大学生心理灵活性与心理健康相关研究

李 新吉 阳祝卓宏

大学生心理灵活性与心理健康相关研究

李 新1，2，3吉 阳1祝卓宏1

目的运用SCL-90中的不同维度作为心理痛苦的综合指标来考察它们与AAQ-II或CFQ的相关性，考察AAQ-II或CFQ对SCL-90总均分预测作用的性别差异。方法采用心理灵活性模型相关问卷，包含认知融合问卷（CFQ）、接纳与行动问卷第二版（AAQ-Ⅱ）；以及症状自测量表（SCL-90）、简明大五人格问卷（Mini-IPIP）。施测对象为北京市某高校一年级新生，回收有效问卷789份。结果心理灵活性各量表与SCL-90各因子均有很高的相关性（P＜0.001），AAQ-II和CFQ-F之间高水平相关，并且偏相关显著（r＝0.597，P＜0.001），CFQ-F和性别的交互作用边缘显著，AAQ-II和性别的交互作用虽然同样达到中等效应值，但其结果无统计学意义。结论心理灵活性与心理痛苦相关，以及经验性回避和认知融合之间高度相关。然而它们的心理结构并非完全相同，女性的心理痛苦相比男性受到更多认知融合的影响。

接纳与承诺疗法 心理灵活性 心理症状 性别差异

传统心理病理学借鉴医学病理模型衍生出自身的诊断系统，包括美国精神病协会的DSM手册和世界卫生组织的ICD手册等，以其为准则通过精神药品和心理疗法减轻或消除心理痛苦［1］。近期心理学术界对心理诊断及其病理机制产生质疑和反对，这些呼声延迟了DSM第五版的出版时间［2］。在此背景之下，基于后现代思潮的认知行为疗法第三浪潮，接纳与承诺疗法（acceptance and commitment therapy，ACT）［3］经过与传统理论的反复讨论推敲，逐渐得到认知行为学界的关注［4］以及西方询证疗法系统的认同［5］，在Elsevier出版公司旗下发行语境行为科学期刊（journal of contextual behavioral science）有一定的学术影响力。

ACT不仅提供心理治疗的一系列方法，还建立了以关系框架理论为基础的心理学病理模型，大胆地认为心理症状和心理障碍是对外部环境和内部心理事件产生的正常应激反应，对传统心理病理学中对不同症状进行逐步划分的方法进行了质疑和讨论［6］。ACT疗法看来，心理疗法目的并不在于消除心理症状，而是改变应对方式，让个体更好地思考自己和应激反应之间的关系，其六边形的模型主要归纳为开放（open）、专注（centered）和投入（engaged）三种应对机制。在本研究中，我们主要探讨ACT模型开放应对方式中的两个子元素：经验性回避（相对于接纳）和认知融合（相对于认知解离）［6］。

经验性回避被定义为对不愿直面负面经历并且试图去改变不必要关注的这些经历，理论上经验性回避和主动愿意地接纳负面经历互为反向，可以是情绪、思维或行为的经验性回避；认知融合被定义为人的行为被言语事件相应的刺激控制所左右，遮盖了人对环境中其他因素的洞察能力，理论上认知融合和不被言语事件左右的认知解离互为反向，其中言语的概念比语言认知更为宽泛，包含了刺激、情绪、思维、行为等等。根据关系框架理论，经验性回避和认知融合相互推衍（mutual entailed）［3－7］，对负面事件的认知融合导致经验性回避（例如发现负面情绪，不愿与其接触，回避情绪），而经验性回避导致认知融合（例如逃避某事件，脱离实际，形成对此事件的融合）。经验性回避及认知融合的概念在临床心理学中已经有许多应用［8－9］。

对于开放应对方式的两个子元素，伦敦大学和爱丁堡大学的研究者们基于理论创立者史蒂芬海斯所开发的初步量表，分别开发和完善了接纳与行动问卷第二版（acceptance and action questionnaire-II，AAQII）［10］和认知融合问卷（cognitive fusion questionnaire，CFQ）［11］用于测量经验性回避和认知融合。AAQ-II问卷的心理测量属性得到复核［12］。美国认知疗法协会（AICT）对比其情绪图式问卷，发现AAQ-II对于心理痛苦的解释度较其开发的问卷更佳［4］。关于CFQ问卷的开发和复核主要来自爱丁堡大学的博士生与导师的工作［13－14］。AAQ-II和CFQ近期被翻译成中文，其信度和效度得到了验证［15－16］。对于心理状态的测量，由于ACT弱化对不同属性心理症状的简单划分，本研究的第一个目的是运用SCL-90中的不同维度作为心理痛苦的综合指标来考察它们与AAQ-II或CFQ的相关性。本研究的另一个目的在于考察AAQ-II或CFQ对SCL-90总均分预测作用的性别差异。

对象与方法

1.对象

通过校内网络，向北京某高校化学院全体学生发放问卷789份，并对无效作答的问卷（如选项单调重复或阶梯式分布）重新发放问卷测查，最终回收有效问卷789份，其中男生259人，女生530人；年龄16～26岁，平均（19±1.64）岁。

2.工具

（1）接纳与行动问卷第二版（AAQ-II）［10，15］

量表共7个项目，采用七点计分，分数越高经验性回避程度越高。根据Bond等研究者的结果，AAQ-II为稳定的单因素结构，平均一致性α系数为0.84（0.78～0.88），3和12个月重测信度分别为0.81和0.79。本研究AAQ-II一致性系数α＝0.89，一个月的重测信度为α＝0.80。

（2）认知融合问卷（CFQ）［11，16］

原量表共有13个条目，其中认知融合分量表含有9个条目，认知解离分量表含有4个条目，认知解离条目反向计分。与AAQ-II相似，CFQ采用7点计分，分数越高认知融合越高。根据Gillanders等研究者的结果，CFQ在非临床样本中的平均一致性α系数为0.82，1个月重测信度为0.82，临床样本中一致性α系数为0.88。本研究中的一致性α系数为0.89，其中认知融合和认知解离α系数分别为0.92和0.68，一个月的重测信度为α＝0.76。

（3）症状自评量表（SCL-90-R）［17］

量表共有90个项目，SCL-90-R采用五点评分，统计指标包含总均分及因子分。在此列出本研究中SCL-90各分值的一致性系数：总均分α＝0.98，焦虑α＝0.86，抑郁α＝0.89，敌对α＝0.80，人际关系敏感α＝0.83，强迫α＝0.82，恐怖α＝0.75，偏执α＝0.75，精神病性α＝0.81，躯体化α＝0.87。

3.统计方法

使用SPSS15.0进行探索性因素分析、相关分析、单方差分析及t检验，AMOS 12.0进行验证性因素分析。

结 果

1.心理灵活性问卷的探索性及验证性因素分析

通过计算机将样本随机分成两个分样本，对分样本一进行探索性因素分析（主成分分析，N＝394），分样本二进行验证性因素分析（N＝395）。分样本一中，AAQ-II量表7条项目的KMO和Bartlett检验符合主成分分析的要求（KMO＝0.87；Bartlett球形度检验χ2（df＝21）＝1345.85，P＜0.001）。主成分分析后，通过对碎石图和特征值判断，AAQ-II归入同一维度，总方差贡献率为59.01%，荷载量在0.71和0.84之间。分样本二进行验证性因素分析，单因子模型拟合度良好（GFI＝0.97，AGFI＝0.92，CFI＝0.98，RMSEA＝0.08，SRMR＝0.03）。结果和以往改编问卷信效度结果一致［15］。

同样，在分样本一中，CFQ量表数据符合主成分分析要求（KMO＝0.910；Bartlett球形度检验χ2（78）＝2661.354，P＜0.001）。CFQ归入两个维度，总方差贡献率为59.15%，认知融合和认知解离的荷载量分别在0.63和0.85、0.51和0.77之间。从特征值结果看，认知融合（6.10）是认知解离（1.59）的三倍多，而认知解离的某些项目荷载较小，因此需商榷是否删去认知解离分量表。在分样本二中，验证性因素分析发现两维度模型拟合度欠佳（GFI＝0.878，AGFI＝0.809，CFI＝0.885，RMSEA＝0.113，SRMR＝0.063），而认知融合单维度模型拟合较好（GFI＝0.943，AGFI＝0.888，RMSEA＝0.096，SRMR＝0.026）。因此，我们对9项目的认知融合分量表（CFQ-F）进行了保留。结果和以往改编问卷信效度结果一致［16］。

2.心理灵活性与心理痛苦的各维度相关

对家庭住址、文化程度（父母文化程度平均值）、婚姻和信仰情况进行控制后，AAQ-II和CFQ-F之间高水平相关，并且偏相关显著（r＝0.75，P＜0.001），结果支持AAQ-II和CFQ-F相互推衍，属于同一种应对方式的理论假设。另外，AAQ-II和CFQ-F对SCL-90-R量表总均分及分维度得分的相关也均显著（P＜0.001），相关系数在0.30和0.52之间，偏相关系数见表1。基于此结果，以下仅选取总均分作为因变量进行分析。

表1 心理灵活性问卷与SCL-90-R各维度的偏相关

3.心理灵活性元素和性别的交互作用

通过单因素线性模型对AAQ-II、CFQ-F与性别的交互作用进行分析。模型1考察主效应（如AAQ-II、CFQ-F）及交互效应（如AAQ-II×性别、CFQ-F×性别），模型2中加入人口学变量考察其主效应。模型1结果显示，CFQ-F和性别的交互作用边缘显著，偏η2达到中等效应值；AAQ-II和性别的交互作用虽然同样达到中等效应值，但其结果无统计学意义，交互作用的统计效验力良好。在控制了人口学变量后，模型2结果与模型1相似。或由于控制变量减少了残差项的变异水平，CFQ-F和性别的交互作用达到统计学意义。另外，虽然有些人口学变量达到统计学意义，然而其效应量显示其差异可忽略不计。

表2 心理灵活性元素与性别交互作用对心理痛苦程度的单变量线性模型

4.男女生心理灵活性对心理痛苦的层次回归分析

对性别进行分层处理后，我们分别对男、女学生进行了因变量为SCL-90总均分的层次回归分析。模型1、2、3、4的自变量分别为人口学变量（其中家庭文化水平对父母亲分别积分）、人口学变量和AAQ-II，人口学变量和CFQ-II，人口学变量、AAQ-II和CFQ-II。对于模型2、3、4，分别计算其相对模型1的方差改变量，考察AAQ-II、CFQ-F对总均分解释的情况；而对于模型4，分别计算其相对模型2、3的方差改变量，考察AAQ-II和CFQ-F相互间对总均分解释的递增情况。从表2结果来看，在女生群体中AAQ-II和CFQ-II单独进入模型时（模型2、3）回归系数大于0.5，并且在同时进入模型时（模型4），回归系数依然大于0.3，然而在男生群体中CFQ-II单独进入模型时（模型3）回归系数小于0.5，AAQ-II、CFQ-F同时进入模型时（模型4）回归系数小于0.3。另外，在男生群体中，模型4相对于模型2的方差改变量较小（0.01）。

表3 心理灵活性元素对SCL-90总均分的层次回归分析（标准化回归系数）

讨 论

经验性回避或认知融合和SCL-90-R各个维度，包括躯体化、强迫症状等相关达到中等程度，支持了心理症状和障碍来源于心理灵活性水平的理论设想。另外，经验型回避和认知融合之间达到高相关，说明它们心理结构类似，支持了经验性回避和认知融合相互推衍［3，7］的理论描述。这些结果说明，心理灵活性水平或许是各类心理症状普遍的成因和影响因素。

对心理灵活性元素和性别的交互作用分析发现，认知融合在大学女生和男生中对心理痛苦程度的解释量不同，交互作用在控制人口学变量后有统计学意义；经验性回避和性别的交互作用无统计学意义，但是和认知融合一样，交互作用效应量达到了临床意义。然而，人口学变量对心理痛苦程度的方差解释量均未达到有实际意义的效应量。认知融合而非经验性回避对心理痛苦的解释存在性别差异，说明了两种心理建构之间的差别。

对性别分层处理并对心理痛苦程度多元回归分析后，女生群体的认知融合对心理痛苦的解释量有递增效应，然而在男生群体中这样的递增效应却不存在。说明女生较男生更容易被言语事件响应的刺激所控制，因而感受到心理痛苦。结果符合早期的思维反刍研究，Nolen-Hoeksema认为女性更容易受到社会压力的影响，进而反复的归因，导致抑郁情绪的加深［18］。

本研究很好地支持了六边形心理灵活性模型中经验性回避和认知融合元素对心理痛苦的预测性以及他们自身的相关和不同。然而，本研究仍然存在一些不足。首先，样本主要来自城市大学生群体，因此结果不能很好地拓展到其他地域和年龄段的群体；其次，被试并非来自临床样本，因此对各个临床诊断下的个体需要进行再次地验证；最后，研究只考察了心理灵活性模型中的两个元素，未来研究需要对其余的元素进行相应的验证。

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（责任编辑：丁海龙）

1.中国科学院心理健康重点实验室，中国科学院心理研究所（100101）

2.中国科学院大学

3.北京联合大学