關(guān)鍵詞 疫情感知嚴(yán)重性 抑郁情緒 網(wǎng)絡(luò)疑病 反芻思維 性別

1 引言

疫情期間公眾普遍出現(xiàn)如焦慮、抑郁等心理應(yīng)激反應(yīng)（Huang amp; Zhao， 2020）。應(yīng)激是指?jìng)€(gè)體面對(duì)耗費(fèi)或超過(guò)自身資源并危及自身健康的外部刺激時(shí)產(chǎn)生的反應(yīng)（Folkman， Lazarus， Gruen， et al.，1986）。疫情超出了個(gè)體應(yīng)對(duì)災(zāi)難時(shí)的適應(yīng)能力，成為致使個(gè)體產(chǎn)生緊張反應(yīng)的應(yīng)激事件。當(dāng)經(jīng)歷重大應(yīng)激事件后，個(gè)體的心理健康問(wèn)題如抑郁水平會(huì)增加（Cénat et al.， 2020）。這可能是由于人們認(rèn)為應(yīng)激事件嚴(yán)重性與威脅性已經(jīng)超出其機(jī)體的心理承受能力，從而加重了個(gè)體抑郁情緒。因此，有必要探索對(duì)應(yīng)激事件的認(rèn)知（疫情感知嚴(yán)重性）與抑郁情緒的關(guān)系及其作用機(jī)制，以便發(fā)展應(yīng)激的相關(guān)理論，并有針對(duì)性地進(jìn)行預(yù)防和干預(yù)。

1.1 疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒

應(yīng)激和應(yīng)對(duì)的交互理論（stress and copingtheory）認(rèn)為，外界環(huán)境變化對(duì)個(gè)體產(chǎn)生的威脅或挑戰(zhàn)并不直接影響個(gè)體的應(yīng)激反應(yīng)，應(yīng)激事件（生活事件）會(huì)通過(guò)影響個(gè)體的認(rèn)知評(píng)價(jià)和應(yīng)對(duì)策略傾向，影響個(gè)體對(duì)應(yīng)激事件的應(yīng)對(duì)，進(jìn)而影響個(gè)體的應(yīng)激反應(yīng)（Folkman， Lazarus， Dunkel-Schetter， et al.， 1986;Folkman et al.， 1986）。已有研究表明，疫情對(duì)個(gè)體的心理健康產(chǎn)生負(fù)面影響，疫情作為應(yīng)激事件會(huì)加重個(gè)體抑郁情緒（Wang et al.， 2020），中國(guó)青少年在疫情期間常見(jiàn)的負(fù)性情緒之一就是抑郁（Zhou etal.， 2020）。疫情可能會(huì)通過(guò)個(gè)體對(duì)疫情的主觀評(píng)價(jià)進(jìn)而對(duì)個(gè)體的抑郁情緒產(chǎn)生影響，疫情感知嚴(yán)重性，Perceived Severity of Epidemic）是指當(dāng)疫情爆發(fā)時(shí)個(gè)體感知到的疫情嚴(yán)重程度，是個(gè)體對(duì)疫情嚴(yán)重程度的主觀認(rèn)知評(píng)價(jià)（Kathiravan et al.， 2021）。有研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的認(rèn)知評(píng)價(jià)會(huì)影響情緒，對(duì)事件的不同評(píng)價(jià)會(huì)使被試產(chǎn)生不同的情緒（Siemer et al.，2007）。由此個(gè)體的疫情感知嚴(yán)重性不同，其抑郁情緒也會(huì)有差異。綜上，本研究提出假設(shè)1：個(gè)體的疫情感知嚴(yán)重性越強(qiáng)，其抑郁情緒水平越高。

1.2 網(wǎng)絡(luò)疑病的中介作用

網(wǎng)絡(luò)疑?。╟yberchondria）是指?jìng)€(gè)體由于健康困擾，過(guò)多或反復(fù)在網(wǎng)絡(luò)上查閱與健康相關(guān)的信息，結(jié)果反而強(qiáng)化了這種困擾的現(xiàn)象（Starcevic amp; Berle，2013）。根據(jù)應(yīng)激和應(yīng)對(duì)的交互理論（Folkman，Lazarus， Dunkel-Schetter， et al.， 1986; Folkman et al.，1986），個(gè)體疫情感知嚴(yán)重性越高，其對(duì)健康的擔(dān)憂越重，這會(huì)使個(gè)體采取應(yīng)對(duì)措施，增加了個(gè)體在網(wǎng)絡(luò)上過(guò)多地搜索與健康相關(guān)的信息的行為，導(dǎo)致個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)疑病傾向上升；而網(wǎng)絡(luò)疑病傾向越高，個(gè)體越傾向于采用消極的認(rèn)知加工，這會(huì)加重個(gè)體的抑郁情緒（White amp; Horvitz， 2009; Williams et al.，1997）。

首先，疫情感知嚴(yán)重性這一認(rèn)知評(píng)價(jià)與健康密切相關(guān)，會(huì)增強(qiáng)個(gè)體的對(duì)健康的擔(dān)憂。在疫情爆發(fā)初期，因?yàn)槌鲂惺芟薜纫蛩?，?huì)使個(gè)體采取其他可行的應(yīng)對(duì)措施，增加了個(gè)體在網(wǎng)絡(luò)上搜索與健康相關(guān)的信息的行為，導(dǎo)致個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)疑病傾向上升。其次，在疫情爆發(fā)初期，人們對(duì)自己感到不確定，加之感染的人數(shù)不斷攀升，在當(dāng)時(shí)還沒(méi)有較好的治療手段，所以疫情感知嚴(yán)重性越強(qiáng)的個(gè)體會(huì)對(duì)自己健康狀況更加敏感，可能會(huì)增加其網(wǎng)絡(luò)疑病傾向（Fergus， 2015）。此外，疫情期間，媒體關(guān)于疫情的報(bào)道增加，并且經(jīng)常使用情緒化的語(yǔ)言和內(nèi)容吸引人們的注意（Garfin et al.， 2020）。這會(huì)導(dǎo)致疫情感知嚴(yán)重性越強(qiáng)的個(gè)體越擔(dān)憂自身的健康狀況，會(huì)越頻繁地使用互聯(lián)網(wǎng)查詢健康信息，致使網(wǎng)絡(luò)疑病水平上升。德國(guó)的一項(xiàng)研究也發(fā)現(xiàn)，疫情期間搜索過(guò)與健康相關(guān)信息的人數(shù)占調(diào)查研究總?cè)藬?shù)（N =1615）的85.2%，其網(wǎng)絡(luò)疑病水平也高于非疫情期間人們的網(wǎng)絡(luò)疑病水平（Jungmann amp; Witth?ft，2020）。

而在疫情期間，網(wǎng)絡(luò)疑病傾向越高，個(gè)體消極的注意和解釋偏向也越高，在搜索與健康相關(guān)的信息時(shí)傾向于將模糊的癥狀或診斷信息解釋得更加消極和嚴(yán)重（White amp; Horvitz， 2009）。而用消極的方式編碼個(gè)人經(jīng)驗(yàn)，會(huì)使知覺(jué)產(chǎn)生歪曲、對(duì)信息的解釋產(chǎn)生偏差，從而導(dǎo)致個(gè)體的抑郁情緒水平上升（Williams et al.， 1997）。并且負(fù)性的認(rèn)知，如消極思維是致使個(gè)體抑郁情緒加重的關(guān)鍵性因素（P?sselamp; Smith， 2019）。因此，本研究提出假設(shè)2：網(wǎng)絡(luò)疑病在疫情感知嚴(yán)重性和抑郁情緒之間起中介作用。

1.3 反芻思維和性別的聯(lián)合調(diào)節(jié)（joint moderating）作用

反芻思維是個(gè)體在遭遇消極生活事件后，對(duì)這一事件及其原因和潛在不良后果進(jìn)行反復(fù)思考，而不思考“改善或解決問(wèn)題的策略”的思維習(xí)慣（Nolen-Hoeksema， 1991）。反應(yīng)風(fēng)格的應(yīng)激—認(rèn)知易感模型指出，認(rèn)知易感因素（如反芻思維）可能與應(yīng)激事件或日常困擾交互作用引發(fā)或加重抑郁情緒，高反芻思維增加了應(yīng)激事件或日常困擾引發(fā)個(gè)體抑郁情緒的可能性（Nolen-Hoeksema amp; Girgus，1994）。因此，當(dāng)個(gè)體疫情感知嚴(yán)重性高或者網(wǎng)絡(luò)疑病水平高時(shí)，相比于低反芻思維個(gè)體，高反芻思維個(gè)體由于其自身消極的思維習(xí)慣更容易產(chǎn)生抑郁情緒。此外，由上文可知，疫情作為應(yīng)激事件會(huì)導(dǎo)致個(gè)體網(wǎng)絡(luò)疑病水平上升。根據(jù)應(yīng)激和應(yīng)對(duì)的交互理論，個(gè)體對(duì)應(yīng)激事件的應(yīng)對(duì)也會(huì)受到個(gè)體的認(rèn)知評(píng)價(jià)及應(yīng)對(duì)策略傾向的影響（Folkman， Lazarus，Dunkel-Schetter， et al.， 1986; Folkman et al.， 1986）。高反芻思維個(gè)體因其消極的思維習(xí)慣和應(yīng)對(duì)方式可能會(huì)加劇疫情感知嚴(yán)重性對(duì)網(wǎng)絡(luò)疑病的預(yù)測(cè)作用。由此，本研究提出假設(shè)3：反芻思維可以調(diào)節(jié)疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒、疫情感知嚴(yán)重性對(duì)網(wǎng)絡(luò)疑病、網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用。

反芻思維和抑郁情緒具有顯著的性別差異，女性比男性更傾向于將反芻思維作為應(yīng)對(duì)方式（Gomez-Baya et al.， 2017）。由于更傾向于關(guān)注消極的事件并進(jìn)行反芻思維，女性的抑郁情緒水平會(huì)更高（McLean amp; Anderson， 2009; Nolen-Hoeksema，1991）。其次，應(yīng)激事件與個(gè)體抑郁情緒的關(guān)系強(qiáng)度存在性別差異，應(yīng)激事件對(duì)女性抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用較男性大，這可能是女性更習(xí)慣于采用反芻式的思維方式導(dǎo)致的（Radloff amp; Rae， 1979）。綜上，反芻思維對(duì)疫情感知嚴(yán)重性和抑郁情緒，疫情感知嚴(yán)重性和網(wǎng)絡(luò)疑病以及網(wǎng)絡(luò)疑病與抑郁情緒關(guān)系的調(diào)節(jié)作用可能會(huì)受到性別的調(diào)節(jié)，即性別和反芻思維聯(lián)合調(diào)節(jié)這三個(gè)關(guān)系。因此，本研究提出假設(shè)4：反芻思維與性別聯(lián)合調(diào)節(jié)疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒、疫情感知嚴(yán)重性對(duì)網(wǎng)絡(luò)疑病、網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用。

1.4 當(dāng)前研究

綜上，抑郁情緒會(huì)受到個(gè)體疫情感知嚴(yán)重性、網(wǎng)絡(luò)疑病、反芻思維和性別的影響。然而，尚未有研究整合這些變量進(jìn)行探究。因此，本研究基于應(yīng)激和應(yīng)對(duì)的交互理論并結(jié)合反應(yīng)風(fēng)格的應(yīng)激—認(rèn)知易感模型，擬探討疫情感知嚴(yán)重性通過(guò)網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)抑郁情緒的影響，并分析反芻思維和性別在其中的作用（見(jiàn)圖1）。

2 方法

2.1 被試

本研究在疫情爆發(fā)初期，在問(wèn)卷星網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)發(fā)放問(wèn)卷。通過(guò)將問(wèn)卷的網(wǎng)頁(yè)鏈接和二維碼發(fā)送至朋友圈、微信群、QQ 空間、QQ 群等社交媒體，被試自愿填寫(xiě)問(wèn)卷，作答完成后會(huì)給予少量費(fèi)用作為報(bào)酬，最終回收問(wèn)卷503 份，刪除無(wú)效問(wèn)卷（連續(xù)作答20 題或以上）7 份，作答時(shí)間過(guò)短的問(wèn)卷11 份，剩余有效問(wèn)卷485 份，有效率為96.42%，無(wú)缺失數(shù)據(jù)。其中男性137 人（28.25%）。被試年齡分布為14～50 歲，平均22.94±5.68 歲（見(jiàn)圖2）?？倶颖局?，70.31% 的被試在網(wǎng)上辦公或?qū)W習(xí)，15.46% 的被試無(wú)業(yè)，14.23% 的被試等待單位通知上班或上學(xué)，參與問(wèn)卷作答的被試均沒(méi)有到單位上班或?qū)W習(xí)。

2.2 測(cè)量工具

疫情感知嚴(yán)重性問(wèn)卷。 本問(wèn)卷為自編問(wèn)卷，通過(guò)對(duì)20 位成年人和青少年進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)訪談，了解其對(duì)疫情的認(rèn)知及其表現(xiàn)，并由2 位心理學(xué)專(zhuān)業(yè)研究生將訪談內(nèi)容編碼和條目化，即根據(jù)受訪者在訪談過(guò)程中的回答，把關(guān)于疫情感知嚴(yán)重性的具體感受、狀態(tài)以及認(rèn)知、情緒和行為表現(xiàn)以完整化、書(shū)面化、簡(jiǎn)潔化的句子表達(dá)出來(lái)，并合并同類(lèi)條目，請(qǐng)心理測(cè)量、咨詢心理學(xué)和社會(huì)心理學(xué)方向的三位教授對(duì)編寫(xiě)的題目進(jìn)行修改，確保句子意思明確、沒(méi)有歧義，并且編寫(xiě)的題目能夠反映疫情感知嚴(yán)重性包含的主要內(nèi)容。最后確定初始問(wèn)卷共25 題，采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，考察個(gè)體在疫情爆發(fā)初期對(duì)疫情嚴(yán)重程度的主觀感受，分?jǐn)?shù)越高表示被試主觀認(rèn)為疫情的嚴(yán)重程度越高。問(wèn)卷編制過(guò)程中，首先對(duì)回收的174名個(gè)體的數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析和探索性因素分析。將問(wèn)卷總分前27% 和后27% 的被試作為高分組與低分組，進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)，刪除區(qū)分度較差的3題，刪除題總相關(guān)未達(dá)到 .30 的項(xiàng)目2題。KMO和Bartlett 球形檢驗(yàn)結(jié)果顯示，KMO 值為 .83，Bartlett球形檢驗(yàn)值顯著（plt;.001），表明適合進(jìn)行因子分析。之后對(duì)結(jié)果進(jìn)行探索性因素分析，前3 個(gè)因素特征根大于1，共可以解釋超過(guò)57.74% 的總體方差；根據(jù)碎石圖，提取拐點(diǎn)之前的因子數(shù)量，最終抽取了3個(gè)因素，刪除共同度小于 .30、因子載荷小于 .40和存在雙重負(fù)荷（在兩個(gè)或兩個(gè)以上的因子上負(fù)荷均大于 .40，且因子負(fù)荷之差小于 .30）的題目，最終保留14 題。之后使用本研究的485 名被試的數(shù)據(jù)進(jìn)行了驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果表明所有題目因子負(fù)荷均在 .40～.90 之間，問(wèn)卷結(jié)構(gòu)效度良好（模型擬合指數(shù)：χ²/df = 3.60， CFI = .93， TLI = .92， RMSEA =.073）。正式問(wèn)卷共有三個(gè)維度：健康風(fēng)險(xiǎn)維度共3題（例“我感覺(jué)自己的健康受到威脅”）、情緒維度共4 題（例“一聽(tīng)到附近有人打噴嚏，我就會(huì)很緊張”）和行為維度共7 題（例“我采購(gòu)的物品，只有進(jìn)行徹底地消毒才放心使用”）。本研究中此問(wèn)卷的Cronbach' s α 系數(shù)為 .88。為檢驗(yàn)疫情感知嚴(yán)重性問(wèn)卷的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度，采用各省份的累計(jì)確診人數(shù)與各省份被試在疫情感知嚴(yán)重性問(wèn)卷上的總分進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果顯示該效標(biāo)與疫情感知嚴(yán)重性問(wèn)卷得分顯著正相關(guān)（r = .30， p lt; .001）。

抑郁焦慮壓力量表。采用龔栩等人（2010）修訂的中文版抑郁焦慮壓力量表中的抑郁分量表。該量表共7 題，采用Likert 4 點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高表明個(gè)體的抑郁情緒水平越高。本研究中抑郁分量表的Cronbach' s α 系數(shù)為 .85。

網(wǎng)絡(luò)疑病量表。采用丁佳麗（2016）編制的網(wǎng)絡(luò)疑病量表，該量表共13 題，包含了沖動(dòng)和過(guò)度、擔(dān)憂和恐懼2 個(gè)維度，采用Likert 4 點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高表明網(wǎng)絡(luò)疑病水平越高。本研究中該量表的Cronbach' s α 系數(shù)為 .93。

反芻思維量表。采用韓秀和楊宏飛（2009）修訂的中文版反芻思維量表，包含了癥狀反芻、強(qiáng)迫思考、反省深思3 個(gè)維度，該量表共22 題，采用Likert 4 點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高表明反芻思維水平越高。本研究中該量表的Cronbach' s α 系數(shù)為 .95。

2.3 數(shù)據(jù)分析

本研究采用SPSS 22.0 和PROCESS 宏程序?qū)?shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和分析。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差

本研究使用自我報(bào)告法收集數(shù)據(jù)，可能會(huì)存在共同方法偏差問(wèn)題。采用Harman 單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，設(shè)定公因子數(shù)為1，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果顯示模型擬合很差，χ²/df =20.364， CFI = .680， GFI=.752， AGFI = .621， NFI=.670， RMSEA=.200。此外，聯(lián)合調(diào)節(jié)的中介模型中未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析結(jié)果提取出特征根大于1 的因子共9 個(gè)，最大因子方差解釋率為27.67%（小于40%）。表明本研究數(shù)據(jù)無(wú)明顯的共同方法偏差。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)

描述統(tǒng)計(jì)和變量之間的相關(guān)性見(jiàn)表1。性別與疫情感知嚴(yán)重性正相關(guān)邊緣顯著，與網(wǎng)絡(luò)疑病、反芻思維和抑郁情緒相關(guān)不顯著；疫情感知嚴(yán)重性、網(wǎng)絡(luò)疑病、抑郁情緒與反芻思維兩兩正相關(guān)。

3.3 網(wǎng)絡(luò)疑病的中介作用

疫情的威脅感知具有年齡差異，與老年人相比，年輕人的威脅感知更高，并且消極情緒更高（Klaiberet al.， 2021）。因此，本研究將年齡作為控制變量。多重共線性檢驗(yàn)表明， 容忍度均大于 .78，方差膨脹因子均小于1.29（ 見(jiàn)表2）（Jemilohun， 2021），因此不存在嚴(yán)重的多重共線性。為控制變量間的多重共線性，在數(shù)據(jù)分析前對(duì)變量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。此外，由于樣本的性別比例失衡，采用加權(quán)后的效應(yīng)編碼對(duì)性別進(jìn)行處理（Daly et al.， 2016），避免由于類(lèi)別變量失衡對(duì)研究結(jié)果的影響，男性編碼為-2.54，女性為1。在此基礎(chǔ)上，本研究采用了PROCESS 程序中模型4、模型59 和模型73 分別對(duì)中介模型、有調(diào)節(jié)的中介模型和有聯(lián)合調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行Bootstrap 檢驗(yàn)，將Bootstrap 重復(fù)抽樣數(shù)設(shè)置為5000。

根據(jù)PROCESS 模型4 中介模型的結(jié)果顯示（見(jiàn)表3），疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒（β = .31， p lt;.001）之間的路徑系數(shù)顯著，結(jié)果支持了假設(shè)1。將中介變量納入回歸方程后，疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒（β = .26， p lt; .001），疫情感知嚴(yán)重性與網(wǎng)絡(luò)疑?。é?= .36， p lt; .001），網(wǎng)絡(luò)疑病與抑郁情緒（β= .29， p lt; .001）之間的路徑系數(shù)均顯著，Bootstrap95% 置信區(qū)間不包含0，說(shuō)明網(wǎng)絡(luò)疑病在疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒之間的關(guān)系中起中介作用，該中介效應(yīng)為β = .11，總效應(yīng)為β = .36，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的29.26 %（見(jiàn)表4），結(jié)果支持假設(shè)2。

3.4 反芻思維的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)PROCESS 模型59 有調(diào)節(jié)的中介模型的結(jié)果顯示（見(jiàn)表3），疫情感知嚴(yán)重性和反芻思維乘積項(xiàng)與網(wǎng)絡(luò)疑病的路徑系數(shù)不顯著（β = -.01， p gt;.05）。疫情感知嚴(yán)重性和反芻思維乘積項(xiàng)與抑郁情緒的路徑系數(shù)顯著（β = .10， p lt; .01）。由圖3 可知，低反芻思維（M-1SD ）個(gè)體的疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒的路徑系數(shù)顯著（simple slope = .12， t = 2.56，p lt; .05）；高反芻思維（M+1SD ）個(gè)體的疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的正向預(yù)測(cè)增強(qiáng)（simple slope =.31， t = 5.69， p lt; .001）。在高反芻思維個(gè)體和低反芻思維個(gè)體中，疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用存在差異顯著（B = -.196， p lt; .01）。表明較低反芻思維個(gè)體，高反芻思維個(gè)體的疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用更強(qiáng)。此外，網(wǎng)絡(luò)疑病和反芻思維乘積項(xiàng)與抑郁情緒的路徑系數(shù)顯著（β = .12，p lt; .001）。由圖4 可知，低反芻思維（M-1SD ）個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)抑郁情緒的正向預(yù)測(cè)作用不顯著（simple slope = .01， t = .21， p gt; .05）；而對(duì)于高反芻思維（M+1SD ）個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)疑病顯著正向預(yù)測(cè)抑郁情緒（simple slope = .24， t = 4.83， p lt; .001）。在高反芻思維個(gè)體和低反芻思維個(gè)體中，網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用存在顯著差異（B = -.230， p lt;.01）。表明對(duì)于高反芻思維個(gè)體，網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用更強(qiáng)，而低反芻思維可以緩解網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)個(gè)體抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用。因此，結(jié)果支持假設(shè)3 中反芻思維可以調(diào)節(jié)疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒、網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用。

3.5 反芻思維與性別的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用

根據(jù)PROCESS 模型73 有聯(lián)合調(diào)節(jié)的中介模型的結(jié)果顯示（見(jiàn)表3），疫情感知嚴(yán)重性、反芻思維和性別的乘積項(xiàng)與網(wǎng)絡(luò)疑病的路徑系數(shù)不顯著（β= .03， p gt; .05）。疫情感知嚴(yán)重性、反芻思維和性別的乘積項(xiàng)與抑郁情緒的路徑系數(shù)顯著（β = -.05， p lt;.05）。網(wǎng)絡(luò)疑病、反芻思維和性別的乘積項(xiàng)與抑郁情緒的路徑系數(shù)不顯著（β = -.01， p gt; .05）。該結(jié)果支持了假設(shè)4 中反芻思維和性別在疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒的關(guān)系中起聯(lián)合調(diào)節(jié)作用。

簡(jiǎn)單斜率分析表明（見(jiàn)圖5 和表5），在高反芻思維男性（simple slope = .53， t = 5.97， p lt; .001）群體中，疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒的關(guān)系顯著。在低反芻思維男性（simple slope = .11， t = 1.48， p gt;.05）群體中，疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒的關(guān)系不顯著。疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用在高反芻思維男性和低反芻思維男性兩種群體的差異顯著（B = -.412， p lt; .01）。在低反芻思維女性（simpleslope = .13， t = 2.35， p lt; .05）、高反芻思維女性（simpleslope = .21， t = 2.89， p lt; .01）兩組群體中，疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒的關(guān)系均顯著。疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用在高反芻思維女性、低反芻思維女性兩種群體的差異不顯著（B = -.073， p gt;.05）。

4 討論

4.1 疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒的關(guān)系

疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用顯著，根據(jù)應(yīng)激和應(yīng)對(duì)的交互理論（Folkman， Lazarus，Dunkel-Schetter， et al.， 1986; Folkman et al.， 1986），個(gè)體對(duì)疫情的認(rèn)知評(píng)價(jià)會(huì)影響其應(yīng)激反應(yīng)。個(gè)體認(rèn)為疫情越嚴(yán)重，其消極情緒越多（Li et al.， 2020）。疫情感知嚴(yán)重性越高，對(duì)疫情的應(yīng)激反應(yīng)（包括抑郁情緒）也越大（Cénat et al.， 2020）。由此，人們對(duì)疫情的主觀評(píng)價(jià)會(huì)影響其抑郁情緒水平，疫情感知嚴(yán)重性越高，其抑郁情緒水平也越高。

4.2 網(wǎng)絡(luò)疑病的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)疑病在疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒之間起中介作用。疫情感知嚴(yán)重性能正向預(yù)測(cè)網(wǎng)絡(luò)疑病。在疫情期間，感知到的疫情風(fēng)險(xiǎn)（害怕被感染）會(huì)加劇個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)疑病水平（Schimmentiet al.， 2020）。其次，傳染性強(qiáng)并具有潛伏期，導(dǎo)致人們對(duì)健康過(guò)度擔(dān)憂，這增加人們網(wǎng)絡(luò)疑病傾向（Zangoulechi et al.， 2018）。此外，網(wǎng)絡(luò)疑病也能正向預(yù)測(cè)抑郁情緒。網(wǎng)絡(luò)疑病傾向越高，個(gè)體越可能會(huì)出于對(duì)健康的困擾，在網(wǎng)絡(luò)上過(guò)度或反復(fù)搜索與健康相關(guān)的信息（Starcevic amp; Berle， 2013），導(dǎo)致個(gè)體的抑郁情緒水平上升。其次，網(wǎng)絡(luò)疑病傾向越高，個(gè)體在瀏覽與健康相關(guān)的網(wǎng)頁(yè)信息時(shí)越傾向于關(guān)注消極的信息（White amp; Horvitz， 2009），負(fù)性認(rèn)知偏向較高，使個(gè)體抑郁情緒水平增加（Williams etal.， 1997）。再次，以健康為目的的互聯(lián)網(wǎng)使用增加了個(gè)體的健康焦慮，并且個(gè)體的抑郁情緒也隨之增加，這可能與個(gè)體過(guò)多地思考疾病信息、過(guò)度關(guān)注健康問(wèn)題和網(wǎng)絡(luò)信息中不必要的健康負(fù)面信息有關(guān)（Bessière et al.， 2010）。

根據(jù)應(yīng)激和應(yīng)對(duì)的交互理論（Folkman， Lazarus，Dunkel-Schetter， et al.， 1986; Folkman et al.， 1986），應(yīng)激事件會(huì)通過(guò)個(gè)體的認(rèn)知評(píng)價(jià)影響個(gè)體的應(yīng)對(duì)方式，從而影響應(yīng)激反應(yīng)。個(gè)體疫情感知嚴(yán)重性越高，其對(duì)健康的困擾越嚴(yán)重，這會(huì)促使個(gè)體采取在網(wǎng)絡(luò)上過(guò)多地搜索與健康相關(guān)的信息進(jìn)行應(yīng)對(duì)，從而增加了其網(wǎng)絡(luò)疑病傾向；而網(wǎng)絡(luò)疑病傾向越高，個(gè)體對(duì)健康的困擾越嚴(yán)重，并且越傾向于進(jìn)行消極認(rèn)知加工，這會(huì)加重個(gè)體的抑郁情緒（White amp; Horvitz，2009; Williams et al.， 1997）。綜上，個(gè)體感知到的疫情越嚴(yán)重，其網(wǎng)絡(luò)疑病傾向越強(qiáng)，抑郁情緒水平也越高。

4.3 反芻思維與性別的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，反芻思維在疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒、網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用中起調(diào)節(jié)作用。反芻思維加劇了疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒、網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用。根據(jù)反應(yīng)風(fēng)格的應(yīng)激—認(rèn)知易感模型（Nolen-Hoeksemaamp; Girgus， 1994），高反芻思維個(gè)體在面對(duì)疫情（應(yīng)激事件）或網(wǎng)絡(luò)疑?。ㄈ粘＠_）會(huì)反復(fù)思考事件本身而導(dǎo)致抑郁情緒水平上升。此外，網(wǎng)絡(luò)疑病增加了個(gè)體對(duì)疫情的擔(dān)憂，過(guò)度使用網(wǎng)絡(luò)搜索疾病信息使個(gè)體產(chǎn)生更多消極認(rèn)知（White amp;Horvitz， 2009）。高反芻思維個(gè)體會(huì)反復(fù)思考負(fù)性生活事件帶來(lái)的影響和網(wǎng)絡(luò)上的負(fù)面健康信息，從而增加了疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒、網(wǎng)絡(luò)疑病與抑郁情緒的關(guān)系強(qiáng)度。相反，低反芻思維個(gè)體不會(huì)反復(fù)思考消極生活事件的影響和網(wǎng)上的負(fù)面健康信息，因此對(duì)疫情感知嚴(yán)重性和抑郁情緒關(guān)系強(qiáng)度的加重作用減弱，并且不會(huì)加重網(wǎng)絡(luò)疑病與抑郁情緒之間的關(guān)系強(qiáng)度。

此外，研究結(jié)果顯示，反芻思維和性別在疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用中起聯(lián)合調(diào)節(jié)作用。對(duì)于高反芻思維男性，疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用顯著高于低反芻思維男性；對(duì)于高反芻思維女性，疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用與低反芻思維女性沒(méi)有顯著差異。這一結(jié)果可能是性別角色的差異導(dǎo)致的。已有研究表明，男性角色比女性角色更強(qiáng)調(diào)獨(dú)立性、控制情感的能力和權(quán)力，這會(huì)導(dǎo)致男性更傾向于獨(dú)自面對(duì)應(yīng)激事件，不愿意尋求外部幫助；女性比男性更容易意識(shí)到問(wèn)題，并且尋求他人幫助的態(tài)度更積極，更傾向于尋求他人幫助（Addis amp; Mahalik， 2003; Fischer amp;Turner，1970; Komiya et al.， 2000）。此外，與男性相比，女性更傾向于情感交流并且自我暴露水平更高（徐偉等， 2006）。因此，女性在面對(duì)疫情時(shí)可能更傾向于向他人傾訴并尋求他人的幫助，從而減弱了疫情感知嚴(yán)重性對(duì)女性抑郁情緒的負(fù)面影響，而男性則由于強(qiáng)調(diào)自身獨(dú)立性，更不傾向于尋求幫助，加劇了疫情感知嚴(yán)重性對(duì)其抑郁情緒的負(fù)面影響。因此，女性面對(duì)疫情時(shí)通過(guò)尋求他人幫助和言語(yǔ)傾訴緩沖了反芻思維帶來(lái)的消極影響，使得高反芻思維女性的疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用與低反芻思維女性沒(méi)有顯著差異。男性面對(duì)疫情時(shí)更傾向于獨(dú)自面對(duì)問(wèn)題，不愿向外界求助，而對(duì)于高反芻思維的男性而言，又不斷承受著反芻思維帶來(lái)的壓力和消極影響，因此，高反芻思維男性的疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用顯著高于低反芻思維男性。

4.5 研究不足與展望

當(dāng)前研究也存在一些不足，可以在未來(lái)的研究中加以改進(jìn)。首先，本研究采用的是橫斷研究設(shè)計(jì)，其中的因果關(guān)系是基于研究假設(shè)，對(duì)變量因果的驗(yàn)證力弱，并且無(wú)法考察隨著疫情嚴(yán)重程度的變化各變量之間關(guān)系的動(dòng)態(tài)變化，未來(lái)研究可以采用縱向追蹤的方式，探索變量間關(guān)系的因果關(guān)系和變化趨勢(shì)。其次，本研究樣本的年齡和性別存在不均衡性，未來(lái)的研究可以更嚴(yán)格地控制樣本人口學(xué)變量，增加研究結(jié)論在不同群體中的適用性。最后，本研究對(duì)自編的疫情感知嚴(yán)重性問(wèn)卷效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度的檢驗(yàn)中，由于本研究樣本量只有485 人，且被試所在各省份、直轄市和自治區(qū)分布不均，這可能會(huì)影響效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度的準(zhǔn)確性。未來(lái)研究中可增加樣本量，并且盡可能降低各地域被試人數(shù)的差異，同時(shí)可以考慮以城市為單位，以不同城市感染人數(shù)為效標(biāo)考察疫情感知嚴(yán)重性的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度或考慮使用其他效標(biāo)檢驗(yàn)效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。

5 結(jié)論

（1）疫情感知嚴(yán)重性越高，個(gè)體的抑郁情緒水平越高；（2）疫情感知嚴(yán)重性越高，網(wǎng)絡(luò)疑病傾向越強(qiáng)，抑郁情緒水平也越高；（3）高反芻思維水平會(huì)增加疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用以及網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用；而當(dāng)反芻思維水平較低時(shí)，疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用減弱，網(wǎng)絡(luò)疑病對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用不顯著；（4）反芻思維和性別聯(lián)合調(diào)節(jié)了疫情感知嚴(yán)重性與抑郁情緒的關(guān)系。對(duì)于高反芻思維女性組，疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用與低反芻思維女性組沒(méi)有顯著差異；對(duì)于高反芻思維男性組，疫情感知嚴(yán)重性對(duì)抑郁情緒的預(yù)測(cè)作用顯著高于低反芻思維男性組。