大學生童年創傷經歷對心理健康的影響
——適應不良圖式的中介作用和人口變量調節作用

郭梅華，張勻銘，陽莉華，沐守寬

(閩南師范大學教育科學與技術學院，福建 漳州 363000)

一 問題提出

童年創傷一般采用美國臨床心理學家Jongsma參考DSM-IV中有關兒童虐待和忽視的描述而做出的定義[1]，該定義包含童年創傷四個要素：1.發生在童年期；2.是個體與父母或重要他人互動產生的傷害；3.包含了虐待和忽視兩個重要成分；4.因創傷產生各種不良情緒和行為反應。研究發現，童年期的心理創傷是眾多心理問題和身體病癥的重要根源之一。如張天宏、何厚建等研究表明，童年期的虐待和創傷與成年后罹患精神疾病、抑郁癥及人格障礙等不良心理行為密切相關[2][3]。姚桂英、杜愛玲發現童年創傷對大學生抑郁情緒、人格有顯著的影響，且人格在童年創傷與抑郁之間起部分中介作用[4]，李秀錦發現童年期受欺凌大學生的心理健康低于全國大學生常模[5]。Huh等人研究也發現不同類型的兒童期虐待和忽視對成年后的具體癥狀維度和人際關系均有顯著影響[6]，近年來童年創傷的腦機制研究開始廣受關注，Royce Lee等人發現童年創傷使大腦中樞產生CRF、GABA和5-HT等神經遞質，使額邊緣腦功能對突出的、令人厭惡的情感和社會信息敏感，5-HT與沖動性攻擊的關系密切，而這是反社會和邊緣性人格障礙的重要特征之一[7]。由上述研究可知，早期童年創傷對成年后的心理健康有重要影響。

在影響心理健康的因素方面，近年來研究者開始關注早期適應不良圖式(Early Maladaptive Schemas；EMSs)的影響，EMSs的理論由美國心理學家Young等人提出，其關注的是個體自我挫敗的情緒和認知方式，該理論認為EMSs形成于個體的生命早期，并在一生中不斷重復，根據核心情感需要的不同，存在15種共5大類別適應不良圖式[8]，一項研究表明，在非臨床樣本中，適應不良圖式與回顧性報告童年經歷顯著相關，且中介了回顧性報告的童年經歷與回避型人格障礙(AVPD)癥狀之間的關系[9]，另一項研究發現在臨床樣本和非臨床樣本中，分離、拒絕和自主性受損都是抑郁和焦慮的重要中介因素。且在臨床樣本中，分離和拒絕與抑郁之間的相關性更強[10]，崔麗霞等人通過大學生群體的研究，發現構成3大類14種不良圖式的YONG圖式量表更適合中國大學生，第一類(EMSs1)包括遺棄/不穩定、失敗的、依賴/無助、脆弱/易患病、糾結/未發展的自我和不能自控6種不良圖式，；第二類(EMSs2)包含了情感剝奪、不信任/受虐、社交孤立/疏離、缺陷/羞恥和情感隱蔽5種適應不良圖式；第三類(EMSs3)包含了自我犧牲、苛刻的標準、自負優越感3種適應不良圖式。其研究還發現情感剝奪、羞恥、社交孤立/疏離和自我犧牲等與沒價值、無能力有關的圖式在兒童期創傷和特質抑郁間起中介作用，而不信任/虐待和對疾病/傷害易感性等與危險有關的圖式在兒童期創傷和特質焦慮間起中介作用[11]，但不良心理圖式在童年創傷經歷與大學生總體心理健康狀態的關系中是否也存在中介效應，是本研究需要探討的重點。

綜上所述，童年期創傷經歷是大學生抑郁、精神疾病、人格障礙等心理問題的重要根源之一，而創傷經歷所產生的內部認知機制——適應不良圖式可能是神經癥、精神疾病和人格障礙等心理行為問題的重要中介原因。因此，本研究將探索早期適應不良圖式在大學生童年創傷經歷和心理健康問題之間的中介效應，并探索人口學特征在該中介下的調節效應，為心理圖式療法對童年創傷經歷大學生的干預提供實證依據。

二 研究方法

(一)研究對象

從福建3所高校大一至大四抽取樣本，共發放問卷900份，收回有效問卷786份，有效率為87.4%，男生297份，女生485份；大一348份，大二305份，大三56份，大四70份。

(二)研究工具

1.童年創傷問卷(Childhood Trauma Questionnaire，CTQ)。

由Bernstein 等于1998年編制完成，2004年由趙幸福、張亞林和李龍飛修訂，問卷共28 個項目，包括情感虐待、軀體虐待、性虐待、情感忽視和軀體忽視5個分量表。該量表采用5 級評分，分數越高表明遭受的創傷越多。本研究中，總量表的Cronbachα系數為0.781，各分量表的Cronbachα系數介于0.679-0.856 之間，量表結構效度為χ2/df=3.64，IFI=0.80，NNFI=0.91，CFI=0.98，PGFI=0.74，RMSEA=0.06[12]。

2.Young圖式問卷簡版(Young Schema Questionnaire-Short Form，YSQ-SF)。

問卷由Young(1994)編制，中國大學生版由崔麗霞等人修訂，修訂后共64個項目，14個分量表組成3個大類，量表采用6級評分，從“完全不符合”到“完全符合”，量表總分是各個分量表得分之和，得分越高代表適應不良程度越高。量表總方差貢獻值為61.66%，量表Cronhachα系數為0.92，分量表Cronhachα系數為0.71-0.88，量表結構效度為：χ2/df= 8.79，IFI=0.80，NNFI=0.91，CFI= 0.91，TLI=0.90，RMSEA=0.07[13]。

3.心理健康量表(Symptom check list-90，SCL-90)。

該量表共有90個項目，分為五級評分從1-5級，分別為“從沒有、輕度、中度、偏重、嚴重”。包括10個因子，分別為“軀體化、強迫癥狀、人際關系敏感、抑郁、焦慮、敵對、恐怖、偏執、精神病性、其它”。量表總分>160分，或陽性項目數超過43項，或任一因子分>3分者為陽性，提示有輕度及以上心理問題，得分越高提示心理問題越嚴重[14],本次研究中，量表Cronhachα系數為0.976，分量表Cronhachα系數為0.748-0.904。

(三)數據處理

采用SPSS19.0軟件統計包進行獨立樣本t檢驗，單因素方差分析檢驗人口學變量差異；采用皮爾遜相關分析進行量表之間相關檢驗，采用spss-process多重回歸分析進行調節效應分析，采用偏差校正的非參數百分位Bootstrap法進行中介效應的顯著性檢驗。

三 結果

(一)共同方法偏差分析

采用Harman單因素法對3份問卷的共193個條目進行主成分分析，在未旋轉的情況下，抽取出41個特征根大于1的因子，共解釋66.68%的變異，第一個因子解釋的變異量為25.22%，低于臨界值40%，可認為本研究共同方法偏差影響較小，可進行進一步的統計分析。

(二)早期不良圖式、童年創傷經歷和心理健康的關系分析

對早期不良圖式、童年創傷經歷和心理健康進行皮爾遜相關分析(見表1)，發現三者均存在顯著正相關，童年創傷經歷總分與EMSs總分之間存在顯著正相關(r=0.23,P<0.001)，除EMSs3外，各分量表之間相關顯著(r=0.15-0.31，P<0.001)；童年創傷經歷總分及各分量表與SCL-90總分呈現顯著正相關(r=0.24-0.35，P<0.001)。

表1 大學生童年創傷、適應不良圖式和心理健康相關分析

(三)早期不良圖式在童年創傷經歷和心理健康關系中的中介效應

研究通過相關分析，發現第三類(EMSs3)適應不良圖式與大學生童年創傷無顯著相關關系，因此本研究僅考察第一類(EMSs1)、第二類(EMSs2)對童年創傷經歷和心理健康的中介效應。研究以大學生心理健康總分為校標變量，童年創傷經歷總分為預測變量，早期適應不良圖式EMSs1、EMSs2為中介變量，對以上變量進行標準化處理后，采用Hayes的SPSS-ROCESS程序中模型3進行多重回歸分析(見圖1)，結果表明(見表2)，模型指標顯示中介顯著(R2=0.498，F=259.304，P<0.001)，童年創傷經歷分別對適應不良圖式EMSs1(β=0.237，P<0.001)、EMSs2(β=0.311，P<0.001)有顯著預測作用；EMSs1(β=0.269，P<0.001)、EMSs2(β=0.401，P<0.001)分別對心理健康有顯著預測作用，模型中童年創傷經歷對心理健康的預測作用仍然顯著(β=0.15，P<0.001)，因此適應不良圖式在大學生童年創傷經歷和心理健康之間起部分中介作用。

圖1 童年創傷經歷對心理健康關系的路徑模型

表2 早期適應不良圖式中介作用的多重回歸分析結果

對中介效應進行兩個路徑分析檢驗(見表3)，發現由童年創傷→EMSs1→心理健康最終路徑產生的間接效應1，其Bootstrap95%可信區間為0.04-0.16，不含0值，說明EMSs1在童年創傷經歷和心理健康的關系中的中介效應具有統計學意義，中介效應占總效應比為19.8%；由童年創傷→EMSs2→心理健康路徑產生的間接效應2，其可信區間為0.08-0.25，不含0值，說明，EMSs2在童年創傷經歷和心理健康的關系中的中介效應也具有統計學意義，中介效應占總效應比為35.3%；

表3 中介效應分析

(四)人口學變量對中介作用的調節

以大學生心理健康總分為校標變量，童年創傷經歷總分為預測變量，早期適應不良圖式EMSs1、EMSs2為中介變量，對以上變量進行標準化處理后，并對大學生性別、父母婚姻、留守和寄養經歷等變量進行控制，采用Hayes的SPSS-ROCESS程序中的模型29進行多重回歸分析，結果發現(見表4)，控制了父母婚姻和寄養經歷后，性別變量在創傷與適應不良圖式EMSs1(β=0.09，t=2.40，p<0.05)、EMSs2(β=0.12，t=3.72，p<0.01)關系有顯著調節作用。留守經歷在童年創傷和心理健康關系中有顯著調節作用(β=0.07，t=2.03，p<0.05)。

表4 有調節的中介作用的多重回歸分析結果

進一步闡明中介效應的調節作用，進行簡單效應分析，結果顯示，在性別的調節作用中(見圖2、圖3)，當童年創傷經歷低于一個標準差時，男女生EMSs1差異顯著(t=3.32，p<0.01)，EMSs2差異不顯著(t=0.37，p>0.05)，當童年創傷經歷高于一個標準差時，女生的早期不良圖式分值都顯著高于男生(t1=3.12，p<0.01；t2=2.74，p<0.01)，說明女生經歷童年心理創傷后，可能比男生更易形成不良適應圖式。在留守經歷的調節作用中(見圖4)，當創傷經歷低于一個標準差時，不同留守經歷大學生心理健康差異顯著(F=5.02，p<0.01)，父母一人外出的大學生心理健康程度顯著高于父母雙方都在家(d=-11.14，p<0.05)或者都離家遠行(d=-16.21，p<0.01)，后兩者心理健康差異則不顯著(d=-5.07，p<0.01)。當創傷經歷高于一個標準差時，分組人數不足30，進行非參數檢驗，發現不同留守經歷大學生心理健康無顯著差異(F=1.76，p>0.05)，該結果說明父母共同外出的留守經歷對大學生心理健康產生顯著的消極影響，但父母一人外出的經歷卻不一定會對學生心理健康產生不良影響。

圖2 性別在EMSs1中介效應中調節作用

圖3 性別在EMSs2中介效應中調節作用

圖4留守經歷在EMSs中介效應中的調節作用

四 討 論

相關分析結果說明，童年創傷經歷與早期適應不良圖式EMSs1、EMSs2心理健康之間相關顯著，而包含了自我犧牲、苛刻標準、自負優越的第三類圖式(EMSs3)與童年創傷經歷關系不顯著，該結果總體上符合研究假設，且與崔麗霞等人研究總體一致[11]。可能在東方文化中，自我犧牲較多與奉獻精神相聯系并不算消極的圖式，而嚴格標準在東方是一種積極的為人處世之道，自負優越則更多與過多關注和吹捧相關，與童年創傷則關系不大。

通過中介效應分析，早期適應不良圖式在童年創傷經歷和心理健康之間起部分中介作用。且EMSs2在童年創傷與健康關系上的中介效應較大，通過EMSs1的中介效應較小。個體從出生到成長，都可能經歷或多或少的心理創傷，經歷心理創傷的個體，會對創傷事件產生認知解讀，而歪曲的認知解讀可導致不良的圖式形成，對心理健康產生消極影響。中介效應說明了，教育者若及時發現有創傷經歷的孩子，并給與適當的圖式調整，有助于避免創傷經歷對心理健康產生不良影響。Young等人發現人格障礙以及存在人格問題的患者，對聚焦圖式的心理治療有非常好的反應[16]。羅小靖等人通過圖式治療干預也使大學生親密恐懼得到緩解[17]，另一些研究表明圖式療法對抑郁癥也有一定療效[18]。在中介效應中，EMSs1包括遺棄/不穩定、失敗的、依賴/無助、脆弱/易患病、糾結/未發展的自我和不能自控6種不良圖式，這些圖式與自立自強和能力發展相關；EMSs2包含了情感剝奪、不信任/受虐、社交孤立/疏離、缺陷/羞恥和情感隱蔽5種適應不良圖式，這些圖式與社交和情緒相關，EMSs2的中介效應大于EMSs1的中介效應，說明了經歷童年創傷的個體通過社交與情緒修復個體心理健康的可能性更大，Robert L等發展出聚焦情緒圖式的情緒圖式療法，認為該療法對個體由情緒產生的壓抑、緘默、逃避、指責和濫用藥物等精神問題療效良好[19]，Eva等人發現圖式療法也幫助治療情緒壓抑和恐懼的病人得到改善，說明圖式療法特別是聚焦情緒圖式療法，是幫助病人在社交中發展良好的情感內省和表達能力是修復個體童年創傷，改善精神問題的良好方式[20]。

研究引入人口學變量作為調節變量，發現控制了父母婚姻和寄養經歷后，性別變量在創傷與EMSs1、EMSs2關系有顯著調節作用。留守經歷在童年創傷和心理健康關系中有顯著調節作用。在較低童年創傷經歷下，男女生適應圖式差異遠小于有較高創傷經歷的圖式差異，具體表現為女生不良適應圖式顯著高于男生。盡管眾多研究證明男生的創傷經歷大于女生，但一旦經歷創傷，女生所受影響遠比男生大，說明女生整體上細膩敏感的氣質情緒特征對不良圖式的重要影響，該結果也證實了Yong等人的圖式假設，即不良圖式與個體情緒氣質相關[8]。留守經歷也在中介關系中有顯著調節效應，當創傷較低時，父母一人在家的孩子心理健康要比雙親都在家或者雙親遠行要高些，當童年創傷較高時，獨自留守在家的學生心理健康要高于父母至少一人在家，但由于被試較少，進行非參數差異檢驗，發現三組學生心理健康無顯著差異，因此，后續研究可繼續增加被試量，進行更深入分析。

五 結 論

早期適應不良圖式EMSs1，EMSs2對童年創傷經歷和心理健康關系起部分中介作用，中介效應各占總效應19.8%和35.3%%，控制了其他人口學變量之后，性別變量在創傷經歷與EMSs1、EMSs2關系中有顯著調節作用。留守經歷在童年創傷和心理健康關系中有顯著調節作用。說明大學生童年創傷經歷與心理健康的關系受到適應不良圖式的中介作用和性別、留守經歷的調節作用。