計(jì)分，從“從不”到“總是”計(jì)1～4分，得分越高表明反芻思維傾向越嚴(yán)重。

1.2.2 患者健康問卷抑郁量表(Patients’ Health Questionnaire，PHQ-9) 該量表將DSM-Ⅳ中抑郁發(fā)作診斷標(biāo)準(zhǔn)中的9個(gè)條目，分為1～4級(jí)評(píng)分，1是完全沒有，4是幾乎每天。PHQ-9是抑郁癥嚴(yán)重程度的可靠且有效的衡量標(biāo)準(zhǔn)。這些特性加上其簡(jiǎn)潔性使PHQ-9成為有用的臨床和研究工具[22]。該量表中文版在不同人群中也有很高的信效度[23]。

1.2.3 負(fù)性認(rèn)知加工偏向量表(Negative Cognitive Processing Bias Questionnaire,NCPBQ) 由陸軍軍醫(yī)大學(xué)張睿等[24-25]編制，該量表將負(fù)性認(rèn)知加工偏向的成分確定為：負(fù)性注意偏向、負(fù)性記憶偏向、負(fù)性解釋偏向和負(fù)性沉思偏向。該量表共有24個(gè)條目，分為1～4級(jí)評(píng)分，1是完全不符合，4是完全符合。該量表具有很好的信效度[26]。

1.3 測(cè)評(píng)程序

測(cè)評(píng)采用電子版問卷在線進(jìn)行，以連、排為單位團(tuán)體測(cè)評(píng)。測(cè)評(píng)由連、排主官進(jìn)行組織、答疑與過程監(jiān)控。測(cè)試開始之前采用統(tǒng)一指導(dǎo)語，向受試者說明調(diào)查的目的、意義、填寫方法以及保密原則等。同一人反復(fù)作答、題目未完整作答、個(gè)人信息缺失等情況，視為無效問卷(反復(fù)作答者第一次作答問卷視為有效問卷)。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

線上測(cè)試結(jié)果直接導(dǎo)出為EXCEL表格形式，由專人進(jìn)行無效問卷篩選并由主試者審核。采用SPSS 22.0軟件進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、單因素方差分析、信效度分析、相關(guān)分析等，采用AMOS 26.0軟件建立結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。根據(jù)既往研究[6,14]，對(duì)該量表的一階三因子模型和一階單因子模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。主要檢驗(yàn)如下指標(biāo)來考察模型的合理性：①χ2值與自由度的比值χ2/df。由于這一指標(biāo)會(huì)隨著樣本量的增加而增大，而本研究樣本較大，易造成比值較大，因此在本研究不作為主要的參考指標(biāo)。②近似均方根誤差RMSEA<0.1,表示模型擬合較好。殘差均方根RMR<0.05，RMR越小，擬合越好。③擬合優(yōu)度 GFI、調(diào)整的擬合優(yōu)度指數(shù) AGFI、相對(duì)擬合指數(shù) CFI、塔克-劉易斯指數(shù) TLI等指標(biāo)值大于 0.9，表示模型擬合較好，大于0.8可以接受。以P<0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 項(xiàng)目分析

將量表總分進(jìn)行高低排序，找出前 27% (高分組)被試的得分及后27% (低分組) 被試的得分，然后計(jì)算極端分組的決斷值(CR)。結(jié)果顯示：所有條目決斷值CR均大于3(P<0.01)，且與其所屬因子相關(guān)系數(shù)r大于0.4(P<0.01)，見表1。

表1 條目與所屬因子得分的決斷值(CR)及相關(guān)性(r)

2.2 驗(yàn)證性因素分析

一階三因子模型及一階單因子模型各擬合指數(shù)均符合要求，但一階三因子模型各項(xiàng)擬合指數(shù)均優(yōu)于一階單因子模型，故拒絕一階單因子模型，選擇一階三因子模型。見圖1、2，表2。

表2 反芻思維量表結(jié)構(gòu)模型擬合度指標(biāo)

圖1 反芻思維一階單因子模型

2.3 內(nèi)容效度

反芻思維量表各條目得分與量表總分之間的相關(guān)系數(shù)在0.372～0.802，各因子得分與總分的相關(guān)系數(shù)在0.901～0.977，說明各條目及因子具有良好的內(nèi)容效度，見表3。

圖2 反芻思維一階三因子模型

表3 各條目得分與因子、總分之間的相關(guān)性(r)

2.4 效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

反芻思維量表總分及各因子得分與抑郁癥篩查量表、負(fù)性認(rèn)知加工偏向量表等效標(biāo)量表均呈顯著相關(guān)，見表4。

表4 反芻思維量表與效標(biāo)量表的相關(guān)性(r)

2.5 信度

信度主要用反芻思維量表的內(nèi)部一致性系數(shù)(即克倫巴赫α系數(shù))和分半信度、重測(cè)信度進(jìn)行評(píng)判，量表的克倫巴赫α系數(shù)為0.956，其各因子的α系數(shù)在0.821～0.931；量表的分半系數(shù)為0.918，其各因子的分半系數(shù)在0.845～0.904；量表重測(cè)系數(shù)為0.894，其各因子的重測(cè)系數(shù)在0.671～0.846，見表5。

表5 反芻思維量表的信度系數(shù)

2.6 反芻思維量表在軍人中的特點(diǎn)

2.6.1 性別差異 女性軍人反芻思維得分顯著高于男性軍人(P<0.01)，且在癥狀反芻、強(qiáng)迫思考、反省深思3個(gè)因子上差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.01)，見表6。

表6 反芻思維的性別差異

2.6.2 學(xué)歷差異 本科及以上學(xué)歷軍人的量表總分及其各因子得分均顯著高于其他學(xué)歷軍人(P<0.01)，高中及以下學(xué)歷與大專學(xué)歷軍人反芻思維得分差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，見表7。

表7 反芻思維的學(xué)歷差異

2.6.3 軍齡差異 各軍齡組的反芻思維量表總分和各因子得分差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，見表8。

表8 反芻思維的軍齡差異

3 討論

本研究通過整群抽樣方式，抽取了2個(gè)旅級(jí)單位，共收回4 443份有效問卷。對(duì)部分官兵在6個(gè)月后進(jìn)行跟蹤重復(fù)測(cè)量，收回有效問卷193份。測(cè)試過程進(jìn)行嚴(yán)格質(zhì)量控制，盡量減小隨機(jī)誤差帶來的影響。測(cè)試流程和數(shù)據(jù)處理符合測(cè)量學(xué)的技術(shù)與倫理標(biāo)準(zhǔn)。項(xiàng)目分析的結(jié)果反映了反芻思維量表能很好區(qū)分反芻思維的高低，條目難度適中，測(cè)試的心理特質(zhì)一致，且測(cè)量結(jié)果與解釋符合心理學(xué)原理。

從反芻思維量表驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果來看，結(jié)構(gòu)方程擬合度良好(RMSEA=0.074, GFI=0.887, RMR=0.018, CFI=0.922, IFI=0.922)，且優(yōu)于單因子模型，支持了三因子模型。量表編制之初采用一階單因子模型，并未對(duì)反芻思維的成分進(jìn)行區(qū)分。WENDY等[14]研究發(fā)現(xiàn)，反芻思維量表不但可以對(duì)反芻思維進(jìn)行測(cè)量，還能對(duì)反芻思維的成分進(jìn)行區(qū)分。有研究認(rèn)為，反芻思維的兩個(gè)成分——強(qiáng)迫思考與反省深思，在抑郁癥的發(fā)生中具有不同的作用[27]。兩者可能在短期內(nèi)都會(huì)增加個(gè)體的抑郁情緒，但是長(zhǎng)期來看，強(qiáng)迫思考更能維持抑郁情緒，而反省深思因?yàn)橛兄趩栴}的解決而減少其負(fù)面的影響。因此，驗(yàn)證三因子模型在軍人群體中的適用性能夠更好地為下一步反芻思維的成分研究提供支持。量表各條目得分與量表總分之間的相關(guān)系數(shù)在0.372～0.802，各因子得分與總分的相關(guān)系數(shù)在0.901～0.977，具有良好的內(nèi)容效度。與效標(biāo)量表的相關(guān)系數(shù)在0.604～0.741，具有良好的校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。量表的克倫巴赫α系數(shù)為0.956，分半系數(shù)為0.918，重測(cè)系數(shù)為0.894。其中量表各因子的重測(cè)系數(shù)為0.671～0.846，均大于0.65，具有良好的穩(wěn)定性。信度系數(shù)高于國(guó)內(nèi)外既往研究[14-15]，因此反芻思維量表在我國(guó)軍人群體中具有良好的信效度。

反芻思維量表作為測(cè)量工具，在反芻思維相關(guān)研究中被廣泛使用。如對(duì)青少年的研究發(fā)現(xiàn)，反芻思維與青少年的抑郁密切相關(guān)，但并沒有顯著的性別差異，這與成人結(jié)果不同[28]。在對(duì)我國(guó)大學(xué)生群體的一項(xiàng)反芻思維研究發(fā)現(xiàn)，反芻思維隨著年齡增加而增高，可能由于生活事件以及壓力隨著時(shí)間而增大，從而導(dǎo)致了反芻思維的增高[17]。在針對(duì)我國(guó)職業(yè)女性的反芻思維研究中發(fā)現(xiàn)，高反芻思維的職業(yè)女性更容易焦慮和對(duì)生活產(chǎn)生不滿，進(jìn)而引發(fā)一系列心理問題[29]。不同群體的反芻思維具有許多相同的特征，也存在其獨(dú)有的特點(diǎn)，但目前國(guó)內(nèi)還鮮見我國(guó)軍人群體的反芻思維相關(guān)研究。

因此，本研究對(duì)軍人群體的反芻思維特點(diǎn)進(jìn)行了分析。結(jié)果顯示在性別上，女性軍人在反芻思維總分及三個(gè)因子得分上均顯著高于男性軍人(P<0.01)，說明女性軍人存在更嚴(yán)重的反芻思維，與既往反芻思維研究[1,15,30-31]及軍人心理健康水平的性別特點(diǎn)[32]相一致，說明女性軍人比男性軍人更容易出現(xiàn)心理問題，可能與高反芻思維有關(guān)。在學(xué)歷上，本科及以上學(xué)歷軍人的反芻思維也明顯高于其他學(xué)歷軍人(P<0.01)，說明學(xué)歷越高的軍人，反芻思維越嚴(yán)重，可能產(chǎn)生更多的心理問題。既往關(guān)于我國(guó)軍人學(xué)歷與心理健康關(guān)系的研究還存在爭(zhēng)議[33-35]，可能與既往研究的時(shí)代背景、研究方法和群體選擇不完全一致有關(guān)。隨著我國(guó)軍人群體學(xué)歷的不斷提升，關(guān)注不同學(xué)歷軍人的心理健康特點(diǎn)顯得愈加重要。在軍齡上，各軍齡組的反芻思維及各因子差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明反芻思維作為一種負(fù)性認(rèn)知加工偏向是一種穩(wěn)定的特質(zhì)，不易隨軍齡變化而變化，可以作為軍人心理健康的預(yù)警與評(píng)價(jià)指標(biāo)之一，與既往負(fù)性認(rèn)知加工偏向相關(guān)研究結(jié)果一致[24]。在軍人群體中對(duì)反芻思維量表的信效度進(jìn)行檢驗(yàn)，有助于豐富軍人心理健康篩查工具、及時(shí)發(fā)現(xiàn)和干預(yù)心理健康問題高危個(gè)體、預(yù)測(cè)心理問題的發(fā)生等。

本研究尚缺乏軍人群體的大樣本常模數(shù)據(jù)，將來的研究可對(duì)軍人群體進(jìn)行分層抽樣，建立反芻思維量表的常模數(shù)據(jù)庫以供參考及預(yù)警提示。其次，將來可對(duì)軍人群體進(jìn)行進(jìn)一步的縱向及機(jī)制研究，以深入探討反芻思維與軍人心理健康之間的關(guān)系。