廖友國(guó)，王欣欣，陳建文，張 妍，曾 亮，3

1華中科技大學(xué)教育科學(xué)研究院，湖北武漢，430074；2閩江學(xué)院教師教育學(xué)院，福建福州，350108；3重慶醫(yī)科大學(xué)發(fā)展規(guī)劃處，重慶，400016

成人初顯期是青春期和成年期的過(guò)渡階段,主要指18-25歲年齡段的人群,該階段個(gè)體處在對(duì)情感、職業(yè)與世界觀的探索過(guò)程中,具有鮮明的過(guò)渡特征和很大的不穩(wěn)定性,呈現(xiàn)多樣化特點(diǎn)[1]。抑郁癥狀是成人初顯期群體心理適應(yīng)不良的典型反映,以持續(xù)的悲傷、失去興趣或快樂(lè)、緊張或焦慮為顯著特征,抑郁通常被看作一個(gè)連續(xù)體,從輕微到嚴(yán)重依次是抑郁情緒、抑郁癥狀和抑郁癥3種狀態(tài),出現(xiàn)抑郁癥狀持續(xù)不見(jiàn)好轉(zhuǎn)會(huì)增加個(gè)體罹患抑郁癥的風(fēng)險(xiǎn)[2]。成人初顯期群體抑郁癥狀的變化發(fā)展可能相應(yīng)地表現(xiàn)為復(fù)雜多樣的模式。

抑郁癥狀是動(dòng)態(tài)變化的,已有研究側(cè)重于采用變量中心的增長(zhǎng)曲線模型來(lái)考察某一群體抑郁癥狀隨時(shí)間推移的總體平均趨勢(shì),研究結(jié)果增進(jìn)了對(duì)群體層面抑郁癥狀動(dòng)態(tài)特征的認(rèn)識(shí),但較為缺乏對(duì)抑郁癥狀變化趨勢(shì)可能的異質(zhì)性及其原因的探討[3]。從靜態(tài)角度看,抑郁癥狀已被公認(rèn)為存在若干亞類(lèi)型[4]。隨著研究的深入,越來(lái)越多研究發(fā)現(xiàn),并非所有個(gè)體的抑郁癥狀都遵循相同的變化軌跡,抑郁癥狀的發(fā)生和發(fā)展也呈現(xiàn)異質(zhì)性和個(gè)體差異性,同樣存在亞類(lèi)型。例如,在我國(guó)普通成人群體中存在高抑郁癥狀組、低抑郁癥狀組與過(guò)渡組3個(gè)類(lèi)別,各類(lèi)別隨時(shí)間推移均在不同程度上朝其他類(lèi)別轉(zhuǎn)變[5]。目前已有2項(xiàng)研究涉及我國(guó)成人初顯期群體抑郁癥狀的變化趨勢(shì),但在大學(xué)生抑郁癥狀發(fā)展軌跡究竟存在3個(gè)或4個(gè)類(lèi)別的結(jié)果上并不一致[6-7]。這2項(xiàng)研究的對(duì)象僅來(lái)源于個(gè)別高校的少量大學(xué)生,樣本代表性不足,并且僅探討了性別效應(yīng)而且結(jié)論同樣存在分歧。此外,受教育程度對(duì)抑郁癥狀發(fā)生率以及變化趨勢(shì)均存在影響[8],因此大學(xué)生群體的結(jié)果可能并不完全適用于成人初顯期群體。綜上,已有研究證實(shí)了抑郁癥狀在一定時(shí)間范圍內(nèi)的可變性,并且不同人群的抑郁癥狀亞型分類(lèi)以及變化特點(diǎn)也存在差異,但成人初顯期群體抑郁癥狀的亞型特征、人數(shù)分布比例以及潛在類(lèi)別及其轉(zhuǎn)變等問(wèn)題尚不明晰。

潛在類(lèi)別分析(latent class analysis, LCA)是一種統(tǒng)計(jì)方法[9],根據(jù)個(gè)體在類(lèi)別顯變量上的不同反應(yīng)模式對(duì)個(gè)體進(jìn)行分類(lèi),找出潛在的類(lèi)別結(jié)構(gòu),以便更好地理解和描述群體中不同亞類(lèi)型之間的差異。該方法可以將具有相似反應(yīng)模式的個(gè)體劃分在同一潛在類(lèi)別,使得類(lèi)別內(nèi)部差異盡可能小,類(lèi)別間的差異盡可能大。潛在轉(zhuǎn)變分析(latent transition analysis, LTA)是以個(gè)體為中心的數(shù)據(jù)分析方法[10],通過(guò)兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)以上被試所屬潛在類(lèi)別的變化情況,確定縱向時(shí)間維度上心理與行為發(fā)展的個(gè)體差異。這兩種方法在社會(huì)科學(xué)、醫(yī)學(xué)、心理學(xué)等領(lǐng)域中常用于研究群體的異質(zhì)性[11]。本研究立足中國(guó)文化背景,基于個(gè)體中心的分析思路,采用潛在類(lèi)別分析和潛在轉(zhuǎn)變分析方法,旨在從轉(zhuǎn)變概率角度揭示成人初顯期群體抑郁癥狀的階段性發(fā)展規(guī)律。

1 資料來(lái)源與方法

1.1 資料來(lái)源

數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China family panel studies, CFPS)[12],項(xiàng)目由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施,采用內(nèi)隱分層、多階段、多層次且與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方式,樣本覆蓋我國(guó)內(nèi)地25個(gè)省區(qū)市,可被視作一個(gè)全國(guó)代表性樣本。本研究選取的是2018與2020年數(shù)據(jù),這2輪調(diào)查使用了相同測(cè)量工具獲取抑郁癥狀自評(píng)數(shù)據(jù)。①根據(jù)成人初顯期群體的年齡進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選,即2018年調(diào)查時(shí)的年齡為18-25歲。②對(duì)2輪調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,保留均有完整抑郁癥狀數(shù)據(jù)的樣本。共獲得1906條有效數(shù)據(jù),符合潛在類(lèi)別分析對(duì)樣本量的要求[13]。③項(xiàng)目通過(guò)計(jì)算機(jī)輔助面訪調(diào)查和計(jì)算機(jī)輔助電訪調(diào)查技術(shù)采集數(shù)據(jù)[14],核心變量無(wú)缺失值。項(xiàng)目通過(guò)北京大學(xué)生物醫(yī)學(xué)倫理委員會(huì)的倫理審查(IRB00001052-14010)。

1.2 研究工具

1.2.1 流調(diào)中心抑郁量表(center for epidemiological studies depression scales, CES-D)。由Radloff編制,包含軀體癥狀、抑郁情緒、積極情緒與人際問(wèn)題4個(gè)因子[15]。采用的是8個(gè)條目的簡(jiǎn)版量表,同樣具有良好的信效度。從“幾乎沒(méi)有(不到1天)”到“大多數(shù)時(shí)候有(5-7天)”分別計(jì)1-4分。2個(gè)積極情緒的條目為反向計(jì)分,量表得分越高抑郁癥狀越嚴(yán)重?！皫缀鯖](méi)有(不到1天)”選項(xiàng)編碼為0,代表無(wú)抑郁癥狀,其他3個(gè)有抑郁癥狀的選項(xiàng)編碼為1,以進(jìn)行潛在類(lèi)別分析。2次測(cè)量的Cronbach's alpha分別是0.74和0.76。結(jié)構(gòu)效度良好,T1的GFI=0.986,CFI=0.973,NFI=0.968,IFI=0.973,RMSEA=0.052,T2的GFI=0.991,CFI=0.987,NFI=0.982,IFI=0.987,RMSEA=0.039。區(qū)分效度良好,2個(gè)時(shí)點(diǎn)3個(gè)因子的AVE分別是0.58、0.47、0.27、0.61、0.47、0.3,大于兩兩因子之間相關(guān)系數(shù)的平方。

1.2.2 大五人格簡(jiǎn)版量表(neuroticism extroversion openness five-factor inventory, NEO-FFI)。采用由Costa編制[16],并由中國(guó)家庭追蹤調(diào)查項(xiàng)目組修訂的大五人格簡(jiǎn)版量表進(jìn)行人格調(diào)查[17]。量表包含盡責(zé)性、外向性、開(kāi)放性、神經(jīng)質(zhì)與親和性5個(gè)因子,共15個(gè)條目,信度、結(jié)構(gòu)效度與效標(biāo)效度等指標(biāo)良好。從“完全不符合”到“完全符合”分別計(jì)1-5分。量表的Cronbach's alpha是0.66。結(jié)構(gòu)效度良好,GFI=0.989,CFI=0.968,NFI=0.957,IFI=0.969,RMSEA=0.036。5個(gè)因子的AVE分別是0.32、0.48、0.37、0.39和0.3,大于兩兩因子之間相關(guān)系數(shù)的平方,區(qū)分效度良好。

1.2.3 人際信任量表(interpersonal trust scale, ITS)。人際信任量表是由Rono于1989年編制的[18],由世界價(jià)值觀調(diào)查組修訂,要求被試分別評(píng)價(jià)其對(duì)父母、鄰居、美國(guó)人、陌生人、干部和醫(yī)生等對(duì)象的信任程度[19]。量表包含親鄰信任、普遍信任與政府信任3個(gè)因子[20]。從“完全不信任”到“非常信任”計(jì)0-10分,得分越高表示信任程度越高,各因子分別計(jì)算總分,這是人際信任的有效度量方式[21]。問(wèn)卷的Cronbach's alpha是0.70。結(jié)構(gòu)效度良好,GFI=0.990,CFI=0.975,NFI=0.973,IFI=0.976,RMSEA=0.068。3個(gè)因子的AVE分別為0.79、0.59和0.54,大于兩兩因子之間相關(guān)系數(shù)的平方,區(qū)分效度良好。

1.3 控制變量

家庭居住地、受教育水平對(duì)抑郁癥狀的變化軌跡存在影響[8],將這2個(gè)因素作為控制變量。家庭居住地分為城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村,受教育水平從文盲到碩士共7類(lèi)。模型的主要評(píng)價(jià)指標(biāo)有艾凱克信息準(zhǔn)則(Akaike information criteria,AIC)、貝葉斯信息準(zhǔn)則(Bayesian information criteria,BIC)、樣本校正后的貝葉斯信息準(zhǔn)則(sample-size adjusted BIC,aBIC)、信息熵(Entropy)、Lo-Mendel-Rubin似然比檢驗(yàn)LMRT(Lo-MendellRubin likelihood ratio test)和基于Bootstrap的似然比檢驗(yàn)BLRT(Bootstrap likelihood ratio test)。其中,AIC、BIC和aBIC的值越小表示模型擬合越好,LMRT和BLRT用于比較k-1與k個(gè)類(lèi)別模型的擬合差異,二者的P達(dá)到顯著水平表明k個(gè)類(lèi)別模型優(yōu)于k-1個(gè)類(lèi)別模型,Entropy取值范圍為0-1,Entropy≥0.8時(shí)表示分類(lèi)準(zhǔn)確率超過(guò)90%[22]。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS 26.0導(dǎo)入和管理數(shù)據(jù),借助Harman單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)[23]。以流調(diào)中心抑郁量表的8個(gè)條目為外顯變量,采用Mplus 7.4進(jìn)行潛在類(lèi)別分析和潛在轉(zhuǎn)變分析。在確定擬合的最優(yōu)模型后,以性別、大五人格與人際信任3個(gè)因素為自變量,以抑郁癥狀的潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變結(jié)果為因變量,使用SPSS 26.0進(jìn)行多項(xiàng)logistic回歸分析,探討上述因素對(duì)抑郁癥狀潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變的影響。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象基本情況

被試的平均年齡21.6±2.4歲,男性931人(48.8%),女性975人(51.2%),家庭所在地城鎮(zhèn)1052人(55.2%),鄉(xiāng)村776人(40.7%),缺失78人(4.1%),受教育程度方面,文盲/半文盲25人(1.3%),小學(xué)97人(5.1%),初中477人(25.1%),高中/中專(zhuān)/技校/職高832人(43.7%),大學(xué)專(zhuān)科285人(14.9%),大學(xué)本科185人(9.6%),碩士研究生5人(0.3%)。

2.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

T1共有6個(gè)特征值大于1的公因子被析出,第1個(gè)公因子解釋的變異量為18.1%,T2共有4個(gè)特征值大于1的公因子,第2個(gè)公因子解釋的變異量為26.5%,2輪數(shù)據(jù)均提取出1個(gè)以上公因子且第1個(gè)公因子的解釋率小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn),提示數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.3 抑郁癥狀的潛在類(lèi)別數(shù)

由表1可知, AIC、BIC、aBIC的值在5個(gè)類(lèi)別時(shí)最低,但此時(shí)T1和T2模型中的Entropy值小于0.8,說(shuō)明模型的分類(lèi)精度不夠理想,4個(gè)類(lèi)別模型的Entropy值也未達(dá)到0.8。3個(gè)類(lèi)別模型中2個(gè)時(shí)點(diǎn)LMRT和BLRT的P均顯著(P<0.001),表明優(yōu)于2個(gè)類(lèi)別模型,并且Entropy值均大于0.8。綜上,鑒于模型的簡(jiǎn)潔性與有效性,2個(gè)時(shí)點(diǎn)均選擇3個(gè)類(lèi)別的模型。

表1 潛在類(lèi)別模型的擬合指標(biāo)情況

2.4 抑郁癥狀各潛在類(lèi)別特征

條目1至6反映的是抑郁情緒和軀體癥狀,條目7和8是積極情緒因子的項(xiàng)目,這2個(gè)項(xiàng)目反向計(jì)分后高發(fā)生率即代表低積極情緒。C1類(lèi)別在6個(gè)條目上的發(fā)生率均居3個(gè)類(lèi)別首位,并且有6個(gè)條目的發(fā)生率都在70%以上,其中“我感到情緒低落”這一抑郁癥狀核心指標(biāo)上的發(fā)生率達(dá)到93.2%,命名為“高抑郁癥狀組”,T1和T2的占比為45.3%和48%;C2類(lèi)別在所有條目上的發(fā)生率都是3個(gè)類(lèi)別中最低的,在5個(gè)癥狀上的發(fā)生率低于20%,相應(yīng)命名為“低抑郁癥狀組”,T1和T2的占比為25.8%和21.7%;C3類(lèi)別在前6個(gè)條目上的發(fā)生率介于另2個(gè)類(lèi)別之間,且非常接近C2的水平,即在抑郁情緒和軀體癥狀方面處于低水平,但在缺乏積極情緒2個(gè)條目上的發(fā)生率又是3組中最高的,達(dá)到93.6%和100%,命名為“低積極情緒組”,T1和T2的占比為28.9%和30.3%。見(jiàn)圖1、圖2。

圖1 T1抑郁癥狀各條目的條件概率

圖2 T2抑郁癥狀各條目的條件概率

2.5 抑郁癥狀的潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變

潛在轉(zhuǎn)變分析結(jié)果見(jiàn)表2,轉(zhuǎn)變矩陣的對(duì)角線表示被試在T2仍保持T1潛在狀態(tài)的概率。高抑郁癥狀組表現(xiàn)出了最高的穩(wěn)定性,為63.7%,T1高抑郁癥狀組中有接近25.0%的被試抑郁癥狀得到緩解,較多地轉(zhuǎn)為低積極情緒組,其次為低抑郁癥狀組。低積極情緒組和低抑郁癥狀組的變化性較大,T2時(shí)保持原組的概率僅為37.7%和30.3%。其中,低積極情緒組有接近四成被試轉(zhuǎn)變?yōu)楦咭钟舭Y狀,另有24.3%的積極情緒得到改善從而轉(zhuǎn)入低抑郁癥狀組,而低抑郁癥狀組保持原組以及向高抑郁癥狀組和低積極情緒組轉(zhuǎn)變的概率較為均衡,介于30%-40%。

表2 抑郁癥狀潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變的概率情況

2.6 抑郁癥狀潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變的影響因素

將保持潛在類(lèi)別不變的被試作為參照組,采用多項(xiàng)logistic回歸分析,探討相關(guān)因素對(duì)抑郁癥狀潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變的影響。如表3所示,以“高抑郁癥狀組→高抑郁癥狀組”類(lèi)別為參照時(shí),男性由高抑郁癥狀組轉(zhuǎn)向低積極情緒組的概率增加(OR=1.67),神經(jīng)質(zhì)使得高抑郁癥狀組被試向低積極情緒組轉(zhuǎn)變的概率下降(OR=0.78),向低抑郁癥狀組轉(zhuǎn)變的概率也下降(OR=0.85),人際信任促使高抑郁癥狀組被試向低抑郁癥狀組轉(zhuǎn)變的概率增加(OR=1.48);以“低積極情緒組→低積極情緒組”類(lèi)別為參照時(shí),男性由低積極情緒組向高抑郁癥狀組轉(zhuǎn)變的概率增加(OR=1.65),神經(jīng)質(zhì)使得低積極情緒組轉(zhuǎn)向高抑郁癥狀組的概率增加(OR=1.18),人際信任使得低積極情緒組被試向高抑郁癥狀組轉(zhuǎn)變的概率減少近五成(OR=0.57);以“低抑郁癥狀組→低抑郁癥狀組”類(lèi)別為參照時(shí),只有神經(jīng)質(zhì)的影響效應(yīng)顯著,神經(jīng)質(zhì)使得低抑郁癥狀組轉(zhuǎn)向高抑郁癥狀組的概率增加(OR=1.21)。

表3 協(xié)變量影響下潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變概率的發(fā)生比情況

3 討論

3.1 我國(guó)成人初顯期群體面臨較高的抑郁癥狀風(fēng)險(xiǎn)

結(jié)果顯示,成人初顯期群體抑郁癥狀存在異質(zhì)性,3個(gè)類(lèi)別是高抑郁癥狀組、低積極情緒組和低抑郁癥狀組,這與我國(guó)普通成人群體中存在3種亞類(lèi)型的結(jié)果一致[5]。不同之處在于各類(lèi)別的人數(shù)比例,普通成人中高抑郁癥狀組在2個(gè)時(shí)點(diǎn)的占比都約為20%[5], 而成人初顯期高抑郁癥狀組在2個(gè)時(shí)點(diǎn)的占比都約為45%,比普通成人群體高出約25%,相應(yīng)的,低抑郁癥狀組的人數(shù)比例比普通成人群體少約25%?！吨袊?guó)國(guó)民心理健康發(fā)展報(bào)告2019-2020》也比較了4個(gè)年齡段成人群體的抑郁水平,發(fā)現(xiàn)18-24歲的抑郁水平最高[24]。綜合上述個(gè)體中心和變量中心的分析結(jié)果可以得出結(jié)論,成人初顯期群體抑郁癥狀的整體風(fēng)險(xiǎn)較高。

根據(jù)抑郁的素質(zhì)-壓力理論(diathesis-stress model),抑郁癥狀的成因在于外部壓力事件與個(gè)體自身素質(zhì)如人格、認(rèn)知特征、應(yīng)對(duì)方式等因素的相互作用,其中壓力事件是直接誘因[25]。從個(gè)體畢生發(fā)展的視角,成人初顯期處于青春期與成年早期的過(guò)渡階段,個(gè)體在由青少年向成年人轉(zhuǎn)型的過(guò)程中比其他階段面臨更多的抉擇和轉(zhuǎn)變,包括獨(dú)立探索自我、學(xué)業(yè)、戀愛(ài)、價(jià)值觀以及職業(yè)等全方面的挑戰(zhàn),構(gòu)成一系列壓力事件[26]。從時(shí)代變遷的角度來(lái)看,當(dāng)前我國(guó)社會(huì)急劇變革所傳導(dǎo)的壓力與青年個(gè)體的生命歷程相互交織,成人初顯期群體所面臨的教育、就業(yè)、結(jié)婚、生育等重大生命歷程事件均比以往面臨更多的問(wèn)題和壓力,經(jīng)濟(jì)生活壓力(如增加經(jīng)濟(jì)收入和解決住房問(wèn)題)、知識(shí)技能壓力和人際關(guān)系壓力等都是持續(xù)增長(zhǎng)的重要壓力源[27]。并且可以預(yù)期的是,隨著我國(guó)人口老齡化進(jìn)程的加快,未來(lái)一段時(shí)期內(nèi)年輕人所面臨的工作負(fù)擔(dān)、工作-家庭沖突等壓力將會(huì)進(jìn)一步加劇。綜上,成人初顯期群體特定階段的發(fā)展任務(wù)疊加社會(huì)轉(zhuǎn)型帶來(lái)的沖擊,共同誘發(fā)了該群體普遍的壓力體驗(yàn)。政府應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)青年社會(huì)保障體系建設(shè)力度,在住房、健康、婚戀、就業(yè)創(chuàng)業(yè)等領(lǐng)域給予更多關(guān)心和支持,采取更加有效措施解決或緩解青年在上述各方面的壓力,以充分激發(fā)廣大青年的活力和創(chuàng)造力。

3.2 我國(guó)成人初顯期群體抑郁癥狀潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變隨時(shí)間變化呈現(xiàn)惡化趨勢(shì)

結(jié)果顯示,從潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變的概率來(lái)看,2個(gè)時(shí)點(diǎn)間存在較大程度的變化。其中,穩(wěn)定性最強(qiáng)的是高抑郁癥狀組,63.7%的被試保持原組不變,這與我國(guó)普通成人群體中高抑郁癥狀組在4年間保持原組概率為60.7%的結(jié)果非常一致[5]。再?gòu)霓D(zhuǎn)變的方向及概率來(lái)看,高抑郁癥狀組向另外2組轉(zhuǎn)變的概率相近,低積極情緒組則傾向于向高抑郁癥狀組轉(zhuǎn)變,低抑郁癥狀組向另外2組轉(zhuǎn)變的概率也十分相近?？梢?jiàn),高抑郁癥狀組得到改善的難度最大,低積極情緒組主要是朝抑郁癥狀加重的方向發(fā)展,狀況最好的低抑郁癥狀組占比最低且較大比例地朝不良狀態(tài)轉(zhuǎn)變?？傮w而言,成人初顯期群體抑郁癥狀隨時(shí)間推移在2年之內(nèi)呈現(xiàn)出惡化態(tài)勢(shì)。原因有以下幾點(diǎn)。①前述所提及的各種外部壓力事件貫穿于成人初顯期,在短期內(nèi)難以根本改變,屬于長(zhǎng)期慢性壓力源。②抑郁個(gè)體非適應(yīng)性的人格、認(rèn)知與應(yīng)對(duì)方式等內(nèi)在素質(zhì)在自然狀態(tài)下也是相對(duì)穩(wěn)定的。因此,在內(nèi)外雙重因素作用下,壓力誘發(fā)的抑郁癥狀非但不會(huì)隨時(shí)間變化得以自行緩解,反而因累積效應(yīng)而進(jìn)一步惡化。當(dāng)前心理健康服務(wù)的重心在于兒童青少年,重點(diǎn)落實(shí)在學(xué)校層面。整個(gè)青年群體的心理健康狀況也應(yīng)引起重視,需要加強(qiáng)面向成人初顯期群體的心理健康服務(wù),加強(qiáng)心理健康知識(shí)宣傳普及,提高心理衛(wèi)生知曉率,逐步構(gòu)建完善青年心理問(wèn)題高危人群篩查、預(yù)警及干預(yù)機(jī)制,及時(shí)識(shí)別心理問(wèn)題高危人群,重點(diǎn)是那些長(zhǎng)期遭受抑郁困擾難以自行緩解的高抑郁癥狀者,通過(guò)家-校-社-醫(yī)等多主體協(xié)同模式給予人文關(guān)懷、心理疏導(dǎo)和心理治療。

3.3 抑郁癥狀潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變受神經(jīng)質(zhì)與人際信任的影響

結(jié)果顯示,神經(jīng)質(zhì)是抑郁癥狀潛在類(lèi)別動(dòng)態(tài)變化的風(fēng)險(xiǎn)因素,受神經(jīng)質(zhì)影響,高抑郁癥狀組向另外2組轉(zhuǎn)變的概率均下降約2成,而另外2組向高抑郁癥狀組轉(zhuǎn)變的概率增加約2成。已有大量研究表明神經(jīng)質(zhì)與抑郁癥狀存在密切的同時(shí)性相關(guān)[8],結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)成人初顯期群體神經(jīng)質(zhì)與抑郁癥狀之間在縱向時(shí)間維度上的密切聯(lián)系。素質(zhì)-壓力理論指出,具有“脆弱性”素質(zhì)的個(gè)體對(duì)外在不利環(huán)境和壓力事件更為敏感,更容易產(chǎn)生抑郁癥狀[25]。神經(jīng)質(zhì)作為一種較為穩(wěn)定的人格類(lèi)型,核心特點(diǎn)是對(duì)消極情緒的易感性,情緒穩(wěn)定性較差,傾向于對(duì)應(yīng)激事件做出過(guò)度反應(yīng),更有可能體驗(yàn)負(fù)面情緒,是典型的“脆弱性”素質(zhì)因素[8]。提示家庭和學(xué)校教育應(yīng)協(xié)同發(fā)力,注重從小培養(yǎng)兒童青少年的情緒穩(wěn)定性,促進(jìn)健康人格養(yǎng)成,這對(duì)于個(gè)體畢生情緒健康發(fā)展具有深遠(yuǎn)意義。

人際信任能夠促進(jìn)高抑郁癥狀組向低抑郁癥狀組的轉(zhuǎn)變,以及減少低積極情緒組向高抑郁癥狀組轉(zhuǎn)變的可能,人際信任是抑郁癥狀動(dòng)態(tài)變化的保護(hù)因素。根據(jù)埃里克森心理社會(huì)發(fā)展理論,成人初顯期主要在于發(fā)展友誼和親密感,獲得良好人際關(guān)系[24]。在我國(guó)集體主義文化背景下,和諧人際關(guān)系對(duì)于個(gè)體心理健康的重要性更加突出。人際信任是積極的人際認(rèn)知傾向,屬于保護(hù)性的心理素質(zhì),能夠緩沖外部壓力的影響,也是形成良好人際關(guān)系的基礎(chǔ)[15]。可喜的是,黨的十八大以來(lái),我國(guó)大力弘揚(yáng)和踐行社會(huì)主義核心價(jià)值觀,倡導(dǎo)誠(chéng)信、友善的公民個(gè)人價(jià)值準(zhǔn)則,加強(qiáng)社會(huì)信用體系建設(shè),逐步健全完善個(gè)人征信體系和失信懲戒機(jī)制等,一系列舉措有利于加快信用社會(huì)建設(shè),從而為青年人際信任水平的提升提供良好社會(huì)生態(tài)。

本研究創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在采用以個(gè)體為中心的分析視角,基于代表性良好的縱向追蹤數(shù)據(jù),綜合個(gè)體與動(dòng)態(tài)的角度探討了成人初顯期群體抑郁癥狀的潛在類(lèi)別與轉(zhuǎn)變特點(diǎn),并且揭示了人格與人際信任在潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變中的作用。不足之處在于,受制于開(kāi)放數(shù)據(jù)庫(kù)中的變量實(shí)際,無(wú)法就抑郁癥狀的變化過(guò)程進(jìn)行更長(zhǎng)時(shí)間更多輪次的分析,并且在探討影響因素方面缺乏系統(tǒng)性。后續(xù)研究可以采用時(shí)間跨度更大數(shù)據(jù)采集頻次更高的追蹤設(shè)計(jì),基于生態(tài)系統(tǒng)理論,綜合考察個(gè)體、家庭與社會(huì)層面因素的作用,借助潛變量增長(zhǎng)曲線模型與增長(zhǎng)混合模型分析技術(shù),更為全面地揭示成人初顯期群體抑郁癥狀的一般發(fā)展軌跡、個(gè)體差異以及影響因素。