摘" 要" 童年期的不良經(jīng)歷似乎增加了個(gè)體對(duì)壓力刺激的敏感性， 從而可能影響其終身的社會(huì)適應(yīng)。許多研究表明， HPA軸系統(tǒng)基因可能在調(diào)節(jié)環(huán)境因素與社會(huì)適應(yīng)之間發(fā)揮作用。然而， 過去單個(gè)基因與環(huán)境相互作用對(duì)社會(huì)適應(yīng)的影響存在爭議。本研究針對(duì)青少年樣本（14.15 ± 0.63歲; N = 700）， 采用多位點(diǎn)遺傳譜評(píng)分（multilocus genetic profile scores， MGPS）計(jì)算HPA軸系統(tǒng)多基因得分， 利用縱向數(shù)據(jù)探究其與童年期創(chuàng)傷和親子關(guān)系之間的相互作用， 并預(yù)測(cè)青少年的社會(huì)適應(yīng)（包括抑郁癥狀、親社會(huì)行為和自傷行為）。研究結(jié)果顯示， 青少年的社會(huì)適應(yīng)（包括抑郁癥狀和親社會(huì)行為）是遺傳（HPA軸系統(tǒng)MGPS）、遠(yuǎn)端環(huán)境（童年期創(chuàng)傷）和近端環(huán)境（親子關(guān)系）三者相互作用的結(jié)果。隨著遺傳風(fēng)險(xiǎn)評(píng)分的增加， 童年期創(chuàng)傷和親子關(guān)系之間的交互作用也增加， 這意味著遭受過童年期創(chuàng)傷的個(gè)體， 親子關(guān)系對(duì)社會(huì)適應(yīng)的影響會(huì)更加顯著， 符合差別易感性模型。行為學(xué)實(shí)驗(yàn)進(jìn)一步揭示了遺傳和環(huán)境因素對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的潛在機(jī)制。

關(guān)鍵詞" 青少年社會(huì)適應(yīng)， 親子關(guān)系， 童年期創(chuàng)傷， 多基因， HPA軸系統(tǒng)

分類號(hào)" B844， B825

1" 問題提出

青春期被概念化為第二個(gè)“敏感期”， 神經(jīng)內(nèi)分泌的發(fā)育變化增加其對(duì)環(huán)境的敏感性（Del Giudice et al.， 2011）， 面對(duì)壓力性生活事件的增加， 尤其是涉及人際關(guān)系的事件， 青春期內(nèi)外化問題發(fā)生率不斷增加， 并對(duì)個(gè)性發(fā)展、學(xué)業(yè)成績和身體健康產(chǎn)生負(fù)面影響（Madigan et al.， 2016）。此外， 某些遺傳特征也會(huì)影響青少年社會(huì)適應(yīng)（見綜述： Plomin et al.， 2013）。社會(huì)適應(yīng)（social adjustment）是一個(gè)廣泛的概念， 涉及個(gè)體在社會(huì)環(huán)境中調(diào)整自己的行為、情感和認(rèn)知， 以實(shí)現(xiàn)社會(huì)認(rèn)可和期望的發(fā)展目標(biāo)（Cavell， 1990）。社會(huì)適應(yīng)涵蓋適應(yīng)能力和適應(yīng)問題兩個(gè)主要方面：適應(yīng)能力包括積極主動(dòng)、接納合作、親社會(huì)行為等; 適應(yīng)問題包括外化問題， 如分心多動(dòng)， 憤怒攻擊等行為， 以及內(nèi)化問題， 如抑郁、焦慮等（Chen amp; French， 2008）。盡管社會(huì)適應(yīng)的發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)受多種因素影響， 然而遺傳與環(huán)境的相互作用對(duì)其的解釋仍潛力十足， 并受到心理學(xué)、精神病學(xué)和表觀遺傳學(xué)研究者的重視（Hou et al.， 2023; Mitchell et al.， 2016）。鑒于此， 本研究通過多位點(diǎn)遺傳變異的評(píng)估， 以及關(guān)鍵環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)量， 旨在探討遺傳風(fēng)險(xiǎn)在不同環(huán)境壓力形式（近端和遠(yuǎn)端壓力）與青少年社會(huì)適應(yīng)（抑郁癥狀、親社會(huì)行為和自傷行為）之間的調(diào)節(jié)作用。

1.1" 主要人際關(guān)系：親子關(guān)系

Vrshek-Schallhorn等人（2015）提出在探究青少年社會(huì)適應(yīng)的G × E效應(yīng)時(shí)， 候選環(huán)境的選擇是一個(gè)十分重要的環(huán)節(jié)。人際關(guān)系質(zhì)量是影響個(gè)體社會(huì)適應(yīng)能力的一個(gè)重要因素， 研究發(fā)現(xiàn)高遺傳風(fēng)險(xiǎn)的青少年在主要人際壓力源（而非次要人際或次要壓力源）與社會(huì)適應(yīng)之間表現(xiàn)出更強(qiáng)的關(guān)聯(lián)（Starr amp; Huang， 2019）。親子關(guān)系作為家庭生態(tài)環(huán)境中的核心元素， 一直是發(fā)展心理學(xué)、心理咨詢與實(shí)踐工作者研究的焦點(diǎn)（Bush amp; Peterson， 2013）。過往研究發(fā)現(xiàn)， 積極健康的親子關(guān)系對(duì)個(gè)體的情感功能和適應(yīng)能力產(chǎn)生顯著的積極影響， 反之消極危險(xiǎn)的親子關(guān)系通常會(huì)導(dǎo)致心理健康問題（Lindell et al.， 2021）。此外， 中國強(qiáng)調(diào)相互依存的文化價(jià)值觀， 例如親緣關(guān)系與人際和諧（Greenfield et al.， 2006）， 因此， 親子關(guān)系對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響更大（Wang et al.， 2021）。不僅如此， 在一項(xiàng)探究親子關(guān)系與孩子社會(huì)適應(yīng)的元分析中， Van Dijk等人（2020）發(fā)現(xiàn)親密感、安全依戀和積極的親子溝通等高品質(zhì)的親子關(guān)系可以提高孩子自尊、生活滿意感; 而家長控制、親子沖突則顯著預(yù)測(cè)孩子內(nèi)外化問題行為。

1.2" 環(huán)境與環(huán)境的交互作用

需要澄清的是， 壓力敏感性模型（stress sensitization model）提出， 早期壓力暴露可能會(huì)加劇個(gè)體對(duì)未來壓力刺激的敏感性， 從而影響青春期社會(huì)適應(yīng)， 這種現(xiàn)象可被形容為“環(huán)境與環(huán)境” （environment × environment， E × E）之間的相互作用。相關(guān)研究表明童年逆境（如兒童期受虐、父母喪失、父母分居）可能增加個(gè)體對(duì)后續(xù)近端壓力的敏感性， 增加諸如抑郁（Stroud， 2019）、失眠（Turner et al.， 2020）、自傷行為（Campos et al.， 2020）和攻擊性行為（Caruso et al.， 2021）等社會(huì)適應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)。在一項(xiàng)調(diào)查童年期逆境與成人精神障礙的大樣本研究（N = 34653）中， 結(jié)果顯示相比沒有遭受過童年逆境的個(gè)體， 具有童年逆境史的人群近端壓力性事件與抑郁、焦慮、創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙的相關(guān)更大（McLaughlin et al.， 2010）。不僅如此， 經(jīng)歷過兒童期虐待的青少年在面對(duì)近期較低強(qiáng)度壓力時(shí)也有著更高的抑郁風(fēng)險(xiǎn)（La Rocque et al.， 2014）。與此同時(shí)， Liu等人（2018）在其納入71項(xiàng)研究數(shù)十萬參與者的有關(guān)童年期創(chuàng)傷和自傷行為的系統(tǒng)綜述與元分析中， 結(jié)果顯示各個(gè)類型的童年期創(chuàng)傷均與自傷行為相關(guān)， 且這種關(guān)聯(lián)在非臨床樣本中更加強(qiáng)烈。研究也發(fā)現(xiàn)遭受過童年期虐待和忽視的個(gè)體， 其照顧他人的能力也會(huì)降低， 變得不那么無私， 從而影響利他、道德和親社會(huì)行為（Music， 2011）。

1.3" 壓力敏感性的遺傳變異

大量研究證實(shí)了遺傳因素在青少年社會(huì)適應(yīng)發(fā)生發(fā)展中的影響， 其中遺傳變異增加暴露于童年期逆境或近端壓力源后患抑郁癥的風(fēng)險(xiǎn)（Assary et al.， 2018）， 并且會(huì)影響親社會(huì)行為（Music， 2011; Si et al.， 2020）。然而， 考慮到不同發(fā)育階段應(yīng)激壓力的交互影響， 簡單的遺傳與環(huán)境（gene × environment， G × E）模型難以滿足青少年社會(huì)適應(yīng)的復(fù)雜病因。因此， 研究者提出了一個(gè)更復(fù)雜的模型， 即遺傳變異可以調(diào)節(jié)童年期逆境所產(chǎn)生的壓力敏感性， 青少年社會(huì)適應(yīng)的差異是“遺傳?環(huán)境?環(huán)境gene × environment × environment” G × E × E三者交互作用的結(jié)果， 其中第一個(gè)“E”指童年期逆境， 第二個(gè)“E”則指近端壓力源（Keers amp; Pluess， 2017）。在一項(xiàng)調(diào)查抑郁的G × E × E效應(yīng)的研究中， 結(jié)果顯示血清素轉(zhuǎn)運(yùn)蛋白基因， 兒童期受虐和成人創(chuàng)傷經(jīng)歷的三者交互作用可以顯著預(yù)測(cè)抑郁的產(chǎn)生（Grabe et al.， 2012）。有多種生物學(xué)機(jī)制可用以解釋遺傳風(fēng)險(xiǎn)如何影響由童年期逆境導(dǎo)致的個(gè)體壓力敏感性， 舉例來說， 兒童期逆境可能導(dǎo)致壓力相關(guān)系統(tǒng)和結(jié)構(gòu)的發(fā)育發(fā)生變化， 例如下丘腦?垂體?腎上腺（hypothalamic–pituitary–adrenal， HPA）軸的敏感性增加和海馬體積減少（Cicchetti amp; Rogosch， 2012）， 而基因則可能對(duì)這些系統(tǒng)的可塑性變化產(chǎn)生影響， 青少年在經(jīng)歷了兒童期逆境后更容易出現(xiàn)與壓力相關(guān)的神經(jīng)回路的持久性改變（Heim et al.， 2008）。

1.4" 超越單一候選基因：多位點(diǎn)方法

差別易感性模型（the differential susceptibility， Belsky et al.， 2007）提出“可塑性”基因會(huì)產(chǎn)生近似于“近朱者赤， 近墨者黑”的效應(yīng)， 即具有某種基因的個(gè)體在不利環(huán)境下可能增加風(fēng)險(xiǎn)， 但在優(yōu)勢(shì)環(huán)境中則可能預(yù)測(cè)積極結(jié)果。因此， 對(duì)于在較低童年逆境中成長的青少年， 遺傳的“風(fēng)險(xiǎn)”可能預(yù)示著積極的應(yīng)對(duì)策略和其他彈性因素， 從而有助于緩解兒童期逆境后出現(xiàn)抑郁癥的風(fēng)險(xiǎn)。這些觀點(diǎn)也得到現(xiàn)有研究的支持（Schuler et al.， 2017; Vinkers et al.， 2015）， 研究指出遺傳變異可以通過G × E × E交互效應(yīng)來調(diào)節(jié)早期逆境對(duì)近端壓力敏感性的影響， 并主要集中在HPA軸和血清素（serotonin）系統(tǒng)。在一項(xiàng)探究與HPA軸系統(tǒng)相關(guān)的促腎上腺皮質(zhì)激素受體基因（corticotrophin hormone receptor， CRHR1）調(diào)節(jié)由童年期逆境導(dǎo)致的壓力敏感性的縱向研究中， 結(jié)果顯示CRHR1位點(diǎn)A等位基因與更大的壓力敏感性相關(guān)（Starr et al.， 2014）。然而， 相比于單基因受到的較大爭議， 多位點(diǎn)遺傳譜評(píng)分（multilocus genetic profile scores， MGPS）通過提取重要遺傳位點(diǎn)中的未加權(quán)風(fēng)險(xiǎn)等位基因的累積得分（Starr amp; Huang， 2019）， 具有更大檢驗(yàn)功效以及更穩(wěn)健特性， 還可以避免跨多個(gè)基因的多次測(cè)試， 從而減少I型錯(cuò)誤的可能性（Zhang amp; Belsky， 2020）， 對(duì)于涉及多個(gè)基因和環(huán)境交互的復(fù)雜性狀， MGPS考慮了多個(gè)位點(diǎn)的遺傳信息， 更能夠應(yīng)對(duì)復(fù)雜遺傳結(jié)構(gòu)。在一項(xiàng)對(duì)超過7000名參與者出生隊(duì)列樣本中， Keers和Pluess （2017）發(fā)現(xiàn)較高的MGPS可以調(diào)節(jié)童年期經(jīng)濟(jì)條件（住房、社會(huì)階層等）導(dǎo)致的成年后個(gè)體壓力敏感性。

1.5" HPA軸遺傳變異

HPA軸系統(tǒng)是主要的應(yīng)激反應(yīng)生理系統(tǒng)之一， HPA軸系統(tǒng)功能的失調(diào)與紊亂可以顯著影響個(gè)體情緒， 記憶以及睡眠等生物反應(yīng)， 因此一直被視為抑郁、自傷和親社會(huì)行為的重要候選基因（Keers amp; Pluess， 2017; Starr amp; Huang， 2019）。研究發(fā)現(xiàn)童年逆境可以影響HPA軸生理功能上的變化如皮質(zhì)醇水平、應(yīng)激反應(yīng)性以及晝夜節(jié)律等（Gunnar amp; Quevedo， 2007; Stroud et al.， 2016）， 而且這些變化在經(jīng)歷近期應(yīng)激暴露之后， 會(huì)導(dǎo)致抑郁風(fēng)險(xiǎn)上升（Schuler et al.， 2017）。在一項(xiàng)探究HPA軸系統(tǒng)FKBP5基因累積遺傳風(fēng)險(xiǎn)與創(chuàng)傷暴露對(duì)抑郁影響的前瞻性研究中， Zimmermann等人（2011）發(fā)現(xiàn)FKBP5基因MGPS與創(chuàng)傷暴露可以顯著預(yù)測(cè)青少年抑郁癥， 而且這一發(fā)現(xiàn)在荷蘭樣本中得到了重復(fù)（Vinkers et al.， 2015）。與此同時(shí)， 有研究發(fā)現(xiàn)鹽皮質(zhì)激素受體（腎上腺皮質(zhì)產(chǎn)生的一類激素）基因CA單倍體個(gè)體， 在低父母養(yǎng)育壓力水平時(shí)表現(xiàn)出更低的親社會(huì)行為（Endedijk et al.， 2019）。不僅如此， 在一項(xiàng)納入7項(xiàng)研究（包括3585名參與者）探究應(yīng)激發(fā)生的遺傳標(biāo)志物新近系統(tǒng)綜述中， 結(jié)果顯示HPA軸， 血清素和催產(chǎn)素系統(tǒng)多基因累加遺傳風(fēng)險(xiǎn)可以預(yù)測(cè)個(gè)體社會(huì)心理易感性， 并調(diào)節(jié)近端生活事件所產(chǎn)生的影響（Bahji et al.， 2021）。此外， 研究也證實(shí)HPA軸MGPS能夠調(diào)節(jié)早期逆境和近期壓力對(duì)社會(huì)適應(yīng)的影響， 從而影響諸如自傷（Hou et al.， 2023）、親社會(huì)行為（Donovan amp; Henley， 2010）。

1.6" 目前的研究

不同于以往遺傳與環(huán)境的G × E研究范式， 我們探究新興的G × E × E三者交互效應(yīng)對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響（見圖1）。其次， 過往大多數(shù)的G × E研究都嚴(yán)重依賴素質(zhì)?壓力模型（diathesis-stress model）的觀點(diǎn)， 因此， 往往選擇消極環(huán)境因素（兒童期虐待、父母離異或負(fù)性生活事件）探究其對(duì)消極心理因素如抑郁、焦慮、憤怒或攻擊行為等的影響。相比之下， 當(dāng)前的研究通過引入不同類型環(huán)境因素（童年期創(chuàng)傷和親子關(guān)系）擬利用差別易感性框架來檢驗(yàn)HPA軸系統(tǒng)多基因敏感性是否會(huì)調(diào)節(jié)不同環(huán)境因素對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響。換句話說， 本研究假設(shè)基因更敏感的青少年會(huì)由于更差的環(huán)境（童年期創(chuàng)傷高分和親子關(guān)系低分）產(chǎn)生更多的抑郁癥狀和自傷行為， 也會(huì)因?yàn)楦e極的環(huán)境（高水平的親子關(guān)系和低水平低童年期創(chuàng)傷）表現(xiàn)出更多的親社會(huì)行為。通覽HPA軸系統(tǒng)基因和社會(huì)適應(yīng)的相關(guān)研究， 本研究使用MGPS來表示一組候選基因中變異的累加效應(yīng)。最后， 之前大多數(shù)涉及青少年社會(huì)適應(yīng)的G × E研究都是橫向的， 本研究使用追蹤數(shù)據(jù)以降低共同方法偏差和有偏回憶問題。

本研究包含主實(shí)驗(yàn)和補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)兩個(gè)獨(dú)立但相互關(guān)聯(lián)的組成部分， 以更全面地探究青少年社會(huì)適應(yīng)與遺傳、環(huán)境之間的關(guān)系。主實(shí)驗(yàn)（遺傳與環(huán)境交互作用傳統(tǒng)研究范式：問卷調(diào)查）旨在通過量表測(cè)量青少年社會(huì)適應(yīng)的多個(gè)方面， 包括抑郁癥狀、親社會(huì)行為和自傷行為， 這些指標(biāo)不僅是遺傳與環(huán)境研究中經(jīng)典且常見的測(cè)量因素， 還在HPA軸系統(tǒng)的調(diào)控下發(fā)揮關(guān)鍵作用， 同時(shí)也是青少年心理健康的綜合反映（指標(biāo)選擇原因見網(wǎng)絡(luò)版附錄1）。通過問卷調(diào)查， 能夠獲取受試者的主觀報(bào)告， 從而深入了解其社會(huì)適應(yīng)水平及其在不同方面的表現(xiàn)。補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)采用行為學(xué)任務(wù)， 以客觀、量化的方式測(cè)量青少年在抑郁癥狀和親社會(huì)行為方面的表現(xiàn)。旨在彌補(bǔ)問卷調(diào)查可能存在的主觀因素， 并提供更客觀、直接的觀察指標(biāo)， 以增強(qiáng)對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的全面理解。

總之， 本研究利用縱向數(shù)據(jù)， 擬檢驗(yàn)青少年多基因風(fēng)險(xiǎn)得分作為壓力敏感性與青少年社會(huì)適應(yīng)之間的調(diào)節(jié)因素。預(yù)計(jì)隨著遺傳風(fēng)險(xiǎn)評(píng)分的增加， 童年期逆境和近端壓力之間的交互作用將會(huì)增加， 且與差別易感性假說一致， 多基因敏感性水平高且具有高水平親子關(guān)系的青少年有著更低的抑郁癥狀、自傷行為以及更高的親社會(huì)行為， 反之亦然。

2" 方法

2.1" 研究程序和對(duì)象

研究對(duì)象來源于湖南某中學(xué)初二學(xué)生， 按班級(jí)采取整群抽樣， 所有項(xiàng)目均獲得學(xué)校、學(xué)生及其家長的知情同意， 首次測(cè)量為2021年11月第三周的工作日下午進(jìn)行， 測(cè)量近端壓力因素（親子關(guān)系）， 由統(tǒng)一培訓(xùn)的心理學(xué)教師和研究生擔(dān)任主試， 前往調(diào)研學(xué)校， 并保證每個(gè)班級(jí)兩名主試配合， 班主任在旁協(xié)助調(diào)查， 共收集899份問卷數(shù)據(jù)。此外， 本次也實(shí)施基因采集（口腔上皮細(xì)胞）， 在收集前委托班主任告知學(xué)生， 在采集前30 min每名學(xué)生使用清水漱口， 之后不能進(jìn)食或喝飲料等影響樣本純度行為。采集過程中按班級(jí)（50人左右）分配嚴(yán)格訓(xùn)練的主試人員， 不少于7人， 采集過程約30 min， 共獲得785份基因樣本（由于有些同學(xué)拒絕參與）。采集完成后的口腔刮棒立即采用冰袋寄回某生物科技公司， 隨后進(jìn)行DNA提取與純化， 并對(duì)全部DNA進(jìn)行瓊脂糖凝膠電泳質(zhì)檢， 結(jié)果顯示均在10ng/ul左右， 滿足iMLDR多重SNP分型技術(shù)要求。全樣本均無缺失基因型， 后使用陰性對(duì)照檢查分型結(jié)果， 基因分型效率良好（DNA提取和分型過程見網(wǎng)絡(luò)版附錄2）。需要澄清的是為使得基因采集順利， 本次測(cè)量過程問卷測(cè)試在問卷星平臺(tái)發(fā)布在學(xué)校機(jī)房進(jìn)行， 相關(guān)研究表明傳統(tǒng)紙質(zhì)測(cè)量與線上問卷不存在較大差異， 符合測(cè)量不變性要求（陳永泰， 何有世， 2008; 于洪彥， 黃曉治， 2011）， 基因采集在機(jī)房隔壁由生物公司工程師指導(dǎo)布置的短期實(shí)驗(yàn)室進(jìn)行。

追蹤為2022年10月第三周的工作日下午， 測(cè)量遠(yuǎn)端壓力因素（兒童期虐待）和青少年社會(huì)適應(yīng)（抑郁癥狀， 親社會(huì)行為和自傷行為）， 測(cè)量過程同前， 本次測(cè)試采用紙質(zhì)問卷測(cè)量。后經(jīng)過匹配具有追蹤和基因數(shù)據(jù)的參與者共有700名（首次測(cè)量參與者年齡14.15 ± 0.63歲）， 其中女生320 （45.7%）名， 男生380 （54.3%）名; 獨(dú)生子女323 （46.2%）名， 非獨(dú)生子女377 （53.8%）; 父母婚姻狀況：初婚583 （83.3%）名， 離異28 （4.0%）名， 再婚48 （6.8%）名， 其他類型41 （5.9%）名; 家庭經(jīng)濟(jì)水平：很好125 （17.9%）名， 較好414 （59.0%）名， 一般148 （20.2%）名， 較差8 （1.2%）名， 很差5 （0.7%）名。追蹤樣本與實(shí)際納入樣本人口學(xué)特征均不存在顯著差異（χ2s lt; 9.91， ps gt; 0.053）， 兩次調(diào)查不存在結(jié)構(gòu)化流失。由于第二次使用紙質(zhì)問卷， 因此存在一定缺失值， 通過缺失值分析結(jié)果顯示：變量缺失0， 不完整個(gè)案75 （10.71%）， 值缺失238 （0.65%）， 缺失率較小， 判定為隨機(jī)缺失。本研究使用的缺失數(shù)據(jù)插補(bǔ)方法為：EM插補(bǔ)（expectation maximization imputation）。EM假設(shè)數(shù)據(jù)缺失類型為隨機(jī)缺失， 并使用當(dāng)前數(shù)據(jù)信息和指定模型對(duì)缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行“最佳猜測(cè)” （Bennett， 2001）， 適用于連續(xù)變量。

在之前的G × E × E研究中， HPA軸系統(tǒng)多位點(diǎn)遺傳圖譜評(píng)分與環(huán)境因素對(duì)青少年心理健康癥狀交互作用的R2范圍為0.02至0.04 （Starr amp; Huang， 2019; Vrshek-Schallhorn， 2021）。本研究以700名被試， 以α = 0.05為標(biāo)準(zhǔn)， 檢驗(yàn)相關(guān)多位點(diǎn)遺傳譜評(píng)分的交互效應(yīng)的主要回歸分析， 其功效估計(jì)范圍為96%至100%。研究已經(jīng)得到所屬機(jī)構(gòu)倫理委員會(huì)審批， 所有數(shù)據(jù)均可按要求向作者索取并進(jìn)行核查。

2.2" 研究工具

2.2.1" 親子關(guān)系

使用Buchanan等人（1991）編制親子親密度量表（Parent-child Intimacy Questionnaire）， 分別對(duì)父子和母子的關(guān)系進(jìn)行評(píng)述， 各9個(gè)條目（如， 當(dāng)你向你父/母親表露情感時(shí)， 你感覺很舒服、自然？）， 采用5點(diǎn)評(píng)分， 從1為“完全不符合”到5為“完全符合”。量表得分越高表示青少年與父親（或母親）的關(guān)系越緊密， 可以適用中國青少年群體（胡義秋 等， 2023）。本研究中父子關(guān)系部分的Cronbach’s α系數(shù)為0.92， 母子關(guān)系部分Cronbach’s α系數(shù)為0.92。量表結(jié)構(gòu)效度良好， 父子部分驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)：χ2 = 60.96， df = 27， CFI = 0.96， TLI = 0.95， RMSEA = 0.06， SRMR = 0.03; 母子部分驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)：χ2 = 100.74， df = 27， CFI = 0.92， TLI = 0.89， RMSEA = 0.07， SRMR = 0.05。配對(duì)樣本t檢驗(yàn)得分顯示母子關(guān)系得分顯著高于父子關(guān)系（M ± SD父子 = 30.51 ± 9.36， M ± SD母子 = 33.18 ± 8.59， t = 10.49， p lt; 0.001）。

2.2.2" 童年期創(chuàng)傷

使用Aslund等人（2011）自編的兒童期虐待量表（Childhood abuse scale）用以評(píng)估青少年童年期創(chuàng)傷經(jīng)歷， 在獲得其本人的正式批準(zhǔn)回復(fù)后， 由兩名英語專業(yè)博士采用互譯法翻譯成中文， 并接受由心理學(xué)教授、博士以及一線心理學(xué)教師組成的10人專家團(tuán)進(jìn)行評(píng)估， 在刪除兩項(xiàng)不符合中國語境條目后， 最終量表共包含7個(gè)題項(xiàng)（如：您的父母是否曾推搡或毆打您， 或?qū)δ褂萌魏纹渌问降谋┝?？從不或很少?）， 至少每年一次（1））， 總分范圍為0～7分。本研究兒童期受虐的Cronbach’s α系數(shù)為0.72， 驗(yàn)證性因素分析結(jié)果顯示：χ2 = 26.53， df = 14， CFI = 0.90， TLI = 0.95， RMSEA = 0.08， SRMR = 0.06。

2.2.3" 抑郁癥狀

采用Andresen等人（1994）編制的簡版流調(diào)中心抑郁量表（Short Form of the Center for Epidemiological Studies Depression Scale， SF-CES-D）， 在我國青少年群體中有較好的適用性（Yang et al.， 2018）， 為單維量表共包含10個(gè)題目（如， 我感到憂郁）， 采用4級(jí)（0～3）評(píng)分， 該量表的總分在0～30分之間。本研究中簡版流調(diào)中心抑郁量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.85， 驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)：χ2 = 103.07， df = 35， CFI = 0.90， TLI = 0.89， RMSEA = 0.08， SRMR = 0.07， 量表結(jié)構(gòu)效度良好。

2.2.4" 親社會(huì)行為

采用由寇彧等人（2007）修訂的Carlo和Randall （2002）編制的親社會(huì)傾向量表（Prosocial Tendencies Measures， PTM）中文版用以測(cè)量青少年親社會(huì)行為水平。量表包含6個(gè)維度， 共包含26個(gè)項(xiàng)目（如， 有人在場(chǎng)時(shí)， 我會(huì)竭盡全力幫助別人）， 采用5點(diǎn)記分， 從1表“非常不像我”到5表“非常像我”， 在我國青少年群體有著較好的適用性（Xie et al.， 2016）。本研究中量表Cronbach’s α系數(shù)為0.96， 驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)：χ2 = 546.89， df = 299， CFI = 0.91， TLI = 0.90， RMSEA = 0.04， SRMR = 0.04， 量表有著較好的結(jié)構(gòu)效度。

2.2.5" 自傷行為

采用簡版自我傷害問卷（Deliberate Self-Harm Inventory， DSHI; Gratz， 2001）用以測(cè)量參與者的自我傷害行為， 該量表在中國青少年中表現(xiàn)出良好的信效度（胡義秋 等， 2023）， 為單維量表， 有9個(gè)條目（如， 用煙頭、打火機(jī)或火柴燙自己）， 從0表示“沒有”到5表示“5次及以上”， 得分越高表明自傷行為越嚴(yán)重。調(diào)查完成后課題組隨機(jī)挑選10名參與者對(duì)問卷進(jìn)行評(píng)價(jià)， 均未出現(xiàn)嚴(yán)重不適感。本研究中簡版自我傷害問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.85。量表結(jié)構(gòu)效度良好， 驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)：χ2 = 142.34， df = 27， CFI = 0.94， TLI = 0.92， RMSEA = 0.08， SRMR = 0.04。

2.3" 分析方法

數(shù)據(jù)可用性分析：問卷共同方法偏差檢驗(yàn)以及對(duì)HPA軸系統(tǒng)多基因進(jìn)行Hardy-Weinberg平衡檢驗(yàn)考察基因取樣情況。

多位點(diǎn)遺傳譜評(píng)分（multilocus genetic profile scores， MGPS）計(jì)算與相關(guān)分析：基于之前的研究和生物環(huán)境敏感性理論（theory of biological sensitivity; Ellis amp; Boyce， 2008）， 篩選被認(rèn)為可能與青少年社會(huì)適應(yīng)相關(guān)的遺傳基因， 最終選定HPA軸系統(tǒng)相關(guān)基因SKA2、NR3C1、NR3C2、FKBP5作為候選基因。之后在國際人類基因組計(jì)劃提供的單核苷酸多態(tài)性（single nucleotide polymorphisms， SNP）公共數(shù)據(jù)庫（http：//hapmap.ncbi.nlm.nih.gov）中檢索候選基因， 選擇6個(gè)經(jīng)過充分研究的SNP：SKA2基因rs7208505、NR3C1基因rs6198和rs41423247、NR3C2基因rs17581262、FKBP5基因rs1360780和rs9470080， 多位點(diǎn)遺傳譜評(píng)分是根據(jù)單個(gè)SNP對(duì)其功能的影響進(jìn)行匯總（見表1）， 每一風(fēng)險(xiǎn)等位

遺傳與環(huán)境交互作用理論模型驗(yàn)證：為厘清上述基因和環(huán)境交互作用所屬的理論模型， 采用顯著性區(qū)域（region of significance， RoS， Roisman et al.， 2012）分析法分別考察HPA軸系統(tǒng)MGPS與環(huán)境（親子關(guān)系和兒童期虐待）對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響， 以判斷是否符合素質(zhì)?壓力模型或是差別易感性模型。相較傳統(tǒng)的檢驗(yàn)方法， 顯著性區(qū)域分析法具有諸多優(yōu)勢(shì)：首先， 通過將環(huán)境變量（X）的最佳顯著區(qū)間（regions of significance on X， RoS on X）確定在M ± 2 SD以內(nèi)（覆蓋正態(tài)分布樣本95%的數(shù)據(jù)）。其次， 采用量化標(biāo)準(zhǔn)對(duì)模型進(jìn)行判斷：1）交互作用比例指標(biāo)（the proportion of interaction index， PoI）表示的良好交互效應(yīng)（b）占全部交互效應(yīng)（b+w）的百分比。通常， 若PoI趨于0， 則表示完全符合素質(zhì)?壓力模型， 當(dāng)0.40 ≤ PoI ≤ 0.60說明符合差別易感性模型（王美萍， 2015）; 2）受影響比例指標(biāo)（the proportion affected index， PA）表示受到良好交互效應(yīng)影響的參與者百分比。通常PA的取值范圍在0～0.5間， 若PA值近似于0， 則說明交互作用模式符合素質(zhì)?壓力模型， 而大于0.16靠近0.50 （0.40～0.60）則符合差別易感性模型。此外， 還需要考慮交叉點(diǎn)（cross-over point）所處位置， 即兩條回歸線交叉點(diǎn)所對(duì)應(yīng)的橫坐標(biāo)位置。最后， 通過檢驗(yàn)X2 （或ZX2）對(duì)Y的預(yù)測(cè)是否顯著， 用以確定變量間是否存在非線性關(guān)系， 以排除遺傳與環(huán)境的交互作用誤判為差別易感性模型的可能。

敏感性檢驗(yàn)：為檢驗(yàn)青少年社會(huì)適應(yīng)的G × E × E效應(yīng)的可靠性和穩(wěn)定性， 參考Cao等人（2022）和Starr和Huang （2019）關(guān)于青少年社會(huì)適應(yīng)的遺傳與環(huán)境研究。首先， 檢驗(yàn)單個(gè)基因位點(diǎn)的G × E × E對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響。其次， 采用逐個(gè)拿出一個(gè)基因位點(diǎn)的方式， 構(gòu)建獨(dú)立的（n-1）MGPSs得分。最后， 通過構(gòu)建兩個(gè)隨機(jī)子樣本， 檢驗(yàn)遺傳與環(huán)境交互作用對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)影響結(jié)果的穩(wěn)定性和可靠性。

3" 結(jié)果

3.1" 數(shù)據(jù)可用性檢驗(yàn)

本研究數(shù)據(jù)均來自被試自我報(bào)告， 無法規(guī)避存在的共同方法偏差問題。使用Harman單因子法對(duì)6個(gè)問卷的所有題項(xiàng)進(jìn)行探索性因素分析， 采用最優(yōu)斜交法的主成分分析法。分析結(jié)果顯示， 共有13個(gè)因子的特征根大于1， 第一個(gè)因子的方差解釋率為15.81% （低于臨界指標(biāo)40%）。此外， 打包各個(gè)量表3個(gè)因子載荷最大的條目作為對(duì)應(yīng)的潛變量指標(biāo)， 使用Mplus進(jìn)行單因子模型的驗(yàn)證性因素分析， 結(jié)果顯示模型擬合很差：χ2 = 695.30， df = 135， CFI = 0.49， TLI = 0.42， RMSEA = 0.18， SRMR = 0.16。上述結(jié)果提示不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

對(duì)所有基因位點(diǎn)進(jìn)行Hardy-Weinberg遺傳平衡檢驗(yàn)（見表2）， 基因型觀測(cè)值與期望值較為吻合， 結(jié)果符合Hardy-Weinberg平衡定律。不僅如此， 本次研究中次要等位基因頻率（Minor Allele Frequency， MAF）大部分大于0.05 （除rs6198）， 而且與千人基因組計(jì)劃中中國北京漢族人群最小等位基因頻率MAF （1000g-CHBS）類似， 結(jié)果顯示本次取樣較好。

3.2" MGPS評(píng)分計(jì)算與相關(guān)分析

按照表1計(jì)算HPA軸系統(tǒng)MGPS得分， 得分范圍為0～10， 表3為各核心變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果， 結(jié)果顯示HPA軸MGPS僅與母子關(guān)系顯著相關(guān)。親子關(guān)系、童年期創(chuàng)傷、抑郁癥狀、親社會(huì)行為和自傷行為之間兩兩顯著相關(guān)。

3.3" 青少年社會(huì)適應(yīng)的G × E × E檢驗(yàn)

接下來， 考察HPA軸系統(tǒng)遺傳變異在青少年童年期創(chuàng)傷經(jīng)歷后的壓力敏感性對(duì)社會(huì)適應(yīng)影響的調(diào)節(jié)作用。基于三因素之間的交互作用， 使用SPSS 27.0宏程序PROCESS v3.4 Model 3進(jìn)行檢驗(yàn)， 所有連續(xù)變量標(biāo)準(zhǔn)化后， 將所有主效應(yīng)以及二者和三者之間的交互作用同時(shí)輸入模型， 結(jié)果如表4和5所示。僅母子關(guān)系不能有效預(yù)測(cè)青少年自傷行為， 而親子關(guān)系和童年期創(chuàng)傷在三個(gè)方程中均可以顯著預(yù)測(cè)青少年抑郁（|βs親子關(guān)系| gt; 0.10， ps lt; 0.01; |βs童年期創(chuàng)傷| gt; 0.14， ps lt; 0.001）。此外， 在抑郁癥狀方程中， 三者交互作用顯著（β父子 = 0.09， p = 0.003; β母子= 0.07， p = 0.03）， 同時(shí)HPA軸系統(tǒng)MGPS和母子關(guān)系與童年期創(chuàng)傷的交互作用也顯著（βsMGPS gt; 0.07， ps lt; 0.048; β = 0.09， p = 0.01）。在親社會(huì)行為方程中， 母子關(guān)系模型三者交互作用顯著（β = ?0.07， p = 0.047）， 親子關(guān)系和童年期創(chuàng)傷的交互作用顯著（β父子 = ?0.09， p = 0.01; β母子 = ?0.08， p = 0.03）。雖然自傷行為方程中未發(fā)現(xiàn)G × E × E交互作用， 但童年期創(chuàng)傷和MGPS的交互作用也可以（邊緣）預(yù)測(cè)青少年自傷行為（β父子 = 0.09， p = 0.02; β母子 = 0.07， p = 0.05）， G × E × E 效應(yīng)約占青少年社會(huì)適應(yīng)方差的1% （ΔR2抑郁癥狀 = 0.01， p = 0.001; ΔR2親社會(huì)行為 = 0.01， p = 0.05; ΔR2自傷行為 = 0.003， p = 0.95）。

簡單斜率圖結(jié)果：圖2a顯示對(duì)于那些低HPA軸系統(tǒng)MGPS的青少年， 父子關(guān)系與童年期創(chuàng)傷時(shí)的抑郁癥狀均顯著相關(guān)（βLCA = ?0.35， p lt; 0.001; βHCA = ?0.46， p lt; 0.001）; 且對(duì)于那些高HPA軸系統(tǒng)MGPS青少年來說， 父子關(guān)系與低童年期創(chuàng)傷時(shí)的抑郁相關(guān)增加（β = ?0.49， p lt; 0.001）， 但當(dāng)遭受高童年期創(chuàng)傷， 父子關(guān)系與抑郁癥狀相關(guān)性降低（β = ?0.30， p lt; 0.001）。且Johnson-Neyman （見網(wǎng)絡(luò)版附錄4圖a）檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 當(dāng)HPA軸系統(tǒng)MGPS標(biāo)準(zhǔn)差小于?1.53時(shí)， 父子關(guān)系與MGPS交互作用為負(fù)數(shù)且持續(xù)下降， 當(dāng)HPA軸系統(tǒng)MGPS標(biāo)準(zhǔn)差大于?1.53但小于0.43時(shí)， 父子關(guān)系和MGPS交互作用不顯著， 而當(dāng)HPA軸系統(tǒng)MGPS標(biāo)準(zhǔn)差大于0.43時(shí)， 父子關(guān)系和MGPS交互作用為正數(shù)且持續(xù)增加。作為這種效應(yīng)的另一種解釋， 我們檢查了近期壓力暴露的遺傳調(diào)節(jié)是否因遠(yuǎn)端壓力暴露而強(qiáng)化（即相同G × E × E交互作用的另一種分解， E1為童年期創(chuàng)傷， E2為親子關(guān)系）。結(jié)果顯示， G × E交互作用在不同童年期創(chuàng)傷水平下差異顯著（β低童年期創(chuàng)傷 = ?0.07， p = 0.05; β高童年期創(chuàng)傷 = 0.08， p = 0.04）， 結(jié)果進(jìn)一步支持遺傳因素在不同壓力條件下的作用差異。

圖2b顯示對(duì)于那些低HPA軸系統(tǒng)MGPS青少年來說， 母子關(guān)系與童年期創(chuàng)傷時(shí)的抑郁癥狀均顯著相關(guān)（βLCA = ?0.34， p lt; 0.001; βHCA = ?0.31， p lt; 0.001）; 且對(duì)于那些高HPA軸系統(tǒng)MGPS青少年來說， 母子關(guān)系與低童年期創(chuàng)傷時(shí)的抑郁癥狀相關(guān)性增加（β = ?0.49， p lt; 0.001）， 但當(dāng)遭受高童年期創(chuàng)傷， 母子關(guān)系與抑郁癥狀相關(guān)性降低（β = ?0.23， p lt; 0.001）。且Johnson-Neyman （見網(wǎng)絡(luò)版附錄4圖b）檢驗(yàn)結(jié)果顯示當(dāng)HPA軸系統(tǒng)MGPS標(biāo)準(zhǔn)差大于?0.31時(shí)， 母子關(guān)系與MGPS交互作用顯著且持續(xù)增加。作為這種效應(yīng)的另一種解釋， 我們檢查了近期壓力暴露的遺傳調(diào)節(jié)是否因遠(yuǎn)端壓力暴露而強(qiáng)化。結(jié)果顯示， G × E交互作用在不同童年期創(chuàng)傷水平下差異顯著（β低童年期創(chuàng)傷 = ?0.08， p = 0.04; β高童年期創(chuàng)傷 = 0.10， p = 0.03）。

此外， 圖2c顯示對(duì)于那些低HPA軸系統(tǒng)MGPS青少年來說， 母子關(guān)系與童年期創(chuàng)傷時(shí)的親社會(huì)行為相關(guān)， 而在高低童年期創(chuàng)傷水平之間無顯著差異（βLCA = 0.17， p = 0.01; βHCA = 0.15， p = 0.01）; 但對(duì)于那些高HPA軸系統(tǒng)MGPS青少年來說， 母子關(guān)系可以顯著預(yù)測(cè)低童年期創(chuàng)傷時(shí)的親社會(huì)行為（β = 0.19， p = 0.003）， 但與遭受高童年期創(chuàng)傷時(shí)的親社會(huì)行為無關(guān)（β = ?0.06， p = 0.40）。Johnson- Neyman檢驗(yàn)結(jié)果（見網(wǎng)絡(luò)版附錄4圖c）顯示， 僅當(dāng)HPA軸系統(tǒng)MGPS標(biāo)準(zhǔn)差大于?0.14時(shí)， 母子關(guān)系與MGPS的交互作用開始顯著。作為這種效應(yīng)的另一種解釋， 我們也檢查了近期壓力暴露的遺傳調(diào)節(jié)是否因遠(yuǎn)端壓力暴露而強(qiáng)化。結(jié)果顯示， G × E交互作用僅在高童年期創(chuàng)傷水平下邊緣顯著（β 低童年期創(chuàng)傷 = 0.003， p = 0.94; β高童年期創(chuàng)傷 = ?0.11， p = 0.02）。

盡管在青少年自傷行為方程中并未發(fā)現(xiàn)G × E × E三者交互作用， 但在父子關(guān)系模型中也發(fā)現(xiàn)了HPA軸系統(tǒng)MGPS和童年期創(chuàng)傷的二元交互作用。因此， 使用PROCESS Model 1僅檢驗(yàn)HPA軸系統(tǒng)MGPS在童年期創(chuàng)傷對(duì)青少年自傷行為影響中的單調(diào)節(jié)作用， 結(jié)果顯示童年期創(chuàng)傷與HPA軸系統(tǒng)MGPS的交互作用顯著（β = 0.09， p = 0.02， 具體回歸系數(shù)表見網(wǎng)絡(luò)版附錄5）， 并且G × E （童年期創(chuàng)傷）效應(yīng)約占青少年自傷行為方差的1% （ΔR2 = 0.01， p = 0.02）。隨后的Johnson-Neyman 檢驗(yàn)（見圖2d）結(jié)果顯示當(dāng)HPA軸系統(tǒng)MGPS標(biāo)準(zhǔn)差大于?2.29時(shí)， 童年期創(chuàng)傷可以預(yù)測(cè)青少年自傷行為， 具體表現(xiàn)為隨著MGPS得分的增加， 童年期創(chuàng)傷對(duì)青少年自傷行為的負(fù)向預(yù)測(cè)增加， 斜率增大。

根據(jù)Dick等人（2015）的建議， 作為穩(wěn)健性測(cè)試， 檢驗(yàn)包括性別、是否獨(dú)生子女、父母婚姻狀況以及家庭經(jīng)濟(jì)地位作為協(xié)變量的后續(xù)模型。在這些模型中， 當(dāng)滿足以下條件時(shí)， （a）包含這些協(xié)變量的主要影響， 只有性別（β抑郁 = 1.07， p lt; 0.001）和父母婚姻狀況（βs gt; 0.47， ps lt; 0.02）可以影響青少年社會(huì)適應(yīng)和（b）對(duì)于雙向G×協(xié)變量、親子關(guān)系×協(xié)變量和童年期創(chuàng)傷×協(xié)變量交互作用（共計(jì)12個(gè)附加協(xié)變量， 僅有抑郁癥狀方程中親子關(guān)系和性別的交互作用顯著β = ?0.03， p lt; 0.001）， 三者（二者）交互作用仍然顯著（β抑郁癥狀父子 = 0.10， p = 0.001; β 抑郁癥狀母子 = 0.08， p = 0.01; β親社會(huì)行為 = ?0.08， p = 0.02; β 自傷行為 = 0.09， p = 0.001）。這表明即使考慮了這些協(xié)變量， 遺傳和環(huán)境交互作用對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)仍然具有顯著影響。

3.4" 遺傳與環(huán)境交互作用理論模型驗(yàn)證

僅考察已經(jīng)發(fā)現(xiàn)的遺傳與環(huán)境的交互作用（親子關(guān)系對(duì)抑郁、母子關(guān)系對(duì)親社會(huì)行為以及童年期創(chuàng)傷對(duì)自傷行為）。結(jié)果見表6所示， 母子關(guān)系與MGPS的交互作用可以顯著預(yù)測(cè)青少年抑郁癥狀和親社會(huì)行為（β抑郁癥狀 = ?0.07， p = 0.04; β親社會(huì)行為 = ?0.10， p = 0.01）， 此外童年期創(chuàng)傷和MGPS的交互作用也可以預(yù)測(cè)青少年自傷行為（β = 0.09， p = 0.01）。其次， 采用RoS方法進(jìn)一步考察HPA軸系

統(tǒng)MGPS與環(huán)境的交互模式（見表7和圖3）， 結(jié)果顯示三個(gè)方程中， 不論環(huán)境類型（母子關(guān)系/童年期創(chuàng)傷）， 還是心理結(jié)果變量類型（抑郁癥狀、親社會(huì)行為和自傷行為）， PoI指數(shù)在0.32～0.72之間， 且PA也在0.36～0.68之間， 近似為0.5。此外， X2和ZX2在預(yù)測(cè)青少年社會(huì)適應(yīng)不顯著， 可以排除非線性關(guān)系。綜上所述， HPA軸系統(tǒng)MGPS與環(huán)境的交互模式支持差別易感性模型。

3.5" 敏感性檢驗(yàn)

3.5.1" 單個(gè)基因位點(diǎn)與環(huán)境的交互作用對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響

探究每單個(gè)基因位點(diǎn)G × E × E對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)影響。結(jié)果顯示（具體結(jié)果見網(wǎng)絡(luò)版附錄6）， 在青少年抑郁癥狀方程中， 僅有FKBP5基因rs1360780 （β = 0.10， p lt; 0.001）和rs9470080多態(tài)性（β = 0.14， p = 0.003）在父子關(guān)系模型中與環(huán)境的三者交互作用顯著， 其他所有位點(diǎn)的遺傳與環(huán)境交互作用不顯著（|β|s lt; 0.10， ps gt; 0.09）。而在親社會(huì)行為模型中， 不論是在父子關(guān)系還是母子關(guān)系模型中， 其他所有位點(diǎn)的遺傳與環(huán)境交互作用不顯著（|β|s lt; 0.10， ps gt; 0.06）。此外， 以相同的方式探究單個(gè)基因位點(diǎn)在兒童受虐對(duì)青少年自傷行為的影響中， 結(jié)果顯示僅有FKBP5基因rs1360780多態(tài)性（β = 0.14.， p = 0.01）與童年期創(chuàng)傷的交互作用顯著， 其他所有位點(diǎn)的遺傳與環(huán)境交互作用不顯著（|β|s lt; 0.07， ps gt; 0.19）。此外， 網(wǎng)絡(luò)版附錄7探究了HPA軸單基因?qū)η嗌倌晟鐣?huì)適應(yīng)的主效應(yīng)， 結(jié)果顯示僅有NR3C1基因rs6198多態(tài)性對(duì)親社會(huì)行為的主效應(yīng)顯著（β = 0.09， p = 0.02）。結(jié)果提示， 多基因累加得分相比單基因研究在抑郁遺傳解釋率方面更有優(yōu)勢(shì)。

3.5.2" 獨(dú)立的HPA軸系統(tǒng)（n–1）MGPSs與環(huán)境的交互作用對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響

采用單次拿出一個(gè)基因位點(diǎn)， 構(gòu)建6個(gè)獨(dú)立的HPA軸系統(tǒng)（n-1）MGPSs， 探究其與環(huán)境的交互對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響。結(jié)果顯示在抑郁癥狀方程中， 僅在母子模型中拿出NR3C2基因rs17581262多態(tài)性后（β = 0.03， p = 0.12）三者交互作用不顯著; 其他所有的獨(dú)立（n-1）MGPSs與環(huán)境的三者交互作用均顯著（|β|s gt; 0.04， ps lt; 0.04）。而在親社會(huì)行為方程中， 僅在拿出SKA2基因rs7208505多態(tài)性后（β = ?0.04， p = 0.12）三者交互作用不顯著， 其他獨(dú)立的MGPSs與環(huán)境的三者交互作用均（邊緣）顯著（|β|s gt; 0.04， ps lt; 0.05）。此外， 用相同的方式， 結(jié)果顯示在自傷行為模型中， 6個(gè)獨(dú)立（n-1）MGPSs與童年期創(chuàng)傷的交互作用均顯著（|β|s gt; 0.04， ps lt; 0.047）。結(jié)果提示多基因累加得分相比單基因研究更加穩(wěn)定， 具體結(jié)果見網(wǎng)絡(luò)版附錄8。

3.5.3" 內(nèi)部一致性分析

將總樣本隨機(jī)分為兩個(gè)子樣本， 子樣本在全部人口學(xué)上沒有差異（χ2s lt; 2.98， ps gt; 0.40，）。結(jié)果顯示， 雖然樣本量降低， 但G × E × E三者交互作用仍可以（邊緣）預(yù)測(cè)青少年抑郁癥狀（β父子sample 1 = ?0.01， p = 0.90; β父子sample 2 = 0.09， p = 0.07， β母子sample 1 = ?0.01， p = 0.90; β母子sample 2 = 0.09， p = 0.07）和親社會(huì)行為（βsample 1 = ?0.08， p = 0.06; βsample 2 = ?0.06， p = 0.32）。此外， 在青少年自傷行為模型中也發(fā)現(xiàn)了HPA軸系統(tǒng)MGPS與童年期創(chuàng)傷交互作用顯著（βsample 1 = 0.06， p = 0.16; βsample 2 = 0.13， p = 0.01）。上述結(jié)果提示， 多基因遺傳與環(huán)境交互作用對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響具有較好的穩(wěn)定性和可靠性， 具體結(jié)果見網(wǎng)絡(luò)版附錄9。

4" 補(bǔ)充研究：G × E × E效應(yīng)對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)影響的行為學(xué)研究證據(jù)

為進(jìn)一步深入了解G × E × E效應(yīng)對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響， 進(jìn)行了一項(xiàng)補(bǔ)充實(shí)驗(yàn)。在這一節(jié)中， 將詳細(xì)介紹實(shí)驗(yàn)的方法、參與者的特征， 以及兩個(gè)關(guān)鍵行為學(xué)任務(wù)的設(shè)計(jì)和實(shí)施：情緒Stroop任務(wù)（抑郁癥狀）和獨(dú)裁者游戲（親社會(huì)行為）。

4.1" 方法

4.1.1" 參與者

研究對(duì)象來源于研究1參與者， 行為學(xué)實(shí)驗(yàn)于2023年6月進(jìn)行， 通過實(shí)驗(yàn)傳單招募研究1參與者135名， 所有參與者視力或矯正視力均正常， 無色盲或色弱， 實(shí)驗(yàn)結(jié)果后給予小禮物進(jìn)行獎(jiǎng)勵(lì)。后經(jīng)過匹配具有問卷、基因和實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的參與者共有126名， 其中女生62 （49.6%）名， 男生64 （50.4%）名; 獨(dú)生子女68 （53.8%）名， 非獨(dú)生子女58 （46.2%）; 父母婚姻狀況：初婚102 （80.7%）名， 離異8 （6.7%）名， 再婚10 （7.6%）名， 其他類型6 （5.0%）名; 家庭經(jīng)濟(jì)水平：很好27 （21.0%）名， 較好67 （52.9%）名， 一般31 （25.2%）名， 較差1 （0.8%）名， 很差0 （0%）名。研究1樣本與補(bǔ)充研究納入樣本人口學(xué)特征均不存在顯著差異（χ2s lt; 3.00， ps gt; 0.12）。以效應(yīng)量為0.02， 本研究126名被試， 以α = 0.05為標(biāo)準(zhǔn)， 檢驗(yàn)相關(guān)多位點(diǎn)遺傳譜評(píng)分的交互效應(yīng)， 其功效估計(jì)范圍為50%。

4.1.2" 材料與程序

由于僅在青少年抑郁癥狀和親社會(huì)行為發(fā)現(xiàn)G × E × E效應(yīng)， 因此僅設(shè)計(jì)抑郁癥狀（情緒Stroop任務(wù)）和親社會(huì)行為（獨(dú)裁者游戲）實(shí)驗(yàn)。具體如下：

情緒Stroop任務(wù)（emotional Stroop task）：情緒Stroop范式中， 刺激呈現(xiàn)為帶顏色的情緒詞（積極、消極、抑郁）和中性詞代替原始Stroop任務(wù)中的色詞干擾（Myers amp; McKenna， 1996）。情緒Stroop效應(yīng)表現(xiàn)為：被試對(duì)情緒詞顏色的反應(yīng)和中性詞顏色的反應(yīng)差異顯著， 體現(xiàn)了情緒信息加工的影響。實(shí)驗(yàn)用E-prime 2.0軟件編程， 在計(jì)算機(jī)上操作實(shí)施， 屏幕背景為灰色。具體程序如下（程序示意圖見網(wǎng)絡(luò)版附錄10說明1）：首先呈現(xiàn)注視點(diǎn)“+”300 ms， 隨后呈現(xiàn)顏色詞匯直到被試做出反應(yīng)或2000 ms消失進(jìn)入到下一試次。被試任務(wù)是對(duì)呈現(xiàn)詞匯的顏色進(jìn)行相應(yīng)的按鍵反應(yīng)：紅色按“F”鍵、綠色按“J”鍵、藍(lán)色按“K”鍵。實(shí)驗(yàn)共包括120個(gè)試次， 紅、綠和藍(lán)色詞匯分別包括40個(gè)試次， 其中， 每種顏色的積極、消極、中性和抑郁詞（情緒詞從“漢語情緒詞系統(tǒng)”中選取）各10個(gè)。正式實(shí)驗(yàn)前， 被試先進(jìn)行15個(gè)試次的練習(xí)。記錄參與者完成Stroop任務(wù)的反應(yīng)時(shí)（參與者完成任務(wù)所需的時(shí)間， 即識(shí)別詞語顏色的反應(yīng)速度）和正確率（參與者在完成任務(wù)時(shí)正確識(shí)別詞語顏色的比例）。

獨(dú)裁者游戲（dictator games）：參照國內(nèi)外研究， 本研究采用獨(dú)裁者游戲范式來測(cè)量個(gè)體的親社會(huì)行為水平（陳思靜 等， 2015; Raihani amp; Mcauliffe， 2014）。獨(dú)裁者游戲由E-Prime 2.0程序編制及呈現(xiàn)， 屏幕背景為灰色。具體程序如下（程序示意圖見網(wǎng)絡(luò)版附錄10說明2）：首先在屏幕上呈現(xiàn)任務(wù)要求， 告知參與者“下面將進(jìn)行一個(gè)在線分配代幣的游戲， 由您和在另一個(gè)實(shí)驗(yàn)室的參加者共同分得一筆金錢（10個(gè)代幣）。游戲中有兩種角色， A分配者和B接受者。分配者有權(quán)以任何方式分配這筆錢， 接受者只能接受， 無權(quán)拒絕。在游戲中， 電腦程序會(huì)在您與另一個(gè)參加者之間隨機(jī)分配角色。你們互不認(rèn)識(shí)， 以后也不會(huì)相見， 分配結(jié)果將以匿名的方式呈現(xiàn)給對(duì)方， 并且最終的實(shí)驗(yàn)報(bào)酬將以分配的金額掛鉤。獲得的金額越大， 最終報(bào)酬就越多。”閱讀完畢之后， 計(jì)算機(jī)呈現(xiàn)：“現(xiàn)在系統(tǒng)開始指定角色A和B， A有權(quán)提出分配， B無法拒絕該分配方案?！睘榱烁诱鎸?shí)， 計(jì)算機(jī)屏幕會(huì)呈現(xiàn)挑選界面， 并告知被試為分配者， 并說明：“恭喜您成為角色A， 您可以根據(jù)自己的喜好來分配10個(gè)代幣， 分配所獲的收益將與最終實(shí)驗(yàn)報(bào)酬掛鉤。”最后， 進(jìn)入正式分配環(huán)節(jié)， 告知被試：“請(qǐng)?jiān)谙旅娣娇騼?nèi)輸入給對(duì)方分配的金額數(shù)目。”以測(cè)量參與者親社會(huì)行為。

為了營造真實(shí)的在線博弈情境， 實(shí)驗(yàn)對(duì)接受者設(shè)置了基本信息， 包括性別， 年齡， 職業(yè)， 共創(chuàng)造了八個(gè)接受者（即進(jìn)行8次分配）， 如第一個(gè)接受者編號(hào)253， 年齡24 歲， 職業(yè)是在校大學(xué)生。實(shí)驗(yàn)將對(duì)八個(gè)接受者信息在被試間實(shí)施平衡化處理。

4.1.3" 分析方法

由于樣本量的問題， 將親子關(guān)系、童年期創(chuàng)傷和HPA軸系統(tǒng)MGPS以50%百分位數(shù)為分割點(diǎn)分為高低分組， 采用多因素方差分析探究G × E × E效應(yīng)對(duì)青少年抑郁癥狀和親社會(huì)行為的影響。

4.2" 結(jié)果：G × E × E效應(yīng)對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響

為檢驗(yàn)G × E × E效應(yīng)， 進(jìn)行2 （HPA軸系統(tǒng)MGPS： 高低分組） × 2 （親子關(guān)系： 高低分組） × 2 （童年期創(chuàng)傷： 高低分組）的多因素方差分析。表8結(jié)果顯示對(duì)于所有情緒詞的正確率， 母子關(guān)系主效應(yīng)顯著（Fs （1， 118） gt; 6.69， ps lt; 0.01， η2ps gt; 0.054）， 母子關(guān)系高分組準(zhǔn)確率顯著高于低分組， 并未發(fā)現(xiàn)其他主效應(yīng)或交互效應(yīng); 在反應(yīng)時(shí)維度， 表9結(jié)果顯示父子關(guān)系主效應(yīng)顯著（Fs （1， 118） gt; 6.69， ps lt; 0.01， η2ps gt; 0.034）， 父子關(guān)系低分組在積極詞匯和抑郁詞匯的反應(yīng)時(shí)顯著高于高分組， 即低分組更容易受到情緒詞的影響。此外， 在母親模型中， G × E × E效應(yīng)在總反應(yīng)、積極詞匯和消極詞匯上顯著， Fs （1， 118） gt; 3.64， ps lt; 0.04， η2p gt; 0.030。事后分析結(jié)果顯示在高童年期創(chuàng)傷、高HPA軸系統(tǒng)MGPS條件下， 母子關(guān)系低分組在積極詞匯和抑郁詞匯的反應(yīng)時(shí)顯著高于高分組， 未發(fā)現(xiàn)其他主效應(yīng)或交互效應(yīng)。

然而在親社會(huì)行為方面， 結(jié)果顯示不論是父子關(guān)系還是母子關(guān)系模型均未發(fā)現(xiàn)顯著主效應(yīng)或交互效應(yīng)， Fs （1， 118） lt; 1.72， ps gt; 0.19。具體結(jié)果見網(wǎng)絡(luò)版附錄11。

5" 討論

基于壓力敏感性理論以及新興G × E × E模型， 使用統(tǒng)計(jì)上更穩(wěn)健的MGPS方法， 本研究通過引入關(guān)鍵遺傳因素（HPA軸系統(tǒng)）， 童年期逆境（童年期創(chuàng)傷）以及近端重要人際因素（親子關(guān)系）， 結(jié)果顯示遺傳因素可以調(diào)節(jié)早期逆境所帶來的壓力敏感性， 青少年社會(huì)適應(yīng)是G × E × E三者交互作用的結(jié)果， 這些發(fā)現(xiàn)可能是對(duì)現(xiàn)行G × E研究報(bào)告不一致結(jié)果的一種潛在解釋， 對(duì)于豐富和理解G × E在精神病理學(xué)發(fā)展和預(yù)防心理健康問題中的作用具有重要意義。

越來越多的研究表明， 早期不良的生活經(jīng)歷會(huì)導(dǎo)致兒童生理變化， 并且這種變化可能持續(xù)存在并增加終生不良健康結(jié)果的風(fēng)險(xiǎn)（Rnic et al.， 2018; Sch?nfelder et al.， 2019）。與過往研究一致， 本研究發(fā)現(xiàn)童年期創(chuàng)傷可以顯著預(yù)測(cè)青少年社會(huì)適應(yīng)。不僅如此， 動(dòng)物和人類的神經(jīng)生物學(xué)研究也發(fā)現(xiàn)童年期創(chuàng)傷與細(xì)胞老化、HPA軸以及相關(guān)神經(jīng)遞質(zhì)系統(tǒng)的變化有關(guān)（Szyf， 2012）， 甚至可以影響腦結(jié)構(gòu)， 特別是海馬體結(jié)構(gòu)和功能的改變， 而且這種影響是終身持續(xù)（Bremner， 2006）。其次， 本研究結(jié)果也顯示青少年階段重要的人際關(guān)系類型——親子關(guān)系——均可以顯著預(yù)測(cè)青少年社會(huì)適應(yīng)。過往研究結(jié)果顯示， 高水平的親子關(guān)系可以提升青少年學(xué)業(yè)表現(xiàn)、自尊和歸屬感， 也會(huì)降低相關(guān)心理問題和障礙的發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)（Carmona-Halty et al.， 2022）。

候選基因和環(huán)境交互作用對(duì)社會(huì)適應(yīng)的影響一直受到對(duì)研究結(jié)果不可靠的爭議， 促使人們?cè)跇颖玖浚?關(guān)鍵候選基因以及重要環(huán)境的選擇上一直爭論不休（Hou et al.， 2023; Starr amp; Huang， 2019）。使用多位點(diǎn)遺傳譜評(píng)分方法， 本研究首次檢驗(yàn)了HPA軸系統(tǒng)多基因在童年期創(chuàng)傷和親子關(guān)系交互作用對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果顯示不論是簡單斜率圖還是Johnson-Neyman檢驗(yàn)均顯示， 隨著HPA軸系統(tǒng)MGPS增加， 親子關(guān)系與童年期創(chuàng)傷的交互作用增強(qiáng)， 即高遺傳敏感性個(gè)體， 壓力敏感性更強(qiáng)。我們的結(jié)果與Keers和Pluess （2017）先前報(bào)道的結(jié)果一致， 發(fā)現(xiàn)童年虐待與遺傳敏感性評(píng)分之間存在顯著的相互作用。具體來說， 對(duì)于那些遺傳敏感性得分較低的人來說， 是否遭受兒童期虐待對(duì)近端壓力對(duì)抑郁作用幾乎沒有影響。而遺傳敏感性得分高且遭受過高水平童年期創(chuàng)傷的個(gè)體復(fù)原力功能最低（親子關(guān)系對(duì)青少年抑郁顯著預(yù)測(cè)降低， 且抑郁癥狀得分高）， 而遺傳敏感性得分高但未遭受兒童期虐待的青少年， 親子關(guān)系可以顯著預(yù)測(cè)社會(huì)適應(yīng)。

其次， 雖然僅在母子關(guān)系模型中發(fā)現(xiàn)G × E × E三者交互作用對(duì)青少年親社會(huì)行為的影響， 結(jié)果顯示當(dāng)HPA軸系統(tǒng)MGPS標(biāo)準(zhǔn)差大于?0.14時(shí)， 童年期創(chuàng)傷與母子關(guān)系的交互作用開始顯著。具體效應(yīng)與抑郁癥狀方程類似， 即低HPA軸系統(tǒng)多基因時(shí)， 母子關(guān)系與童年期創(chuàng)傷時(shí)的親社會(huì)行為相關(guān)， 且高低童年期創(chuàng)傷水平無顯著差異; 但對(duì)于那些高HPA軸系統(tǒng)MGPS青少年來說， 母子關(guān)系可以正向預(yù)測(cè)低童年期創(chuàng)傷時(shí)的親社會(huì)行為， 但與遭受高童年期創(chuàng)傷時(shí)的親社會(huì)行為無關(guān)， 即高遺傳敏感性和高童年期逆境抵消了母子關(guān)系對(duì)青少年親社會(huì)行為的正向影響。

母親和父親在與孩子相處的時(shí)間、活動(dòng)類型以及互動(dòng)風(fēng)格上存在明顯差異（Ferreira et al.， 2016）。在親子互動(dòng)中， 研究表明母親更傾向于進(jìn)行口頭教育， 而父親則更多地展現(xiàn)出身體刺激和交流的特點(diǎn)（Carlo et al.， 2011）。實(shí)際上， 有研究證實(shí)父母在影響孩子親社會(huì)行為方面存在顯著的差異（Lindsey et al.， 2010）。不僅如此， 在中國傳統(tǒng)家庭中父親往往扮演嚴(yán)肅的“紅臉”形象， 而母親則更多是溫和的“白臉”形象， 這可能也是造成在遺傳與環(huán)境交互作用對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)存在父母差異的原因（王美萍 等， 2019; 周雅 等， 2017）。此外， 雖然自傷行為方程中未發(fā)現(xiàn)G × E × E三者交互作用， 但隨后的童年期創(chuàng)傷與HPA軸系統(tǒng)MGPS二元交互作用檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 隨著MGPS得分增加， 童年期創(chuàng)傷對(duì)青少年自傷行為的預(yù)測(cè)增加， 即消極環(huán)境增加了青少年自傷行為。

值得注意的是， 之前的許多G × E研究僅關(guān)注消極環(huán)境或逆境， 或者假設(shè)較少的消極環(huán)境就是積極環(huán)境， 如父母沒有敵意就相當(dāng)于父母溫暖， 又或是認(rèn)為低消極心理結(jié)果就是高水平發(fā)展， 如低抑郁癥狀就是積極發(fā)展（見綜述： Duncan amp; Keller， 2011）， 本研究考察親子關(guān)系、童年期創(chuàng)傷與遺傳的交互對(duì)社會(huì)適應(yīng)（抑郁癥狀、親社會(huì)行為和自傷行為）的影響。一方面簡單斜率圖得分顯示高HPA軸得分、高親子關(guān)系得分和低童年期創(chuàng)傷抑郁癥狀得分最低， 親社會(huì)行為得分最高; 而高HPA軸得分、低親子關(guān)系和高童年期創(chuàng)傷抑郁癥狀得分最高， 親社會(huì)行為得分最低， 即高遺傳敏感性個(gè)體受環(huán)境影響性最大。另一方面， RoS方法檢驗(yàn)結(jié)果也顯示三種社會(huì)適應(yīng)結(jié)果均支持差別易感性模型（Belsky amp; Pluess， 2013）。

過去的文獻(xiàn)尚未詳細(xì)說明青少年遺傳敏感性如何調(diào)節(jié)親子關(guān)系與青少年社會(huì)適應(yīng)之間的關(guān)聯(lián)機(jī)制。然而， 通過對(duì)HPA軸神經(jīng)生理學(xué)功能的全面審視， 可以提出一些合理的假設(shè)。HPA軸系統(tǒng)與獎(jiǎng)勵(lì)懲罰和感覺尋求相關(guān)（Matthys et al.， 2013）。正如Belsky和Pluess （2013）指出， 在邊緣系統(tǒng)， 尤其是在杏仁核中， HPA軸系統(tǒng)的表達(dá)和基因變異與社會(huì)適應(yīng)有關(guān)。因此， 對(duì)于獎(jiǎng)勵(lì)（如父母的溫暖和支持）以及懲罰（如父母的敵意和憤怒脅迫）， 相較于其他青少年， 高遺傳敏感性的青少年可能更容易受到環(huán)境的影響。此外， 另一個(gè)潛在機(jī)制可能涉及DNA甲基化以及某些環(huán)境刺激導(dǎo)致的基因表達(dá)變化。比如， Beach等人（2010）發(fā)現(xiàn)， 遭受過兒童期虐待的個(gè)體， 與情緒相關(guān)的DNA甲基化水平存在顯著且持久的差異。因此， 需要進(jìn)一步進(jìn)行神經(jīng)心理學(xué)和表觀遺傳學(xué)研究， 以更全面地了解遺傳特征與壓力敏感性在環(huán)境刺激對(duì)青少年心理適應(yīng)影響的機(jī)制。

有研究人員注意到， 如果模型中未考慮相關(guān)協(xié)變量 × 基因和環(huán)境相互作用， G × E的效應(yīng)可能是由于混雜因素驅(qū)動(dòng)的， 而不是由特定的遺傳與環(huán)境變量本身導(dǎo)致（見方法學(xué)綜述： Keller， 2014）。為此在穩(wěn)健性測(cè)試中， 我們測(cè)試了青少年性別、是否獨(dú)生子女、父母婚姻狀況和家庭經(jīng)濟(jì)地位與親子關(guān)系、童年期創(chuàng)傷和多基因敏感性之間所有可能的雙向交互作用。在所有包含協(xié)變量相互作用的分析中， G × E × E三者交互作用仍顯著， 且僅有性別和父母婚姻狀況具有統(tǒng)計(jì)顯著性。除了考慮協(xié)變量的作用外， 行為遺傳學(xué)家還指出在解釋G × E排除基因與環(huán)境相關(guān)性的重要性（Dunn et al.， 2011）。相關(guān)分析結(jié)果表明， HPA軸系統(tǒng)MGPS與僅與母子關(guān)系存在較小相關(guān)。不僅如此， 三種敏感性分析結(jié)果也顯示多基因遺傳研究具有更好的有效性和穩(wěn)定性（Starr et al.， 2021; Starr amp; Huang， 2019）。

為進(jìn)一步驗(yàn)證G × E × E效應(yīng)對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響， 我們通過兩個(gè)經(jīng)典且簡單的行為實(shí)驗(yàn)作為補(bǔ)充證據(jù)。結(jié)果顯示在情緒詞的準(zhǔn)確率和反應(yīng)時(shí)上發(fā)現(xiàn)了親子關(guān)系主效應(yīng)， 且與過往研究類似高水平的親子關(guān)系可以預(yù)測(cè)情緒處理與執(zhí)行功能（Kim amp; Kochanska， 2012; Sabag-Cohen， 2009）， 此外也在母子關(guān)系模型中發(fā)現(xiàn)了G × E × E三者交互作用。但仍需要指出的是， 在探究青少年親社會(huì)行為的獨(dú)裁者游戲中并未發(fā)現(xiàn)任何主效應(yīng)或交互作用。其可能的原因是本研究中的獨(dú)裁者游戲主要用于測(cè)查親社會(huì)行為中的合作行為且測(cè)量過于簡單。事實(shí)上， 傳統(tǒng)的親社會(huì)研究可能無法探測(cè)青少年明顯的親社會(huì)行為， 例如為他人挺身而出（Bergin et al.， 2003）。最后， 中國家庭教育促進(jìn)法的頒布為家庭教育提供了明確的法律框架， 強(qiáng)調(diào)了家庭在培養(yǎng)青少年良好心理適應(yīng)能力方面的責(zé)任。為青少年提供更為健康、和諧的家庭環(huán)境， 這對(duì)他們的社會(huì)適應(yīng)具有積極作用。且前段時(shí)間教育部等十三部委發(fā)布關(guān)于健全家校協(xié)同育人意見， 通過促使學(xué)校與家庭更緊密地合作， 共同致力于青少年的全面發(fā)展。

盡管有這些優(yōu)勢(shì)， 但本研究仍存在一些應(yīng)謹(jǐn)慎考慮的限制與不足。首先， 本研究樣本雖然具有較好的統(tǒng)計(jì)功效， 但本研究均來自同一學(xué)校的學(xué)生， 在樣本代表性和數(shù)量上仍存在一些差距。其次， 雖然基于縱向設(shè)計(jì)， 但要求青少年回憶他們童年時(shí)期的虐待經(jīng)歷。這可能會(huì)引入回憶偏差和更多的測(cè)量誤差， 且未控制T1時(shí)間點(diǎn)的社會(huì)適應(yīng)， 因此研究結(jié)果可能存在一定偏差。同時(shí)， 不能排除反向因果關(guān)系的可能性， 即抑郁癥狀越多的青少年可能更容易回憶起不良的童年經(jīng)歷（Tsehay et al.， 2020）。因此， 在未來的研究中使用跨越童年和青春期的前瞻性設(shè)計(jì)可能有助于建立變量的時(shí)間順序。不僅如此， 在本研究NR3C1多態(tài)性rs6198位點(diǎn)的MAF為0.0002， 雖然與北京千人計(jì)劃組的頻率類似， 但相比國外類似研究（Bouma et al.， 2011; Rovaris et al.， 2013）， 其存在一定的差異， 這種情況可能是由于樣本選擇、地理差異或其他人群特異性因素導(dǎo)致。此外， 本研究將親子關(guān)系視為“近期壓力因素”， 以便探究不同環(huán)境類型和遺傳因素對(duì)社會(huì)適應(yīng)的影響。傳統(tǒng)上， 親子關(guān)系被視為積極因素， 但將其納為壓力因素可能會(huì)引起讀者的負(fù)面體驗(yàn)。未來的研究可以考慮通過測(cè)量不同養(yǎng)育方式， 如溫暖、專制等， 來評(píng)估親子關(guān)系的影響。最后， 由于未發(fā)現(xiàn)G × E × E三者交互效應(yīng)對(duì)青少年自傷行為的影響， 補(bǔ)充研究中僅測(cè)量了抑郁癥狀和親社會(huì)行為， 可能影響研究的全面性， 且在補(bǔ)充研究中我們并未發(fā)現(xiàn)G × E × E三者交互效應(yīng)對(duì)親社會(huì)行為等影響， 可能是由于研究范式調(diào)查的親社會(huì)行為類型不符合青少年群體， 研究顯示青少年在移情關(guān)注、換位思考等方面更具優(yōu)勢(shì)（Gregory et al.， 2009）。

6" 結(jié)論

綜上， 本研究證明HPA軸系統(tǒng)累積遺傳變異得分調(diào)節(jié)青少年的壓力敏感性， 具體表現(xiàn)為， HPA軸系統(tǒng)MGPS調(diào)節(jié)童年期創(chuàng)傷與親子關(guān)系的交互作用對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響， 且高遺傳敏感性個(gè)體對(duì)環(huán)境刺激的影響機(jī)制符合差別易感性模型， 即積極環(huán)境中表現(xiàn)出低水平抑郁癥狀、自傷行為和更高的親社會(huì)行為， 而且消極環(huán)境中有著更高的抑郁癥狀、自傷行為和更低的親社會(huì)行為。結(jié)果提示未來需要對(duì)差異遺傳敏感性的實(shí)際影響進(jìn)行研究， 相關(guān)干預(yù)與咨詢計(jì)劃可能需要量身定制， 針對(duì)不同遺傳敏感性的兒童和青少年給予不同的學(xué)習(xí)計(jì)劃和獎(jiǎng)勵(lì)方式（Bakermans-Kranenburg amp; Van Ijzendoorn， 2015）。

參" 考" 文" 獻(xiàn)

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The impact of parent-child relationship on adolescent social adjustment following childhood trauma： Moderation by HPA axis multilocus profile score

ZENG Zihao1，2， LIU Shuangjin1， YANG Qin1， WANG Hongcai1， LIU Chengzhen1， ZHAO Qian1，

MENG Li1，3， HE Zhen1， LIU Xiuru4， HUANG Ning3， HU Yiqiu1，5，6，7

（1 School of Education Science， Hunan Normal University， Changsha 410081， China）

（2 Department of Clinical Psychology， Vrije Universiteit Amsterdam， 1081 BT Amsterdam， the Netherlands）

（3 Changjun Bilingual School， Changsha 410000， China） （4 Changjun Bilingual Yuhua School of Changsha， Changsha 410023， China）

（5 China Research Center for Mental Health Education of Hunan Province; 6 Cognition and Human Behavior Key Laboratory of

Hunan Province; 7 Center for Mind-Brain Science， Hunan Normal University， Changsha 410081， China）

Abstract

Adolescence has been conceptualized as a second “sensitive period，” marked by neuroendocrine developmental changes that heighten one’s sensitivity to their environment. Faced with increased stressful life events， particularly those involving interpersonal relationships， adolescents experience a continuous rise in the incidence of internalizing and externalizing issues， which negatively impacts their personality development， academic performance， and physical health. Existing research has shown consistent support that positive and healthy interpersonal relationships significantly enhance adolescents’ social adaptability and level of well-being. Conversely， negative interpersonal relationships， particularly those characterized by danger and hostility， lead adolescents to develop negative cognitive patterns and self-assessments， thereby increasing their risk of psychological crises. Additionally， certain genetic traits also influence adolescents’ social adjustment. Although risks to social adjustment are influenced by multiple factors， the potential for interactions between genetics and one’s environment remains likely， garnering much research attention in psychology， psychiatry， and epigenetics. As such， this study explored the moderating role of genetic risk in various forms of environmental stress and adolescent social adjustment （including depressive symptoms， prosocial behavior， and self-injury） through the assessment of multilocus genetic variations and the measurement of a critical environmental risk factor， specifically， the parent-child relationship.

Using questionnaires and DNA-typing techniques， 700 adolescents （14.15 ± 0.63 years old） were selected from a junior high school in Hunan Province through whole group sampling. After obtaining informed consent from the school， parents， and participants， participants completed the Parent-Child Intimacy Questionnaire， the Childhood Trauma Scale， the Short Form of the Center for Epidemiological Studies Depression Scale， the Prosocial Tendencies Measures， and the Deliberate Self-Harm Inventory. Genetic samples were sent to a professional biotechnology company for DNA extraction and typing. In study 2： The participants recruited in Study 1 via an experimental flyer. They completed emotional Stroop task and dictator games.

The results indicated that： 1） HPA axis multilocus genetic profile score （MGPS） was only associated with the mother-child relationship， and there were significant bidirectional correlations between the parent-child relationship， childhood trauma， depressive symptoms， prosocial behavior， and self-injury. 2） Utilizing the MGPS approach， in the context of the depression equation， both the father-child and mother-child relationship models revealed an interaction effect between the parent-child relationship and childhood trauma which strengthened as the HPA axis system’s MGPS increased. 3） The interaction effect of G × E × E was found to impact adolescent prosocial behavior in the mother-child relationship model only. Furthermore， this interaction became significant when the standard deviation of the MGPS exceeded -0.14. 4） No G × E × E triadic interaction was detected in the parent-child relationship model. Subsequent binary interaction tests between childhood trauma and MGPS revealed that as MGPS increased， the impact of childhood trauma on self-injury increased. 5） Results from three sensitivity analyses also demonstrate that multigene hereditary research exhibits greater efficacy and stability. 6） Supplementary evidence indicates the presence of a main effect of the parent-child relationship in accuracy and response time for emotional words. Additionally， the interaction effect of G × E × E was identified in the mother-child relationship model.

In conclusion， this study demonstrates that the HPA axis MGPS moderates adolescent stress sensitivity. Specifically， the HPA axis MGPS moderated the interaction between childhood trauma and the parent-child relationship， affecting adolescent social adjustment. Moreover， individuals with high genetic sensitivity exhibited a pattern consistent with the differential susceptibility model， wherein they displayed lower levels of depressive symptoms and self-injury， and higher prosocial behavior in positive environments， while the reverse held true in adverse environments.

Keywords" adolescent social adjustment， parent-child relationship， childhood trauma， multilocus， HPA axis

附錄1. 抑郁癥狀、親社會(huì)行為和自傷行為指標(biāo)選擇原因與意義

在主實(shí)驗(yàn)中， 我們采用了傳統(tǒng)的遺傳與環(huán)境交互研究范式， 結(jié)合問卷調(diào)查的方式， 以全面評(píng)估青少年社會(huì)適應(yīng)的多個(gè)方面。通過使用量表， 我們測(cè)量了青少年在抑郁癥狀、親社會(huì)行為和自傷行為等方面的表現(xiàn)。這些指標(biāo)不僅是遺傳與環(huán)境研究中經(jīng)典且常見的測(cè)量工具， 還在HPA軸系統(tǒng)的調(diào)控下發(fā)揮關(guān)鍵作用， 同時(shí)也是青少年心理健康的綜合反映。

首先， 抑郁癥狀的評(píng)估在研究中具有重要價(jià)值， 不僅能夠幫助我們深入了解青少年在情感和心理層面的適應(yīng)狀況， 而且作為遺傳與環(huán)境研究范式的經(jīng)典因素， 一直以來受到研究者的廣泛關(guān)注（Lesch， 2004; Mandelli amp; Serretti， 2013）。這是因?yàn)橐钟舭Y狀不僅對(duì)個(gè)體心理健康產(chǎn)生直接影響， 而且在青少年時(shí)期的表現(xiàn)可能與日后成年期的心理健康問題有關(guān)（Gargano et al.， 2018）。青少年是個(gè)體心理、生理和社會(huì)化方面迅速發(fā)展的階段， 同時(shí)也是抑郁出現(xiàn)的高發(fā)期（Dunn et al.， 2012）。值得注意的是， 根據(jù)2022年中國心理健康藍(lán)皮書， 我國青少年抑郁的檢出率已經(jīng)達(dá)到了24.6%。這表明抑郁問題在我國青少年中廣泛存在， 對(duì)他們的心理健康產(chǎn)生了重要影響。另外， 我國衛(wèi)生健康委員會(huì)于2020年9月11日專門發(fā)文提出， 將抑郁篩查納入高中及高等院校健康體檢內(nèi)容， 這反映了對(duì)青少年抑郁問題的社會(huì)關(guān)切;

親社會(huì)行為的測(cè)量是研究中的關(guān)鍵組成部分， 其聚焦點(diǎn)在于了解青少年與家庭以及社會(huì)之間的積極互動(dòng)。這一維度不僅是一種積極的心理特征， 還是青少年在社會(huì)環(huán)境中適應(yīng)的重要體現(xiàn)。將親社會(huì)行為作為研究對(duì)象有助于深入了解青少年在日常生活中與他人的交往方式、合作傾向和社會(huì)支持體驗(yàn)（Eberly amp; Montemayor， 1998; Wentzel et al.， 2007）。親社會(huì)行為在研究中具有特殊的意義， 因?yàn)樗梢员灰暈橐粋€(gè)正面心理指標(biāo)。通過這一指標(biāo)的測(cè)量， 我們能夠驗(yàn)證差別易感性模型， 即在積極的家庭和社會(huì)環(huán)境中， 青少年可能會(huì)表現(xiàn)出更好的親社會(huì)行為， 而在消極的環(huán)境中可能表現(xiàn)更差。這種差別易感性模型對(duì)于理解遺傳與環(huán)境交互對(duì)青少年社會(huì)適應(yīng)的影響機(jī)制具有重要意義;

自傷行為的考察對(duì)于研究青少年的心理適應(yīng)和壓力應(yīng)對(duì)方式提供了重要的洞察。通過深入了解青少年如何應(yīng)對(duì)內(nèi)在和外在壓力， 我們可以揭示他們可能面臨的困境， 并為制定有針對(duì)性的心理干預(yù)策略提供依據(jù)。此外， 在課題組的一線心理干預(yù)與實(shí)踐中， 我們發(fā)現(xiàn)青少年自傷行為普遍存在。幾乎所有主動(dòng)咨詢的孩子中都可觀察到自傷行為的跡象。這一發(fā)現(xiàn)引起了我們對(duì)青少年心理健康問題的深刻關(guān)注。自傷行為可能是青少年面對(duì)壓力和情感困擾時(shí)的一種非典型應(yīng)對(duì)方式， 其出現(xiàn)可能提示了他們內(nèi)在困擾的存在。

這些方面的研究不僅提供了對(duì)個(gè)體心理健康狀況的深刻洞察， 還為理解遺傳與環(huán)境因素如何相互作用以影響這些行為和癥狀的表現(xiàn)提供了重要線索。

其次， 我們之所以選擇抑郁、親社會(huì)和自傷行為作為研究指標(biāo)， 不僅是因?yàn)樗鼈冊(cè)谶z傳與環(huán)境研究中被廣泛應(yīng)用， 更是因?yàn)樗鼈兣cHPA軸系統(tǒng)密切相關(guān)。HPA軸系統(tǒng)作為身體應(yīng)激響應(yīng)的一部分， 在情感調(diào)控、社會(huì)適應(yīng)等方面發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。這一系統(tǒng)在應(yīng)對(duì)壓力和適應(yīng)環(huán)境變化時(shí)起著關(guān)鍵的調(diào)節(jié)作用， 與心理健康緊密相連。大量的研究已經(jīng)顯示， HPA軸與抑郁、親社會(huì)和自傷行為之間存在顯著的相關(guān)性（Guerry amp; Hastings， 2011; Endedijk et al.， 2019; Klimes-Dougan et al.， 2019）。情感障礙， 如抑郁癥狀， 與HPA軸的活動(dòng)水平有關(guān)， 這反映了身體對(duì)心理壓力的生理性回應(yīng)。親社會(huì)行為的表現(xiàn)和社會(huì)適應(yīng)也與HPA軸的穩(wěn)定性和敏感性密切相關(guān)。自傷行為可能與HPA軸的過度激活或不足反應(yīng)有關(guān)， 成為應(yīng)對(duì)心理壓力的一種方式。

因此， 我們選擇這些指標(biāo)不僅是因?yàn)樗鼈兪莻鹘y(tǒng)測(cè)量工具， 更是因?yàn)樗鼈冊(cè)谘芯縃PA軸與心理健康之間關(guān)系時(shí)提供了獨(dú)特的視角。通過對(duì)這些指標(biāo)的深入研究， 我們可以更全面地理解遺傳與環(huán)境交互如何影響HPA軸的活動(dòng)， 從而進(jìn)一步了解這一系統(tǒng)與青少年心理健康之間的復(fù)雜關(guān)系。這有助于推動(dòng)對(duì)青少年心理適應(yīng)機(jī)制的深入認(rèn)識(shí)， 為未來的預(yù)防和干預(yù)工作提供更為精準(zhǔn)的依據(jù)。

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附錄2. 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及操作

本實(shí)驗(yàn)采用本公司的imLDRTM多重SNP分型試劑盒對(duì)SNP位點(diǎn)分型。

（1）目標(biāo)SNP位點(diǎn)所在區(qū)段先采用多重PCR反應(yīng)在一個(gè)體系中獲得擴(kuò)增。

（2）擴(kuò)增產(chǎn)物經(jīng)外切核酸酶及蝦堿酶（ExoI/SAP）純化后用于后續(xù)連接酶反應(yīng)的模板。

（3）在一個(gè)連接反應(yīng)中， 每個(gè)位點(diǎn)包含兩個(gè)5’端等位基因特異探針（其3′末端分別為兩個(gè)等位基因特異堿基或序列——對(duì)插入缺失多態(tài)而言）以及緊挨其后的一條3′端位點(diǎn)的熒光標(biāo)記的特異探針。連接產(chǎn)物通過ABI3730XL的毛細(xì)管電泳來區(qū)分， 原始數(shù)據(jù)文件用GeneMapper 4.1軟件（Appliedbiosystems）來分析。

具體實(shí)驗(yàn)操作步驟：

1）DNA樣本取1μl 1% agarose電泳對(duì)其樣本呢進(jìn)行質(zhì)量檢查以及濃度估計(jì)， 然后根據(jù)估計(jì)的濃度將樣本稀釋到工作濃度5-10 ng/μl.

2）多重PCR反應(yīng)：

a） PCR 條件

反應(yīng)體系（10 μl）包含1x GC-I buffer （Takara.）， 3.0 mM Mg2+， 0.3 mM dNTP， 1 U HotStarTaq polymerase （Qiagen Inc.）， 1 μl樣本DNA和1 μl多重PCR引物。

3）多重PCR產(chǎn)物純化

在10 μl PCR產(chǎn)物中加入5U SAP酶和2U Exonuclease I酶， 37℃溫浴1小時(shí)， 然后75℃滅活15分鐘。

b）連接反應(yīng)

反應(yīng)體系：10x連接緩沖液1 ul、高溫連接酶0.25 ul、5′連接引物混合液（1 μM） 0.4 ul， 3′連接引物混合液（2 μM） 0.4 ul、純化后多重PCR產(chǎn)物2 ul、ddH2O 6 ul混勻。

4）連接產(chǎn)物上ABI3730XL測(cè)序儀

取0.5 μl稀釋后的連接產(chǎn)物， 與0.5 μl Liz500 SIZE STANDARD， 9 μl Hi-Di混勻， 95℃變性5分鐘后上ABI3730XL測(cè)序儀

5） ABI3730XL測(cè)序儀上收集的原始數(shù)據(jù)用GeneMapper 4.1 （AppliedBiosystems， USA）來分析。

附錄3. HPA軸系統(tǒng)相關(guān)SNP與其功能的關(guān)系以及編碼方案

SKA2 rs7208505：紡錘體和著絲粒相關(guān)復(fù)合物亞單位2 （spindle and kinetochore-associated complex subunit 2）編碼一種蛋白質(zhì)， 參與細(xì)胞分裂過程中紡錘體和著絲粒的形成。紡錘體和著絲粒是細(xì)胞分裂時(shí)非常重要的結(jié)構(gòu)， 它們有助于正確分離染色體， 確保新生細(xì)胞得到正確的染色體數(shù)量。過往研究研究表明， SKA2基因可能與精神健康狀況有關(guān)（Rice et al.， 2008）。rs7208505是位于SKA2 3'非翻譯區(qū)的一個(gè)特異性變體。在一項(xiàng)探究SKA2 rs7208505與自傷關(guān)系的研究中， Valenzuela-García等人（2023）發(fā)現(xiàn)自殺受害者中rs7208505等位基因A的比例高于健康對(duì)照組。不僅如此， Ijabi等人（2019）結(jié)果也顯示， 相對(duì)G/G基因型的孕婦， A/A基因型的孕婦起早產(chǎn)后焦慮風(fēng)險(xiǎn)增加了9.6倍。

NR3C1基因編碼核受體激素親和素1（nuclear receptor subfamily 3 group C member 1， NR3C1）， 也被稱為葡萄糖皮質(zhì)激素受體（GR， Glucocorticoid Receptor）。這個(gè)基因位于人類染色體5號(hào)上， 是一個(gè)重要的基因， 參與調(diào)節(jié)機(jī)體對(duì)于葡萄糖皮質(zhì)激素（如皮質(zhì)醇）的反應(yīng)。NR3C1基因編碼的核受體是一種轉(zhuǎn)錄因子， 它在細(xì)胞內(nèi)調(diào)節(jié)基因的轉(zhuǎn)錄， 影響細(xì)胞的生長、發(fā)育和代謝。葡萄糖皮質(zhì)激素是一類由腎上腺皮質(zhì)分泌的激素， 對(duì)于機(jī)體的代謝、免疫反應(yīng)和應(yīng)激反應(yīng)等方面有重要的調(diào)節(jié)作用 （Arai et al.， 2003）。NR3C1基因的功能異?；蜃儺惪赡芘c多種疾病和生理過程有關(guān)， 包括內(nèi)分泌失調(diào)、免疫系統(tǒng)異常、心血管疾病等。此外， NR3C1基因也在神經(jīng)科學(xué)和精神病學(xué)領(lǐng)域引起關(guān)注， 因?yàn)樗鼌⑴c調(diào)節(jié)應(yīng)激響應(yīng)， 與精神健康和情緒調(diào)節(jié)有關(guān)。一些研究表明NR3C1基因的變異可能與抑郁癥、焦慮癥等精神障礙的風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)?？傮w而言， NR3C1基因在生理和病理?xiàng)l件下的調(diào)控作用使其成為生命科學(xué)和醫(yī)學(xué)研究中的一個(gè)重要對(duì)象 （van Leeuwen et al.， 2011）。

NR3C1 rs6198： Rovaris等人（2013）研究發(fā)現(xiàn)， NR3C1基因（rs6198 C等位基因）可能與每天吸煙數(shù)量和尼古丁依賴性相關(guān)， 而NR3C2基因的多態(tài)性也可能與吸煙行為有關(guān)。此外， 在一項(xiàng)探究NR3CI， NR3C2和童年期創(chuàng)傷交互作用對(duì)自殺未遂的研究中， 結(jié)果顯示rs6198 C等位基因攜帶者中NR3C1基因過表達(dá)， 增加了自殺未遂的風(fēng)險(xiǎn)（Sanabrais-Jiménez et al.， 2023）。

NR3C1 rs41423247：根據(jù)Pagliaccio等人（2014）在其發(fā)表在neuropsychopharmacology使用MGPS方法的研究中， 確定G等位是影響HPA軸的風(fēng)險(xiǎn)等位基因。且相關(guān)研究顯示攜帶G等位基因的個(gè)體特里爾壓力測(cè)試下皮質(zhì)醇增加 （Duncan amp; Keller， 2011）， 且會(huì)增加重癥抑郁癥發(fā)作風(fēng)險(xiǎn) （Sarubin et al.， 2017）

NR3C2 基因編碼核受體激素親和素2 （nuclear receptor subfamily 3 group C member 2， NR3C2）， 或稱為\"mineralocorticoid receptor\" （礦物質(zhì)皮質(zhì)激素受體）基因編碼的是礦物質(zhì)皮質(zhì)激素受體， 也被稱為鹽皮質(zhì)激素受體（MR， Mineralocorticoid Receptor）。這個(gè)基因位于人類染色體4號(hào)上， 是一個(gè)核受體基因， 與糖皮質(zhì)激素受體（GR， Glucocorticoid Receptor， 由NR3C1基因編碼）一同參與調(diào)節(jié)體內(nèi)激素的平衡。鹽皮質(zhì)激素受體對(duì)于礦物質(zhì)皮質(zhì)激素（如醛固酮）的結(jié)合和調(diào)節(jié)在體內(nèi)維持水電解質(zhì)平衡、血壓穩(wěn)定等方面發(fā)揮著關(guān)鍵作用。此外， 與NR3C1基因相似， NR3C2基因也涉及到應(yīng)激響應(yīng)、免疫系統(tǒng)等生理過程。

NR3C2 rs17581262： 有研究發(fā)現(xiàn)rs17581262的G等位基因與較小的海馬和杏仁核體積， 以及與遭受過兒童期受虐的個(gè)體中較高的重癥抑郁風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)（Gerritsen et al.， 2017）。

FKBP5： 全稱是\"FK506 Binding Protein 5\"， 中文翻譯為\"FK506結(jié)合蛋白5\"。FKBP5是一種人體基因， 編碼一種蛋白質(zhì)， 它在細(xì)胞內(nèi)的功能涉及到蛋白質(zhì)折疊和信號(hào)轉(zhuǎn)導(dǎo)的調(diào)控。這個(gè)基因的名稱中， “FKBP”表示蛋白質(zhì)與一種免疫抑制藥物FK506（孤兒草霉素）結(jié)合， 而“5”表示這是該家族的第五個(gè)成員。FKBP5蛋白在神經(jīng)系統(tǒng)中發(fā)揮重要作用， 特別是在應(yīng)激和神經(jīng)適應(yīng)性方面。它與應(yīng)激激素（如皮質(zhì)醇）的信號(hào)傳導(dǎo)有關(guān)， 參與了身體對(duì)壓力的應(yīng)對(duì)機(jī)制。FKBP5基因的變異與一些精神健康障礙， 如抑郁癥和創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙（PTSD）等有關(guān)。

FKBP5 rs1360780： 根據(jù)Pagliaccio等人（2014）在其發(fā)表在neuropsychopharmacology使用MGPS方法的研究中， 確定T等位是影響HPA軸的風(fēng)險(xiǎn)等位基因。此外， FKBP5基因的T等位基因（rs1360780）攜帶者在大腦結(jié)構(gòu)上表現(xiàn)出較小的背側(cè)前部扣帶皮層體積以及較高的平均擴(kuò)散率值， 與非攜帶者相比， 這可能與應(yīng)激相關(guān)精神疾病如創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙（PTSD）的結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)有關(guān)（Fujii et al.， 2014）。

FKBP5 rs9470080： 相比健康對(duì)照組， 功能性癲癇發(fā)作和重度抑郁癥患者的T等位基因顯著增加（Asadi‐Pooya et al.， 2023）， 而且在兩個(gè)獨(dú)立的復(fù)制樣本中也發(fā)現(xiàn)了T等位基因退役軍人攜帶者， 遭受兒童期受虐后創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙顯著增加 （Watkins et al.， 2016）

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附錄10

1" 情緒Sternberg任務(wù)

使用E-prime 2.0呈現(xiàn)刺激材料。程序示意圖見圖1， 屏幕中央首先呈現(xiàn)注視點(diǎn)“+”并持續(xù)300 ms， 隨后呈現(xiàn)300 ms的空屏， 接著目標(biāo)刺激會(huì)出現(xiàn)在屏幕中央， 被試在保證準(zhǔn)確的情況下盡可能快地對(duì)目標(biāo)的顏色進(jìn)行反應(yīng)， 直到被試做出反應(yīng)或達(dá)到反應(yīng)上限2000 ms， 目標(biāo)消失， 最后再呈現(xiàn)300 ms的空屏進(jìn)入下一試次。在本任務(wù)中， 目標(biāo)刺激是紅色、綠色或藍(lán)色詞。目標(biāo)刺激若為紅色詞， 要求被試用左手食指按“F”鍵反應(yīng)， 若為綠色詞， 要求被試用右手食指按“J”鍵反應(yīng)， 若為藍(lán)色詞， 要求被試用右手中指按“K”鍵反應(yīng)。練習(xí)實(shí)驗(yàn)由10個(gè)試次組成， 正式實(shí)驗(yàn)由120個(gè)試次組成， 紅、綠和藍(lán)色分別包括40個(gè)試次， 其中， 每種顏色內(nèi)， 積極、消極、中性和抑郁詞各10個(gè)。本實(shí)驗(yàn)的測(cè)試指標(biāo)為被試判斷的反應(yīng)時(shí)和正確率。

最初的或經(jīng)典的Stroop任務(wù)（Stroop， 1935）涉及用不協(xié)調(diào)的彩色墨水呈現(xiàn)顏色詞（例如， 用藍(lán)色墨水打印的“紅色”一詞）。要求參與者盡快說出每個(gè)刺激詞的墨水顏色， 同時(shí)嘗試忽略該詞的含義。這種為了命名墨水顏色而抑制單詞含義的嘗試已被可靠地證明， 與顏色命名一致刺激（例如， 用紅色墨水打印的單詞“紅色”）相比， 會(huì)導(dǎo)致更長的響應(yīng)延遲， 這種現(xiàn)象已被證實(shí)。稱為Stroop效應(yīng)（MacLeod， 1991）。Stroop研究中的因變量要么是反應(yīng)延遲， 即刺激開始和參與者反應(yīng)之間的時(shí)間（以毫秒為單位）， 要么是干擾指數(shù)， 通常測(cè)量為不一致和一致刺激之間的反應(yīng)延遲差異， 或者不一致和一致刺激之間的反應(yīng)延遲差異。Stroop任務(wù)被視為精神病理學(xué)研究中的有用工具， 用于檢查所調(diào)查疾病的認(rèn)知過程（Williams et al.， 1996）。

后Stroop任務(wù)被修改為“Stroop”或“Modified Stroop”， 用于精神病理學(xué)研究， 通過將單詞刺激的內(nèi)容從顏色（例如紅色、藍(lán)色、綠色）更改為與疾病相關(guān)的充滿情感的主題在調(diào)查中。例如， Stroop在抑郁癥研究中使用了悲傷、沮喪和疲倦等詞語（MacLeod， 1991）。與中性詞相比， 與障礙相關(guān)詞的延遲命名相關(guān)的相對(duì)反應(yīng)潛伏期被認(rèn)為反映了對(duì)障礙相關(guān)刺激的注意力偏差（Gotlib et al.， 1996）。同樣， 與對(duì)照組相比， 有障礙的參與者在Stroop的表現(xiàn)較慢， 被認(rèn)為反映了特定于障礙的注意力偏差。

情緒Stroop任務(wù)的修改是為了更好地探究與抑郁癥相關(guān)的認(rèn)知偏差。在這一任務(wù)中， 單詞刺激的內(nèi)容被改變?yōu)榕c抑郁癥相關(guān)的情感主題， 如悲傷、沮喪和疲倦， 而不是顏色。參與者被要求盡快報(bào)告每個(gè)刺激詞的墨水顏色， 同時(shí)忽略該詞的含義。這種修改使研究者能夠更好地了解抑郁癥患者在面對(duì)與其疾病相關(guān)的情感信息時(shí)的認(rèn)知反應(yīng)。研究使用情緒Stroop任務(wù)時(shí)， 主要關(guān)注的因變量包括反應(yīng)延遲（反應(yīng)時(shí)）和干擾指數(shù)（準(zhǔn)確率）。反應(yīng)延遲是指刺激呈現(xiàn)開始和參與者反應(yīng)之間的時(shí)間， 以毫秒為單位。而干擾指數(shù)通常測(cè)量為不一致和一致刺激之間的反應(yīng)延遲差異。在情緒Stroop任務(wù)中， 與抑郁癥相關(guān)的詞匯的延遲命名與相對(duì)反應(yīng)潛伏期相關(guān)， 這被認(rèn)為反映了對(duì)與疾病相關(guān)刺激的注意力偏差（Dalgleish amp; Watts， 1990; Mogg amp; Bradley， 2005）。抑郁癥患者在情感Stroop任務(wù)中通常表現(xiàn)出比對(duì)照組更慢的反應(yīng)（Segal， 2014）。這種延遲被解釋為對(duì)與抑郁癥相關(guān)的情感信息的注意力偏差。這與Beck （1979）的抑郁認(rèn)知理論（cognitive theory of depression）和Bower （1981）的情感網(wǎng)絡(luò)理論（network theory of emotion）相一致。Beck的模型認(rèn)為， 早期的生活經(jīng)歷形成了關(guān)于自我、世界和未來的負(fù)面圖式， 這導(dǎo)致了信息處理的偏見。而Bower的情感網(wǎng)絡(luò)理論強(qiáng)調(diào)情感與認(rèn)知之間的聯(lián)系， 預(yù)測(cè)個(gè)體更可能關(guān)注與其感受一致的材料。此外， 情緒Stroop任務(wù)的研究結(jié)果還可以通過比較抑郁癥樣本和對(duì)照樣本在不同刺激條件下的表現(xiàn)來獲得更深層次的理解， 這可能包括與抑郁癥特異刺激、消極刺激、積極刺激和中性刺激相關(guān)的表現(xiàn)比較（Clark et al.， 2000; Segal amp; Swallow， 1994）。

總的來說， 情緒Stroop任務(wù)被認(rèn)為是一種有用的工具， 用于測(cè)量抑郁癥患者在處理與其疾病相關(guān)的情感信息時(shí)的認(rèn)知表現(xiàn)， 特別是在注意力偏差方面。

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（1） 準(zhǔn)確率：

意義：準(zhǔn)確率指的是被試在完成任務(wù)時(shí)正確識(shí)別詞語顏色的比例。它反映了個(gè)體在面對(duì)情緒沖突時(shí)的執(zhí)行準(zhǔn)確性。較高的準(zhǔn)確率通常表明被試更有效地應(yīng)對(duì)任務(wù)的認(rèn)知沖突， 能夠準(zhǔn)確地識(shí)別詞語的顏色而不受到情緒干擾。

解釋：如果被試在情緒Stroop任務(wù)中表現(xiàn)出較高的準(zhǔn)確率， 這可能表示其在處理情緒信息時(shí)能夠保持較好的認(rèn)知控制和注意力分配。高準(zhǔn)確率可能與更強(qiáng)大的認(rèn)知控制和抑制情感干擾的能力相關(guān)。

（2）反應(yīng)時(shí)

意義：反應(yīng)時(shí)是指被試完成任務(wù)所需的時(shí)間， 即識(shí)別詞語顏色的反應(yīng)速度。在情緒Stroop任務(wù)中， 較長的反應(yīng)時(shí)通常被視為對(duì)情緒沖突的一種指示， 因?yàn)楸辉嚳赡苁艿搅饲楦行畔⒌母蓴_， 導(dǎo)致執(zhí)行任務(wù)的速度減慢。

解釋：較短的反應(yīng)時(shí)可能表明被試能夠更迅速、有效地調(diào)整注意力， 克服情感沖突。相反， 較長的反應(yīng)時(shí)可能暗示被試對(duì)情感信息的敏感性較高， 需要更多時(shí)間來應(yīng)對(duì)沖突。

在實(shí)際研究中， 研究者通常結(jié)合準(zhǔn)確率和反應(yīng)時(shí)來綜合評(píng)估個(gè)體的認(rèn)知控制水平和情緒調(diào)節(jié)能力。這種任務(wù)在研究情緒和認(rèn)知之間的關(guān)系以及情緒障礙中的認(rèn)知特征方面具有廣泛的應(yīng)用。

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2" 獨(dú)裁者游戲范式

參照國內(nèi)外研究， 本研究將采用獨(dú)裁者博弈任務(wù)來測(cè)量個(gè)體的合作行為水平（陳思靜 等， 2015; Raihani amp; Mcauliffe， 2014）。獨(dú)裁者游戲由E-Prime 2.0程序編制。首先， 在屏幕上呈現(xiàn)任務(wù)要求， 告知被試將與在另一個(gè)房間的實(shí)驗(yàn)者匿名在線共同分配一筆金錢， 共10個(gè)代幣（每個(gè)代幣可兌換價(jià)值3元的禮品）。被試需要進(jìn)行8次分配任務(wù)， 每次接受者都不同。電腦會(huì)在兩位玩家之間隨機(jī)分配角色A或者B。為了避免被試受到詞語的暗示， 使角色A指代分配者， 角色B指代接受者。角色A有權(quán)以任何方式分配這筆金錢， 角色B只能接受分配， 實(shí)驗(yàn)報(bào)酬與分配數(shù)額掛鉤。角色B最終知道分配方案， 但二者互不認(rèn)識(shí)， 以后不會(huì)再見面。在正式分配環(huán)節(jié)， 所有被試均被告知已被隨機(jī)安排為A分配者。分配者的任務(wù)是在自己和接受者之間分配10個(gè)代幣。實(shí)驗(yàn)將以被試給對(duì)方正式分配的代幣數(shù)作為親社會(huì)行為。

為了營造真實(shí)的在線博弈情境， 實(shí)驗(yàn)對(duì)接受者設(shè)置了基本信息， 包括性別， 年齡， 職業(yè)， 共創(chuàng)造了八個(gè)接受者， 如第一個(gè)接受者編號(hào)253， 年齡24歲， 職業(yè)是在校大學(xué)生， 第二個(gè)接受者則是編號(hào)140， 年齡23歲， 職業(yè)是在校大學(xué)生。實(shí)驗(yàn)將對(duì)八個(gè)接受者信息在被試間實(shí)施平衡化處理。

流程：告知被試“下面將進(jìn)行一個(gè)在線分錢的小游戲， 由您和在另一個(gè)實(shí)驗(yàn)室的參加者共同分得一筆金錢（10個(gè)代幣）。游戲中有兩種角色， A分配者和B接受者。分配者有權(quán)以任何方式分配這筆錢， 接受者只能接受， 無權(quán)拒絕。在游戲中， 電腦程序會(huì)在您與另一個(gè)參加者之間隨機(jī)分配角色。你們互不認(rèn)識(shí)， 以后也不會(huì)相見， 分配結(jié)果將以匿名的方式呈現(xiàn)給對(duì)方， 并且最終的實(shí)驗(yàn)報(bào)酬將以分配的金額掛鉤。獲得的金額越大， 最終報(bào)酬就越多?！遍喿x完畢之后， 計(jì)算機(jī)呈現(xiàn)：“現(xiàn)在系統(tǒng)開始指定角色A和B， A有權(quán)提出分配， B無法拒絕該分配方

案?！睘榱烁诱鎸?shí)， 計(jì)算機(jī)屏幕會(huì)呈現(xiàn)挑選界面， 并告知被試為分配者， 并說明：“恭喜您成為角色 A， 您可以根據(jù)自己的喜好來分配10個(gè)代幣， 分配所獲的收益將與最終實(shí)驗(yàn)報(bào)酬掛鉤?！弊詈螅?進(jìn)入正式分配環(huán)節(jié)， 告知被試：“請(qǐng)?jiān)谙旅娣娇騼?nèi)輸入給對(duì)方分配的金額數(shù)目?！币詼y(cè)量被試合作行為。

附錄11