秘密隱藏與大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向的關(guān)系

摘 要：為了探討大學(xué)生秘密隱藏、自我同情、情緒調(diào)節(jié)困難與負(fù)性認(rèn)知加工偏向的關(guān)系，采用自我隱瞞傾向量表、中文版自憫量表、簡(jiǎn)版情緒調(diào)節(jié)困難量表及大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向問(wèn)卷，對(duì)551名在校大學(xué)生進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果表明，秘密隱藏分別通過(guò)自我同情和情緒調(diào)節(jié)困難的單獨(dú)中介作用，以及二者的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接正向預(yù)測(cè)大學(xué)生的負(fù)性認(rèn)知加工偏向，即秘密隱藏是導(dǎo)致大學(xué)生產(chǎn)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向的重要遠(yuǎn)端危險(xiǎn)性因素，其通過(guò)自我同情、情緒調(diào)節(jié)困難兩種近端因素作用而間接影響負(fù)性認(rèn)知加工偏向。

關(guān)鍵詞：大學(xué)生；負(fù)性認(rèn)知加工偏向；秘密隱藏；自我同情；情緒調(diào)節(jié)困難

中圖分類(lèi)號(hào)：B848.9" " " 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A" " " "文章編號(hào)：2097-0692（2023）04-0105-08

收稿日期： 2023-03-15

基金項(xiàng)目： 國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金教育學(xué)一般項(xiàng)目（BHA160087）

作者簡(jiǎn)介： 王江洋，女，遼寧沈陽(yáng)人，沈陽(yáng)師范大學(xué)教授，教育學(xué)博士，主要從事人格、社會(huì)性與心理健康教育研究；周月，女，遼寧營(yíng)口人，遼寧師范大學(xué)基礎(chǔ)心理學(xué)博士研究生，主要從事情緒與社會(huì)認(rèn)知研究。

一、問(wèn)題的提出

《中國(guó)國(guó)民心理健康發(fā)展報(bào)告（2021—2022）》的調(diào)查結(jié)果顯示，我國(guó)18～24歲群體的抑郁風(fēng)險(xiǎn)檢出率為24.1%，顯著高于其他年齡群體，焦慮檢出率的年齡差異也呈現(xiàn)類(lèi)似趨勢(shì)[1]8。由此可見(jiàn)，處于該年齡階段的大學(xué)生存在較為突出的抑郁、焦慮等心理健康問(wèn)題。負(fù)性認(rèn)知加工偏向（Negative Cognitive Process-

ing Bias）是指?jìng)€(gè)體在信息加工過(guò)程中，對(duì)于消極信息存在加工偏好的一種認(rèn)知特質(zhì)，包括對(duì)消極信息的注意偏向、記憶偏向、對(duì)模棱兩可信息的消極解釋偏向，以及反復(fù)思考并沉浸于消極情緒和感受中的負(fù)性沉思偏向[2-3]。以往研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體存在負(fù)性認(rèn)知加工偏向可能是導(dǎo)致抑郁癥、焦慮癥等心理疾病產(chǎn)生且持續(xù)發(fā)展的重要認(rèn)知因素[3-4]。現(xiàn)實(shí)生活中，人們有意隱瞞自己的個(gè)人信息是一種較為普遍的心理現(xiàn)象[5]。秘密隱藏特質(zhì)也稱(chēng)自我隱瞞或藏秘特質(zhì)[6]，通常指?jìng)€(gè)體主動(dòng)向他人隱瞞令人苦惱或負(fù)面的個(gè)人信息的行為傾向[7]。在有關(guān)秘密隱藏對(duì)個(gè)體適應(yīng)性發(fā)展是否具有消極影響的問(wèn)題上，研究者們尚未達(dá)成一致。例如：有學(xué)者指出，保守秘密是為了避免因重要信息泄露引發(fā)的不良后果而得到積極強(qiáng)化的行為，是人們自我保護(hù)的體現(xiàn)[8]；也有研究者認(rèn)為，秘密隱藏與低幸福感、焦慮、抑郁等不良的心理癥狀具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，是引發(fā)個(gè)體不良心理狀態(tài)的重要因素之一[9]。由于負(fù)性認(rèn)知加工偏向是導(dǎo)致個(gè)體出現(xiàn)抑郁癥、焦慮癥等心理疾病的重要原因[3-4]，因而進(jìn)一步探究秘密隱藏與負(fù)性認(rèn)知加工偏向之間的關(guān)系，有助于進(jìn)一步揭示個(gè)體心理疾病的產(chǎn)生機(jī)制。

秘密隱藏的研究源于心理治療領(lǐng)域，接受心理治療的來(lái)訪者通常會(huì)隱藏自身的痛苦或創(chuàng)傷性經(jīng)歷等能夠給個(gè)體帶來(lái)羞恥情緒體驗(yàn)的信息[10]。借助與羞愧相關(guān)的研究結(jié)果，可以更好地理解秘密隱藏與負(fù)性認(rèn)知加工偏向的關(guān)系。有研究發(fā)現(xiàn)，高秘密隱藏特質(zhì)的個(gè)體在隱藏與自身相關(guān)信息時(shí)會(huì)產(chǎn)生較多的羞愧情緒[6]，而羞愧情緒的聚集會(huì)引發(fā)人們對(duì)負(fù)性信息的認(rèn)知加工偏向[2]。此外，秘密的抑制模型（Inhibition Model of Secrecy）強(qiáng)調(diào)，分享生活事件是與主觀幸福感密切相關(guān)的本能行為[11-12]，有意識(shí)地抑制表露本能的行為則需要消耗大量的意志努力和心理資源，引發(fā)輕微的壓力并消耗一定的認(rèn)知資源[13-14]，日積月累會(huì)產(chǎn)生疊加效應(yīng)[15]307-323，引發(fā)抑郁、焦慮等心理問(wèn)題。據(jù)此，本研究提出假設(shè)1：秘密隱藏對(duì)大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向具有正向預(yù)測(cè)作用。

在秘密隱藏與負(fù)性認(rèn)知加工偏向的關(guān)系中，自我同情可能是重要的中介變量。自我同情是指無(wú)論當(dāng)個(gè)體經(jīng)歷由自身錯(cuò)誤、不足等內(nèi)部因素引起的，抑或是由不可抗的外部因素引起的苦難或痛苦時(shí)支持自己、處理痛苦的想法和情緒，是促進(jìn)個(gè)體身心健康發(fā)展的重要心理資源[16-17]。吐露秘密是人們的本能，隱藏秘密則會(huì)阻礙人們基本心理需求的滿(mǎn)足[7]。秘密的抑制模型認(rèn)為，如果個(gè)體的自主、關(guān)系等基本需求沒(méi)有得到滿(mǎn)足時(shí)，個(gè)體的適應(yīng)性發(fā)展就會(huì)受阻[9]。由于相關(guān)研究證實(shí)，秘密隱藏特質(zhì)與積極心理資源存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[18-19]，因而可以推測(cè)具有高秘密隱藏特質(zhì)的大學(xué)生的自我同情水平較低。相關(guān)研究還證實(shí)，自我同情對(duì)個(gè)體發(fā)展具有保護(hù)性作用，如自我同情與心理彈性[20]、主觀幸福感[21]具有緊密的正相關(guān)關(guān)系，與消極情緒偏向、負(fù)性信息注意偏向等負(fù)性認(rèn)知加工偏向具有負(fù)相關(guān)關(guān)系[22-23]。由此，可以推測(cè)，低自我同情可能預(yù)示著高負(fù)性認(rèn)知加工偏向。自我同情理論模型認(rèn)為，自我同情是由自我友善、共同人性感、正念，以及相對(duì)應(yīng)的自我苛責(zé)、孤立感與過(guò)度認(rèn)同組成的多層面的從無(wú)同情心的自我反應(yīng)到有同情心的自我反應(yīng)的雙向連續(xù)體[24]。自我同情的各個(gè)要素共同作用，可減少負(fù)性心理結(jié)構(gòu)與心理癥狀之間的聯(lián)系[25]。當(dāng)自我同情心理資源被削減時(shí)，可能會(huì)引發(fā)個(gè)體較多的心理問(wèn)題[26-27]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)2：自我同情在秘密隱藏與大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向的關(guān)系中起中介作用。

情緒調(diào)節(jié)是個(gè)體管理和改變自身或他人情緒的認(rèn)知和行為的適應(yīng)性手段[28]，包括對(duì)情緒的覺(jué)知和理解、對(duì)情緒體驗(yàn)的接受、對(duì)情緒表達(dá)行為的控制，以及靈活選取適當(dāng)情緒調(diào)節(jié)策略等過(guò)程[29]。個(gè)體在情緒調(diào)節(jié)的任何階段均可能表現(xiàn)出情緒調(diào)節(jié)困難，進(jìn)而在情緒調(diào)節(jié)的靈活性與情緒調(diào)節(jié)的效率等方面產(chǎn)生問(wèn)題，甚至導(dǎo)致廣泛的負(fù)面結(jié)果[30]。秘密隱藏特質(zhì)的工作模型（Self-Concealment Working Model）認(rèn)為，秘密隱藏會(huì)激發(fā)個(gè)體獲得社會(huì)支持的需要與隱藏創(chuàng)傷、污名或負(fù)面痛苦信息的需要之間的雙重動(dòng)機(jī)沖突，長(zhǎng)期的動(dòng)機(jī)沖突會(huì)引發(fā)自我損耗和自我調(diào)節(jié)資源的破壞，導(dǎo)致情緒調(diào)節(jié)困難[31]。相關(guān)研究也證實(shí)了秘密隱藏主要通過(guò)不良的情緒調(diào)節(jié)過(guò)程影響個(gè)體的心理健康[28]。由此推測(cè)，高秘密隱藏傾向可能預(yù)示著高情緒調(diào)節(jié)困難的水平。另外，越來(lái)越多的研究支持情緒調(diào)節(jié)困難具有明顯的臨床相關(guān)性[32]。而具有情緒調(diào)節(jié)困難的個(gè)體在加工方式上也具有習(xí)慣化的無(wú)意識(shí)認(rèn)知加工特點(diǎn)[29]。由此可見(jiàn)，情緒調(diào)節(jié)困難極有可能是引發(fā)負(fù)性認(rèn)知加工偏向的關(guān)鍵因素。據(jù)此，本研究提出假設(shè)3：情緒調(diào)節(jié)困難在秘密隱藏與大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向的關(guān)系中起中介作用。

此外，情緒調(diào)節(jié)模型認(rèn)為，情緒調(diào)節(jié)能力是情緒調(diào)節(jié)的更高層次，可能影響個(gè)體在特定情境下情緒調(diào)節(jié)策略的選擇及情緒調(diào)節(jié)的靈活性[32]。自我同情水平在一定程度上可以反映出人們的情緒調(diào)節(jié)能力，與以情緒為中心的應(yīng)對(duì)策略呈顯著的負(fù)性相關(guān)關(guān)系[33]。有研究發(fā)現(xiàn)，自我同情傾向越低，其適應(yīng)性的應(yīng)對(duì)策略越少[34]。由此可見(jiàn)，高自我同情預(yù)示著較低的情緒調(diào)節(jié)困難。據(jù)此，本研究提出假設(shè)4：自我同情、情緒調(diào)節(jié)困難在秘密隱藏與大學(xué)生認(rèn)知加工偏向的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪榈淖饔谩?/p>

綜上，基于上述理論觀點(diǎn)與實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，本研究以大學(xué)生為研究對(duì)象，構(gòu)建了一個(gè)多重中介模型（見(jiàn)圖1）。其目的在于，以負(fù)性認(rèn)知加工偏向?yàn)榍腥朦c(diǎn)，探究不利于大學(xué)生心理健康發(fā)展的重要相關(guān)因素及內(nèi)在加工機(jī)制，為揭示大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向成因及秘密隱藏視角下心理健康的干預(yù)方案設(shè)計(jì)，提供一定的理論依據(jù)與實(shí)證支持。

二、研究對(duì)象與研究方法

（一）研究對(duì)象

本研究采用隨機(jī)取樣方法，以大學(xué)生為調(diào)查對(duì)象，在A省B市的三所大學(xué)，通過(guò)紙質(zhì)版問(wèn)卷與網(wǎng)絡(luò)問(wèn)卷相結(jié)合的方式施測(cè)。樣本采集時(shí)間為2021年12月—2022年3月，共發(fā)放問(wèn)卷600份，依據(jù)學(xué)生作答態(tài)度題與測(cè)謊題情況，剔除態(tài)度題得分較低、測(cè)謊題得分較高的被試，并剔除Z字形規(guī)律性作答、大規(guī)模漏答等無(wú)效問(wèn)卷，剩余有效樣本為551人，有效率為91.83%。其中：男生251人（45.60%），女生300人（54.40%）；大一學(xué)生138人（25.00%），大二學(xué)生159人（28.90%），大三學(xué)生65人（11.80%），大四學(xué)生36人（6.50%），大五學(xué)生1人（0.20%），研一學(xué)生77人（14.00%），研二學(xué)生37人（6.70%），研三學(xué)生36人（6.50%），未報(bào)告年級(jí)信息的學(xué)生2人（0.36%）。樣本平均年齡為20.92±2.64歲。

（二）研究方法

1.負(fù)性認(rèn)知加工偏向問(wèn)卷

本研究采用閆曉釩等修訂的《負(fù)性認(rèn)知加工偏向問(wèn)卷》（Negative Cognitive Processing Bias Questionnaire，NCPBQ）測(cè)量大學(xué)生的負(fù)性認(rèn)知加工偏向水平[3]。該問(wèn)卷包含負(fù)性注意偏向、負(fù)性記憶偏向、負(fù)性解釋偏向、負(fù)性沉思偏向四個(gè)維度，共有23個(gè)項(xiàng)目，采用4點(diǎn)計(jì)分方式，其中1代表“完全不符合”，4代表“完全符合”。分?jǐn)?shù)越高代表被試的負(fù)性認(rèn)知加工偏向越嚴(yán)重。在本研究中，該問(wèn)卷的Cronba-ch's α系數(shù)為0.94；結(jié)構(gòu)效度的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果：χ2/df=3.64，CFI=0.93，TLI=0.92，RMR=0.04，RMSEA=0.07，這表明該問(wèn)卷具有良好的信度和效度。

2.自我隱瞞傾向量表

本研究采用Larson和Chastain共同編制、王才康修訂的《自我隱瞞傾向量表》（Self-Concealment" Scale，SCS）測(cè)量大學(xué)生秘密隱藏特質(zhì)水平[6][35]。該量表共包含10個(gè)項(xiàng)目，單一維度，采用5點(diǎn)計(jì)分方式，其中1代表“不符合”，5點(diǎn)代表“很符合”，分?jǐn)?shù)越高代表被試隱瞞秘密的傾向越高。在本研究中，該量表的Cronbachs α系數(shù)為0.88；結(jié)構(gòu)效度的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果：χ2/df=3.63，CFI=0.96，TLI=0.95，RMR=0.03，RMSEA=0.07，這表明該量表具有良好的信度和效度。

3.中文版自憫量表

本研究采用Neff編制、陳健等修訂的具有高普適性的《中文版自憫量表》（Self-Compassion Scale，SCS）測(cè)量大學(xué)生自我同情水平[16][36]。該量表共包含了26個(gè)項(xiàng)目，包括自我友善、共同人性感、正念，以及相對(duì)應(yīng)的自我苛責(zé)、孤立感和過(guò)度認(rèn)同六個(gè)因子。該量表采用5點(diǎn)計(jì)分方式，1代表“幾乎從不這樣”，5代表“幾乎總是這樣”。其中，自我苛責(zé)、孤立感、過(guò)度認(rèn)同需要反向計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高代表被試的消極自我反應(yīng)相對(duì)越少。在本研究中，該量表的Cronbachs α系數(shù)為0.88；結(jié)構(gòu)效度的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果：χ2/df=3.79，CFI=0.89，TLI=0.87，RMR=0.07，R-MSEA=0.07，這表明該量表具有良好的信度和效度。

4.簡(jiǎn)版情緒調(diào)節(jié)困難量表

本研究采用Bjureberg等編制、王國(guó)猛等修訂的《簡(jiǎn)版情緒調(diào)節(jié)困難量表》測(cè)量大學(xué)生的情緒調(diào)節(jié)困難水平[30][37]。該量表共16個(gè)項(xiàng)目，包括情緒清晰性的缺失、目標(biāo)定向行為投入的困難、控制沖動(dòng)行為的困難、有效情緒調(diào)節(jié)策略的獲取有限和不接受情緒反應(yīng)五個(gè)因子。該量表采用5點(diǎn)計(jì)分方式，1代表“幾乎從不”，5代表“幾乎總是”。分?jǐn)?shù)越高代表被試的情緒調(diào)節(jié)越困難。該量表的Cronbachs α系數(shù)為0.95；結(jié)構(gòu)效度的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果：χ2/df=4.76，CFI=0.95，TLI=0.93，RMR=0.04，RMSEA=0.08，這表明該量表具有良好的信度和效度。

（三）研究程序與數(shù)據(jù)處理

本研究使用SPSS 22.0和AMOS 23.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，對(duì)收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行整理與分析。首先，本研究使用AMOS 23.0軟件進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。其次，本研究使用SPSS 22.0軟件對(duì)各變量及其因子進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，并對(duì)大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向的人口學(xué)差異做方差分析。若人口學(xué)變量差異顯著，則在后續(xù)的結(jié)構(gòu)方程模型中將其作為控制變量加以控制。再次，本研究使用SPSS 22.0軟件，運(yùn)用皮爾遜積差相關(guān)對(duì)各變量間的相關(guān)性進(jìn)行初步檢驗(yàn)，以確保檢驗(yàn)假設(shè)模型的可行性。最后，本研究使用AMOS 23.0軟件，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型來(lái)綜合探討秘密隱藏與大學(xué)生認(rèn)知加工偏向的關(guān)系，以及自我同情、情緒調(diào)節(jié)困難在二者之間起到的中介作用。

三、研究結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗(yàn)

為了避免因采用自陳量表收集數(shù)據(jù)所引起的些許虛假的變異，進(jìn)而增加系統(tǒng)誤差、削減測(cè)量效度，本研究參考以往學(xué)者控制共同方法偏差的途徑：一方面，在實(shí)際施測(cè)時(shí)，采用反向計(jì)分和題目隨機(jī)排列，運(yùn)用包含測(cè)謊題、態(tài)度題量表等方式來(lái)盡可能減少共同方法變異的來(lái)源[38-39]；另一方面，在施測(cè)結(jié)束后，采用共同方法偏差檢驗(yàn)的方法，來(lái)驗(yàn)證是否存在嚴(yán)重的共同方法偏差。雖然眾多學(xué)者常用Harman單因子法，但其檢驗(yàn)力較弱，同時(shí)不符合共同方法變異的數(shù)學(xué)模型[38]。因此，本研究采用控制未測(cè)量的潛在方法（因子法）檢驗(yàn)共同方法偏差。首先，建構(gòu)驗(yàn)證性因素分析模型；其次，構(gòu)建加入方法因子的模型；最后，比較兩模型間的主要擬合指數(shù)的變化情況（改變量）：△χ2/df=-0.729，△SRMR=-0.015，△CFI=0.027，△TLI=0.022，△RMSEA=-0.009。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，加入共同方法因子后，模型擬合指標(biāo)變化不大，且未得到明顯改善，因此測(cè)量中不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

（二）秘密隱藏、自我同情、情緒調(diào)節(jié)困難與負(fù)性認(rèn)知加工偏向的描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

各變量的描述統(tǒng)計(jì)及變量間的相關(guān)分析結(jié)果見(jiàn)表1。由表1可知，研究中的變量均呈顯著相關(guān)。本研究以性別、年級(jí)為自變量，負(fù)性認(rèn)知加工偏向四因子為因變量進(jìn)行多因素方差分析。結(jié)果表明，性別與年級(jí)的交互作用不顯著［F（6， 535）=0.85，pgt;0.05］，但性別的主效應(yīng)［F（1，535）=3.03，η2p=0.02，plt;0.05］與年級(jí)的主效應(yīng)均顯著［F（8，535）=2.15，η2p=0.03， plt;0.001］。故本研究在后續(xù)多重中介分析中將性別與年級(jí)作為統(tǒng)計(jì)控制變量。

（三）自我同情、情緒調(diào)節(jié)困難在秘密隱藏與負(fù)性認(rèn)知加工偏向之間的中介作用檢驗(yàn)

為避免多重共線(xiàn)性，根據(jù)Aiken和West的建議[40]212，本研究對(duì)所有的預(yù)測(cè)變量進(jìn)行了中心化處理。本研究以秘密隱藏為預(yù)測(cè)變量，負(fù)性認(rèn)知加工偏向?yàn)榻Y(jié)果變量，在控制性別與年級(jí)變量的基礎(chǔ)上，采用AMOS23.0軟件繪制結(jié)構(gòu)方程模型，逐一考察自我同情及情緒調(diào)節(jié)困難在秘密隱藏與負(fù)性認(rèn)知加工偏向之間的中介作用，先驗(yàn)證測(cè)量模型，再驗(yàn)證結(jié)構(gòu)模型。結(jié)果顯示，測(cè)量模型的擬合指數(shù)為：χ2/df=3.80，CFI=0.91，TLI=0.89，SRMR=0.06，RMSEA=0.07；結(jié)構(gòu)模型的擬合指數(shù)為：χ2/df=3.57，CFI=0.91，TLI=0.90，SRMR=0.06，RMSEA=0.07，各擬合指標(biāo)達(dá)到可接受標(biāo)準(zhǔn)。本研究采用偏差校正百分位Bootstrap檢驗(yàn)法（抽樣次數(shù)為5 000次），檢驗(yàn)該結(jié)構(gòu)方程模型中各個(gè)中介路徑的顯著性，模型估計(jì)路徑系數(shù)見(jiàn)圖2。

由圖2與表2可知，模型直接路徑不顯著p=0.07；各中介路徑95%置信區(qū)間均不包含0，說(shuō)明中介路徑均顯著（pslt;0.01）。總的間接效應(yīng)估計(jì)值為0.47，其中自我同情單獨(dú)中介效應(yīng)估計(jì)值為0.21，占比為44.68%，情緒調(diào)節(jié)困難單獨(dú)中介效應(yīng)估計(jì)值為0.06，占比為12.77%，自我同情的單獨(dú)中介效應(yīng)顯著高于情緒調(diào)節(jié)困難的單獨(dú)中介效應(yīng)（plt;0.05），Bootstrap 95%的置信區(qū)間為［0.03， 0.27］；自我同情與情緒調(diào)節(jié)困難的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)估計(jì)值為0.20，占比為42.55%。這表明，秘密隱藏不能直接正向預(yù)測(cè)負(fù)性認(rèn)知加工偏向，而是通過(guò)自我同情和情緒調(diào)節(jié)困難的各自中介作用，以及二者的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接正向預(yù)測(cè)大學(xué)生的負(fù)性認(rèn)知加工偏向。

四、研究討論

（一）秘密隱藏與大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向的關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn)，秘密隱藏對(duì)大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向存在間接正向預(yù)測(cè)作用，部分驗(yàn)證了假設(shè)1。這一結(jié)論與秘密隱藏特質(zhì)的工作模型的觀點(diǎn)一致[31]。與以往研究相一致，雖然個(gè)體對(duì)負(fù)面信息的有意隱瞞（即秘密隱藏）在一定程度上會(huì)避免他人對(duì)自己的負(fù)面評(píng)價(jià)[14]，以及減少他人對(duì)自身的負(fù)面反饋，但這種采用抑制策略作為應(yīng)對(duì)污名化信息的主要行為方式，會(huì)增加個(gè)體對(duì)可隱匿污名內(nèi)化的可能[35]。這在削弱個(gè)體適應(yīng)性發(fā)展心理資源的同時(shí)[41-42]，還會(huì)促使個(gè)體在面對(duì)類(lèi)似經(jīng)歷或信息時(shí)，繼續(xù)采用逃避、隱瞞等防御方式，加深個(gè)體的負(fù)性認(rèn)知圖式[43]，最終增加負(fù)性認(rèn)知加工偏向。

（二）自我同情的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，自我同情在秘密隱藏對(duì)大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向的預(yù)測(cè)關(guān)系中起中介作用，這就驗(yàn)證了假設(shè)2。這一結(jié)論驗(yàn)證了秘密的抑制模型[9]和自我同情理論模型[17]的觀點(diǎn)。與以往研究的結(jié)論相一致，高秘密隱藏特質(zhì)的人通常會(huì)將自認(rèn)為負(fù)面或痛苦的與自己相關(guān)的信息進(jìn)行主動(dòng)隱瞞，而這會(huì)引發(fā)個(gè)體對(duì)自身的消極評(píng)價(jià)，從而形成低自尊[44]；增加個(gè)體對(duì)自身的苛責(zé)感，形成低自我同情水平[45]。自我同情較低的個(gè)體會(huì)放大自己的痛苦和挫折感，增加其負(fù)性認(rèn)知加工偏向[24]。這一結(jié)果提示，學(xué)校可以從培養(yǎng)大學(xué)生自我同情能力的角度防范負(fù)性認(rèn)知加工偏向的形成。

（三）情緒調(diào)節(jié)困難的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，情緒調(diào)節(jié)困難在秘密隱藏對(duì)大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向的預(yù)測(cè)關(guān)系中起中介作用，這一研究結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)3。依據(jù)秘密隱藏的特質(zhì)工作模型[31]，高秘密隱藏特質(zhì)個(gè)體容易產(chǎn)生羞怯（shyness）等消極情緒體驗(yàn)[2]，這種羞恥感會(huì)促進(jìn)個(gè)體的行為抑制反應(yīng)[41]，增加其對(duì)所隱藏的污名信息內(nèi)化的風(fēng)險(xiǎn)[31]，形成自我污名等非適應(yīng)性認(rèn)知[42]，引發(fā)個(gè)體較低的自我評(píng)價(jià)，從而加深負(fù)性認(rèn)知加工偏向的認(rèn)知圖式[2]。

（四）自我同情與情緒調(diào)節(jié)困難的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>

本研究發(fā)現(xiàn)，秘密隱藏還可以通過(guò)自我同情、情緒調(diào)節(jié)困難的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接正向預(yù)測(cè)大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向，這一研究結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)4。該結(jié)論證實(shí)并拓展了情緒調(diào)節(jié)模型[32]，高秘密隱藏特質(zhì)的個(gè)體通常預(yù)示著其具有較高的孤獨(dú)感[45]，孤獨(dú)感的激增會(huì)破壞個(gè)體自身的自我同情能力[17]，在削弱其自身積極的心理資源的同時(shí)[42]，也會(huì)損害其情緒調(diào)節(jié)資源[30][37]，因而不能使個(gè)體很好地調(diào)節(jié)因隱藏羞恥、尷尬或污名化的信息所產(chǎn)生的消極情緒狀態(tài)[41]，導(dǎo)致個(gè)體長(zhǎng)久地陷于消極情緒體驗(yàn)難以自拔，表現(xiàn)出對(duì)消極情緒的調(diào)節(jié)困難[46]，最終將導(dǎo)致個(gè)體較為嚴(yán)重的負(fù)性認(rèn)知加工偏向。

（五）研究啟示與建議

秘密隱藏特質(zhì)會(huì)破壞個(gè)體自我調(diào)節(jié)資源，最終成為負(fù)性認(rèn)知加工圖式形成的潛在危險(xiǎn)性因素[31]。而自我同情不僅僅是一種相對(duì)穩(wěn)定的人格特質(zhì)成分，它還可以通過(guò)學(xué)習(xí)和訓(xùn)練獲得提升[17]。基于本研究發(fā)現(xiàn)的秘密隱藏對(duì)負(fù)性認(rèn)知加工偏向的影響路徑可知，培養(yǎng)個(gè)體的自我同情能力可以成為處理因隱瞞污名等負(fù)性信息（即秘密隱藏）產(chǎn)生的痛苦或不良情緒狀態(tài)的有效干預(yù)措施。因此，學(xué)校可以通過(guò)在心理健康課程中加入例如正念自我同情（Mindful Self-Compassion）培訓(xùn)等課程內(nèi)容，來(lái)提升大學(xué)生應(yīng)對(duì)秘密隱藏的自我調(diào)節(jié)能力，進(jìn)而避免大學(xué)生產(chǎn)生因隱藏秘密信息而產(chǎn)生的負(fù)性認(rèn)知加工偏向。

（六）研究的不足與展望

首先，以往有關(guān)秘密隱藏能否阻礙個(gè)體適應(yīng)性發(fā)展的問(wèn)題上存在一定爭(zhēng)議。本研究初步驗(yàn)證了大學(xué)生對(duì)秘密信息的自我隱瞞傾向與負(fù)性認(rèn)知加工偏向之間的相關(guān)關(guān)系，這為肯定秘密隱藏是阻礙個(gè)體適應(yīng)性發(fā)展的危險(xiǎn)性因素這一觀點(diǎn)提供些許的實(shí)證支持。但是，考慮到研究仍然是基于問(wèn)卷調(diào)查的橫斷研究設(shè)計(jì)，故本研究難以得出因果推論。基于此，未來(lái)研究有必要以更全面的視角探究二者間的因果關(guān)系，澄清以往的研究爭(zhēng)議。

其次，本研究初步發(fā)現(xiàn)，秘密隱藏主要通過(guò)削弱自我同情這一重要的心理資源進(jìn)而加劇大學(xué)的負(fù)性認(rèn)知加工偏向。這提示未來(lái)研究可從培養(yǎng)自我同情能力為切入點(diǎn)，探究自我同情是否可以緩解或阻斷高秘密隱藏特質(zhì)大學(xué)生因秘密隱藏所引發(fā)的負(fù)性認(rèn)知加工偏向，從而進(jìn)一步明確秘密隱藏與負(fù)性認(rèn)知加工偏向之間的關(guān)系及其作用機(jī)制。

最后，本研究從人格特質(zhì)論視角探討的秘密信息隱藏僅是一種對(duì)個(gè)人信息的隱瞞傾向，尚未考慮多種秘密信息類(lèi)別對(duì)研究結(jié)果的影響。事實(shí)上，Slepian等已經(jīng)發(fā)現(xiàn)秘密信息可能存在傷人、吸毒、偷竊、自殘等38個(gè)種類(lèi)[5]。因此，未來(lái)研究需要進(jìn)一步操縱隱瞞特定類(lèi)別秘密信息的秘密隱藏狀態(tài)，從人格情境論視角考察秘密隱藏對(duì)大學(xué)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向的影響。

五、結(jié)論

本研究得出以下結(jié)論：秘密隱藏分別通過(guò)自我同情和情緒調(diào)節(jié)困難的單獨(dú)中介作用，以及二者的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接正向預(yù)測(cè)大學(xué)生的負(fù)性認(rèn)知加工偏向。即秘密隱藏是導(dǎo)致大學(xué)生產(chǎn)生負(fù)性認(rèn)知加工偏向的重要遠(yuǎn)端危險(xiǎn)性因素，其通過(guò)自我同情、情緒調(diào)節(jié)困難兩種近端因素作用而間接影響負(fù)性認(rèn)知加工偏向。

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The Relationship Between Secrecy and Negative Cognitive Processing Bias Among College Students

——The Multiple Mediate Effects of Self-Compassion and Difficulties in Emotion Regulation

Wang Jiangyang1， Zhou Yue2

（1.College of Educational Science， Shenyang Normal University， Shenyang Liaoning 110034;

2.College of Psychology， Liaoning Normal University， Dalian Liaoning 116029）

Abstract：This paper aims to investigate the relationship between secrecy， self-compassion， the difficulties in emotion regulation， and negative cognitive processing bias among college students. A questionnaire survey was conducted among 551 college students by using Self-Reported Questionnaire for Self-Concealment Scale， Self-Compassion Scale（the Chinese version）， the Brief Version of the Difficulties in Emotion Regulation Scale， and Negative Cognitive Processing Bias Questionnaire. The results show that secrecy indirectly and positively predicted negative cognitive processing bias of college students through the separate mediating effect of self-compassion and difficulties in emotion regulation， and through the chain mediating effect of both， respectively. That is， secrecy is an important distal risk factor that leads to， and indirectly influences negative cognitive processing bias among college students， through two proximal factors， namely， self-compassion and difficulties in emotion regulation.

Key words：college students; negative cognitive processing bias; secrecy; self-compassion; difficulties in emotion regulation

【責(zé)任編輯：劉北蘆" " 責(zé)任校對(duì)：趙 穎】