大學生強迫癥狀的發展軌跡：一項潛變量增長模型分析

【摘要】 背景 大學生是強迫癥狀的高發群體，已有大量橫斷面研究考察大學生強迫癥狀的整體發展趨勢，但缺少對于大學生強迫癥狀發展軌跡的研究。目的 通過縱向追蹤的方式，考察大學生強迫癥狀的發展軌跡及影響因素。方法 采用整群隨機抽樣的方法，選取新疆師范大學大一學生為研究對象，使用癥狀自評量表（SCL-90）中的強迫癥狀分量表與焦慮分量表對大學生進行為期3年的3次追蹤測試，第一次施測時間為2020年11月（T1），第二次施測時間為2022年3月（T2），第3次施測時間為2023年3月（T3）。對調查結果使用潛變量增長模型進行數據分析。結果 采用同時參與3次測量的3 289份有效被試數據進行數據分析。3 289名大學生中女性1 966人（59.8%），漢族2 352人（71.5%），首次施測平均年齡（21.0±0.7）歲。大學生焦慮得分分別為：T1（1.48±0.51）分，T2（1.38±0.45）分，T3（1.33±0.43）分；強迫癥狀得分分別為：T1（1.75±0.58）分，T2（1.66±0.55）分，T3（1.53±0.53）分。Pearson相關分析結果顯示，各時間點大學生強迫癥狀與焦慮均存在正相關關系（Plt;0.05）。無條件線性模型結果顯示擬合良好，模型截距顯著gt;0（Plt;0.001）、斜率顯著lt;0（Plt;0.001），截距與斜率之間呈負相關（r=-0.033，Plt;0.001），表明大學生強迫癥狀得分呈現下降趨勢，起始水平越高下降速度越快。納入性別協變量（賦值：男=0，女=1）后，發現性別對截距具有正向預測作用（β=0.105，Plt;0.001），對斜率的預測作用無統計學意義（βlt;0.001，Pgt;0.05），即女大學生強迫癥狀起始水平高于男大學生，下降速度不存在差異。納入焦慮協變量后，發現各時間點焦慮正向影響強迫癥狀（Plt;0.001），性別對斜率具有正向預測作用（β=0.017，Plt;0.05），對截距的預測作用無統計學意義（β=0.012，Pgt;0.05），即控制焦慮的影響后，女大學生強迫癥狀的下降速度低于男大學生。結論 大學生強迫癥狀隨年級升高而下降，高起始水平不一定帶來長期困擾。焦慮阻礙強迫癥狀的緩解，并更大程度地影響女大學生強迫癥狀的出現及男大學生強迫癥狀的下降速度。

【關鍵詞】 強迫癥狀；發展軌跡；焦慮；性別差異；潛變量增長模型

【中圖分類號】 R 749.99 【文獻標識碼】 A DOI：10.12114/j.issn.1007-9572.2024.0174

The Developmental Trajectory of Obsessive-compulsive Symptoms in College Students：an Analysis of a Latent Growth Model

【Abstract】 Background Obsessive-compulsive symptoms is a common psychological phenomenon among college students. There is a wealth of cross-sectional research examining the overall development trend of obsessive-compulsive symptoms among college students，but there is a lack of research on the development trajectory of obsessive-compulsive symptoms among college students. Objective To investigate the development trajectory and influencing factors of compulsive symptoms among college students through longitudinal tracking. Methods The study employed a cluster random sampling method to select freshman students from Xinjiang Normal University as the research subjects，and conducted three follow-up tests using the obsessive-symptom and anxiety subscales in the Symptom Checklist 90（SCL-90）over a period of 3 years. The first test was initiated in November 2020（T1），followed by the second test in March 2022（T2），and the third test in March 2023（T3）. The survey results were analyzed using latent variable growth modeling. Results Data analysis was conducted using 3 289 valid samples who participated in all three measurements. Among the 3 289 college students，there were 1 966 females（59.8%），2 352 Han nationality（71.5%），with an average age at the first survey of（21.0±0.7）years old. The scores of anxiety subscales in the SCL-90 were（1.48±0.51）scores at T1，（1.38±0.45）scores at T2 and（1.33±0.43）scores at T3；The scores of obsessive-symptom subscales in the SCL-90 were（1.75±0.58）scores at T1，（1.66±0.55）scores at T2 and（1.53±0.53）scores at T3. Pearson correlation analysis showed that there was a positive correlation between obsessive-compulsive symptoms and anxiety in college students at each time point（Plt;0.05）. The unconditional linear model showed a good fit，with a significant positive intercept（Plt;0.001）and a significant negative slope（Plt;0.001），and a negative correlation between the intercept and slope（r=-0.033，Plt;0.001），indicating that the scores of compulsive symptoms among college students showed a downward trend，with a higher starting level leading to a faster rate of decline. Inclusion of gender covariates（male=0，female=1），it was found that gender had a positive predictive effect on intercept（β=0.105，Plt;0.001），but had no significant predictive effect on slope（βlt;0.001，Pgt;0.05），indicating that female college students had a higher initial level of obsessive-compulsive symptoms than male students，and there was no significant difference in decline rate. After including anxiety as a covariate，it was found that anxiety positively affected obsessive-compulsive symptoms at each time point（Plt;0.001）. It was also found that gender had a positive predictive effect on the slope（β=0.017，Plt;0.05），but had no significant predictive effect on the intercept（β=0.012，Pgt;0.05），indicating that after controlling for the influence of anxiety，the decline rate of obsessive symptoms in female college students was significantly lower than that in male college students. Conclusion Obsessive-compulsive symptoms among college students decrease with the increase of grade，and a high starting level does not necessarily lead to long-term distress. Anxiety hinders the alleviation of obsessive-compulsive symptoms and influences the emergence of obsessive-compulsive symptoms in female college students and the decline rate of obsessive-compulsive symptoms in male college students to a greater extent.

【Key words】 Obsessive-compulsive symptoms；Development trajectory；Anxiety；Sex difference；Latent growth model

強迫癥狀（obsessive-compulsive symptoms）是指個體反復出現的侵入性思維或強迫行為，是強迫癥患者（obsessive compulsive disorder）的核心癥狀［1］。強迫癥狀具有連續性，不能簡單地劃分為臨床和非臨床兩類，在正常人群中也會存在［2］。強迫癥狀會影響個體的社會功能和認知功能［3］，具有強迫癥狀的個體更容易出現焦慮、抑郁等心理問題［4］。目前，大量橫斷面研究［5-6］與部分縱向研究［7-8］分別考察了人群中強迫癥狀的整體發展趨勢與穩定性，但由于研究視角的不同和施測次數的限制，未對個體強迫癥狀的發展趨勢做進一步探索。強迫癥狀較多出現在成年早期［9］，大學生是強迫癥狀的高發群體［10］，了解大學生強迫癥狀的發展變化軌跡及影響因素，一方面有助于揭示成年早期強迫癥發生過程中強迫癥狀的發展變化情況；另一方面有助于研究者認識強迫癥狀在大學生群體中的發展規律，確定最佳的干預時機。

本研究通過縱向追蹤的方法，收集并分析大學生自入學以來為期3年的3次測量數據，結合潛變量增長模型，考察大學生強迫癥狀的發展變化軌跡。并在此基礎上，進一步納入性別、焦慮狀態為協變量，考察性別與焦慮狀態對大學生強迫癥狀發展軌跡的影響。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用整群隨機抽樣的方法，選取新疆師范大學大一學生為研究對象，由受過培訓的主試作為調查員以班級為單位現場進行3次問卷測試。第一次施測時間為2020年11月（T1），回收問卷3 367份（回收率98.9%）；第二次施測時間為2022年3月（T2），回收問卷3 402份（回收率97.4%）；第3次施測時間為2023年3月（T3），回收問卷3 480份（回收率98.8%）。剔除漏填和所有題目作答一致問卷，對3次回收問卷進行配對篩選，共得到有效問卷3 289份。本研究經新疆師范大學倫理審查委員會批準（批準號：2024013）。

1.2 測量工具

使用癥狀自評量表（SCL-90）中的強迫癥狀分量表和焦慮分量表衡量被試者的強迫癥狀和焦慮水平。SCL-90量表由王征宇［11］引入并編譯，目前針對不同群體具有廣泛的應用，強迫癥狀、焦慮等維度常用于測量相關變量，具有較高的信效度。強迫癥狀分量表與焦慮分量表各有10個題目，均采用5點計分，1分表示“沒有”，5分表示“嚴重”，得分越高表明強迫癥狀或焦慮程度越高。

1.3 質量控制

為確保研究質量，調查研究開展前項目組成員對調查員進行統一培訓，使其掌握標準的問卷調查方法及注意事項。調查時，調查員以班級為單位分發、收集問卷，填寫時間為20～30 min，要求學生獨立完成，調查員當場回收。調查后剔除明顯不認真作答、漏填的問卷。

1.4 統計學方法

使用SPSS 25.0統計軟件進行描述及統計分析，在Mplus 8.6中進行潛變量增長模型建模。首先采用Pearson相關分析考察各變量間的相關性，其次構建無條件潛變量增長模型探討大學生強迫癥狀的變化軌跡，之后依次構建納入性別為時間不變協變量（賦值：男=0，女=1）、焦慮狀態為時間變化協變量的條件模型，考察大學生強迫癥狀的變化軌跡是否受性別、焦慮的影響。估計方法使用穩健最大似然法（MLR）。以Plt;0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 大學生基本特征描述

本研究共納入3 289名大學生，年齡18～26歲，首次施測平均年齡（21.0±0.7）歲。其中，男性1 323人（40.2%），女性1 966人（59.8%）；漢族2 352人（71.5%），其他民族937人（28.5%）；理工科1 019人（31.1%），文管類1 594人（48.3%），藝體類676人（20.6%）。

2.2 描述性統計及相關分析結果

在本研究的3次測量時間點，大學生焦慮得分分別為：T1（1.48±0.51）分，T2（1.38±0.45）分，T3（1.33±0.43）分；強迫癥狀得分分別為：T1（1.75±0.58）分，T2（1.66±0.55）分，T3（1.53±0.53）分。Pearson相關分析結果顯示，各時間點大學生強迫癥狀與焦慮均呈正相關（Plt;0.05），見表1。

2.3 大學生強迫癥狀的變化趨勢及性別差異

構建線性無條件增長模型（圖1）檢驗大學生強迫癥狀的變化軌跡，模型結果各項擬合指標良好［χ2=4.001，df=1，P=0.046，比較擬合指數（CFI）=0.996，Tucker-Lewis指數（TLI）=0.988，近似誤差均方根（RMSEA）=0.030，標準化均方根誤差（SRMR）=0.009］。結果表明，截距即大學生強迫癥狀的基線水平為1.755（Plt;0.001）；強迫癥狀在3次測量下呈現遞減趨勢（斜率=-0.112，Plt;0.001）。此外，截距變異（σ2=0.162，Plt;0.001）和斜率變異（σ2=0.039，Plt;0.001）均gt;0，說明大學生起始的強迫癥狀及變化速度均存在個體差異。最后，斜率和截距之間呈負相關（r=-0.033，Plt;0.001），表明大學生起始強迫癥狀得分越高，后續下降速度越快。

之后在線性無條件潛增長模型中加入性別協變量構建條件模型（圖2），模型結果各項擬合指標良好（χ2=4.845，df=1，P=0.089，CFI=0.997，TLI=0.992，RMSEA=0.021，SRMR=0.009）。結果顯示，女性大學生在強迫癥狀的起始水平（截距）高于男性（β=0.105，Plt;0.001）；但在強迫癥狀的變化速度（斜率）上無統計學意義（βlt;0.001，Pgt;0.05）。

2.4 焦慮對大學生強迫癥狀變化軌跡的影響

以焦慮作為隨時間變化的協變量構建條件模型（圖3），模型結果各項擬合指標良好（χ2=89.467，df=8，Plt;0.001，CFI=0.990，TLI=0.981，RMSEA=0.056，SRMR=0.044）。結果表明，大學生T1、T2、T3的焦慮水平可以正向預測T1、T2、T3的強迫癥狀（T1：β=0.899，Plt;0.001；T2：β=0.944，Plt;0.001；T3：β=0.932，Plt;0.001），表明較高的焦慮水平對于強迫癥狀有促進作用。此外，在控制焦慮水平的影響后，不同性別大學生在強迫癥狀的起始水平（截距）上不存在統計學差異（β=0.012，Pgt;0.05）；女性強迫癥狀下降速度低于男性（β=0.017，Plt;0.05），見圖3。

3 討論

無條件增長模型結果表明，大學生強迫癥狀得分呈現逐年下降的趨勢，該結果與既往研究結果一致［8］。強迫癥狀的發展軌跡在很大程度上反映了大學生自入學以來生活情境的變化以及自我發展的特點。在生活情境方面，全新的生活環境會對剛入學的大學新生造成心理壓力，壓力事件是造成強迫癥狀出現的重要原因［12］。之后隨著生活環境中群體結構逐漸穩定，個體逐漸融入、適應所屬環境，強迫癥狀得到緩解。在自我發展方面，成年初期的大學生處于自我同一性建立時期，會更多地進行自我探索，更加關注自我意識［13］。不停地思考自我思維、不停地檢驗自我想法本身是強迫癥的元認知信念結構具有的特點［14］，這意味著同一性探索時期的個體可能容易表現出強迫癥狀。之后隨著個體同一性的確立，相應與自我探索有關的強迫癥狀也就逐漸減少。此外，本研究結果還發現，大學生的強迫癥狀起始水平越高，后續下降速度越快。根據保護-穩定性模型的觀點［15］，危險因素與消極結果之間的鏈接會在保護性因素出現后被切斷，也就是說只要合適的保護性因素出現（如群體支持或同一性獲得），危險因素與消極結果之間的關系會大幅削弱，強迫癥狀隨即快速恢復至正常水平。這說明對于大學生而言較高程度的起始強迫癥狀可能不會對其造成長期的困擾。

在線性無條件潛增長模型中加入性別協變量后，發現男、女大學生強迫癥狀的起始水平存在差異，且剛入學的女大學生存在更多的強迫癥狀。既往研究發現，女性強迫癥狀更多伴隨生活壓力事件的出現而突然產生，男性則是一個長期增長的過程［16］。如前文所述，大學新生面對全新的生活環境帶來的壓力，壓力事件對于女大學生強迫癥狀的影響可能快于男大學生，從而在初始水平上出現差異。在變化軌跡方面，男女大學生的強迫癥狀均呈現出隨時間下降的趨勢，且下降的速度不存在差異，本研究與既往研究一致，既往研究發現個體強迫癥狀的持續時間不存在性別差異［17］，這說明強迫癥狀發展軌跡的性別差異更多體現在形成階段，而在后續的緩解過程中差異并不顯著。

進一步引入焦慮作為時間變量協變量后，發現3個時間點上大學生焦慮水平正向影響強迫癥狀，焦慮對大學生強迫癥狀的下降具有阻礙作用，這與既往研究一致［18］。學習理論認為強迫行為的出現是為了緩解個體的焦慮狀態，相關研究也證明個體強迫行為出現之后，焦慮水平有一定程度下降［19］。根據雙沖突模型的觀點，威脅性的刺激會誘發個體焦慮情緒，導致新信息與個體基本信念出現信息沖突，信息沖突無法解決使得個體難以對當前信息進行整合，隨即引發后續強迫癥狀的出現［20］。也就是說，焦慮狀態一定程度上可誘發強迫癥狀的出現，并且焦慮狀態的存在不利于個體強迫癥狀的緩解，其背后的作用機制有待后續研究進一步探索。

此外，在控制焦慮對于強迫癥狀的影響后，不同性別大學生強迫癥狀發展軌跡的差異出現變化。首先，強迫癥狀起始狀態的性別差異消失，這說明女大學生強迫癥狀的起始狀態更大程度上受到焦慮狀態的影響。研究發現，考試焦慮環境下女大學生消極應對方式的得分高于男大學生［21］。缺少正確的應對方式，可能是造成女大學生焦慮狀態下出現更高強迫癥狀這一適應不良問題的重要原因。其次，控制焦慮的影響后，女性大學生的強迫癥狀下降速度低于男性，這說明男大學生強迫癥狀的降低更大程度與焦慮水平的緩解有關。該結果可從兩方面解釋，第一，強迫癥狀雖然一定程度是由于焦慮問題引發，但只有個體對強迫癥狀賦予負性評價，才會在強迫癥狀出現后再次引發焦慮問題［22］。換言之，如果個體接受強迫癥狀存在的合理性，認同強迫癥狀是一種有效的應對內心沖突的方法，焦慮問題可能有一定程度降低，但強迫癥狀仍然持續。第二，強迫癥狀的維持與發展除了焦慮問題之外，還可能受到了厭惡、恐懼等因素的影響［23］。既往研究發現，清潔強迫更多出現在女性群體中［24］，這種癥狀主要由個體對于污漬的厭惡情緒引起［17］，這說明女大學生可能在強迫癥狀出現之后，焦慮問題可能進一步發展為對于未知結果的恐懼、厭惡等情緒，導致焦慮水平對于強迫癥狀發展軌跡的解釋相對下降。

4 小結

本研究使用潛變量增長模型探討大學生強迫癥狀的發展軌跡，并考察性別與焦慮對強迫癥狀發展軌跡的影響。結果發現大學生強迫癥狀隨年級上升而逐年下降，焦慮問題會阻礙強迫癥狀的緩解。更加重要的是，焦慮問題對于強迫癥狀的影響具有性別差異，對于女性大學生而言焦慮更大程度地影響強迫癥狀的出現，而對于男性大學生來說，焦慮更多阻礙強迫癥狀的緩解速度。本研究從發展軌跡的角度進一步考察了大學生強迫癥狀的變化情況，并在此基礎上從性別的層面探索焦慮對強迫癥狀的影響，但調查樣本較局限，使得研究結果的推廣性受到一定影響。

參考文獻

ABRAMOWITZ J S，FABRICANT L E，TAYLOR S，et al. The relevance of analogue studies for understanding obsessions and compulsions［J］. Clin Psychol Rev，2014，34（3）：206-217. DOI：10.1016/j.cpr.2014.01.004.

單海迪，王永明，蔣淑瑤，等. 高強迫特質大學生的執行功能特征［J］. 中國心理衛生雜志，2020，34（2）：129-133. DOI：10.3969/j.issn.1000-6729.2020.2.009.

楊巧紅，王君，郭纓，等. 某校高一學生心理復原力及歸因風格與強迫癥狀的關系［J］. 中國學校衛生，2015，36（7）：1083-1085.

陳虎強，何羚鳳. 成人依戀對強迫癥狀的影響：消極完美主義的中介效應［J］. 中國臨床心理學雜志，2017，25（5）：963-966. DOI：10.16128/j.cnki.1005-3611.2017.05.037.

ROCHE A I，HOLDEFER P J，THOMAS E B K. College student mental health：understanding changes in psychological symptoms in the context of the COVID-19 pandemic in the United States［J］. Curr Psychol，2022：1-10. DOI：10.1007/s12144-022-03193-w.

張本鈺. 大學新生心理健康狀況發展趨勢研究——以福建省3所高校12年間新生心理健康狀況調查為例［J］. 思想教育研究，2018（2）：135-139.

KREBS G，HANNIGAN L J，GREGORY A M，et al. Reciprocal links between anxiety sensitivity and obsessive-compulsive symptoms in youth：a longitudinal twin study［J］. J Child Psychol Psychiatry，2020，61（9）：979-987. DOI：10.1111/jcpp.13183.

余瓊，劉媛，劉潤香. 東莞某高校貧困大學生心理健康問題4年追蹤觀察［J］. 中國學校衛生，2023，44（4）：577-581. DOI：10.16835/j.cnki.1000-9817.2023.04.023.

SICA C，CAUDEK C，ROCCO CHIRI L，et al. “Not just right experiences” predict obsessive-compulsive symptoms in non-clinical Italian individuals：a one-year longitudinal study［J］. J Obsessive Compuls Relat Disord，2012，1（3）：159-167. DOI：10.1016/j.jocrd.2012.03.006.

HU P，LIANG P W，LIU X Y，et al. Parenting styles and obsessive-compulsive symptoms in college students：the mediating role of perfectionism［J］. Front Psychiatry，2023，14：1126689. DOI：10.3389/fpsyt.2023.1126689.

王征宇.癥狀自評量表（SCL-90）［J］.上海精神醫學，1984，2（2）：68-70.

KRACKER IMTHON A，ANT?NIO CALDART C，DO ROSáRIO M C，et al. Stressful life events and the clinical expression of obsessive-compulsive disorder（OCD）：an exploratory study［J］. J Clin Med，2020，9（10）：3371. DOI：10.3390/jcm9103371.

余習德，熊希靈，梁曉，等. 大學生同一性狀態與時間管理：生命時間流逝情緒和流逝注意的中介作用［J］. 心理發展與教育，2021，37（3）：381-390. DOI：10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2021.03.09.

柴曉運，田永果，龔少英，等. 元認知視角下的強迫癥的特征、模型及干預［J］. 心理科學進展，2014，22（1）：97-103. DOI：10.3724/SP.J.1042.2014.00097.

金燦燦，鄒泓，李曉巍. 青少年的社會適應：保護性和危險性因素及其累積效應［J］. 北京師范大學學報：社會科學版，2011（1）：12-20. DOI：10.3969/j.issn.1002-0209.2011.01.002.

TRIPATHI A，AVASTHI A，GROVER S，et al. Gender differences in obsessive-compulsive disorder：findings from a multicentric study from India［J］. Asian J Psychiatr，2018，37：3-9. DOI：10.1016/j.ajp.2018.07.022.

徐玲，鄧曉紅. 高低強迫清洗傾向個體對負性情緒注意偏向的差異 ［J］. 心理科學，2013，36（3）：669-674. DOI：10.16719/j.cnki.1671-6981.2013.03.003.

RICKELT J，VIECHTBAUER W，MARCELIS M，et al. Anxiety during the long-term course of obsessive-compulsive disorder［J］. J Affect Disord，2024，345：311-319. DOI：10.1016/j.jad.2023.10.078.

HARTMANN A S，CORDES M，HIRSCHFELD G，et al. Affect and worry during a checking episode：a comparison of individuals with symptoms of obsessive-compulsive disorder，anorexia nervosa，bulimia nervosa，body dysmorphic disorder，illness anxiety disorder，and panic disorder［J］. Psychiatry Res，2019，272：349-358. DOI：10.1016/j.psychres.2018.12.132.

ZHANG Z M，ZHANG Z L，LI H. Double conflicts model and anxiety ratification therapy hypotheses of obsessive-compulsive disorder［J］. Med Hypotheses，2010，75（6）：586-589. DOI：10.1016/j.mehy.2010.07.039.

鄒宗峰，鄒宇華，張瑛，等. 某醫學院大學生考試焦慮與應對方式關系分析［J］. 中國學校衛生，2010，31（3）：302-304.

MAGEE J C，DREYER-OREN S E，SARFAN L D，et al. Don't tell me what to think：comparing self- and other-generated distraction methods for controlling intrusive thinking［J］. J Obsessive Compuls Relat Disord，2019，23：100368. DOI：10.1016/j.jocrd.2017.12.003.

保宏翔. 強迫癥高危人群人格量表編制與CAT化及其眼動特征研究［D］. 西安：中國人民解放軍空軍軍醫大學，2021.

CHERIAN A V，NARAYANASWAMY J C，VISWANATH B，et al. Gender differences in obsessive-compulsive disorder：findings from a large Indian sample［J］. Asian J Psychiatr，2014，9：17-21. DOI：10.1016/j.ajp.2013.12.012.