社会支持、创伤后应激障碍与创伤后成长之间的关系：来自雅安地震后小学生的追踪研究*

2017-02-01伍新春王文超田雨馨

心理学报 2017年11期

周宵伍新春王文超田雨馨

(1北京师范大学心理学部, 应用实验心理北京市重点实验室, 北京 100875)(2以色列特拉维夫大学社会工作学院; I-CORE重大创伤研究中心, 特拉维夫 69978, 以色列)

1 问题提出

创伤心理学的研究发现, 创伤后应激障碍(posttraumatic stress disorder, 简称PTSD)和创伤后成长(posttraumatic growth, 简称 PTG)往往共存于创伤后的个体身上(Tedeschi & Calhoun, 1995; Wu,Xu, & Sui, 2016)。这种共存特征已经激发了人们对两者关系的探讨(Zhou, Wu, & Chen, 2015; 伍新春,周宵, 陈杰灵, 曾旻, 2015)。例如, 有研究认为创伤后的心理应激会给个体带来压力, 激发个体对创伤事件的认知思考, 有助于实现 PTG (Calhoun &Tedeschi, 2006), 因此PTSD可能正向预测PTG (Jin,Xu, & Liu, 2014; Xu & Liao, 2011); 不过, 也有研究者认为, 尽管 PTSD可能导致 PTG, 但是这种作用仅仅发生在中等水平PTSD的情况下, 过高或过低水平的 PTSD不利于 PTG的实现(Meyerson,Grant, Carter, & Kilmer, 2011), 因此PTSD与PTG之间呈现“倒 U”型的关系(Bhat & Rangaiah, 2016;Levine, Laufer, Hamama-Raz, Stein, & Solomon,2008); 甚至还有一些研究者强调PTSD与PTG属于创伤后效价相反的两种心理反应(Frazier, Conlon,& Glaser, 2001), 因此PTSD和PTG之间呈负向关系(Johnson et al., 2007)。

尽管这些研究结果有助于加深我们对PTSD和PTG之间关系的理解, 但是这些研究主要采用横断研究的范式, 难以深入考察PTSD与PTG随时间变化的动态关系。于是, 有研究者开始从追踪的视角来考察PTSD和PTG之间的关系。例如有研究发现初始的 PTSD对后续的 PTG具有正向预测作用(Dekel, Ein-Dor, & Solomon, 2012; Zhou, Wu, &Chen, 2015), 也有研究发现初始的 PTG对后续的PTSD具有负向预测作用(Linley, Joseph, & Goodfellow,2008; 陈杰灵, 伍新春, 曾盼盼, 周宵, 熊国钰,2014)。

通过对PTSD与PTG之间关系的研究进行回顾,我们发现无论横断的研究还是纵向的研究, 不同的研究所得出的结果都存在一定的差异。于是, 有研究者认为解决这种差异的一个重要方法是同时考察影响 PTSD和 PTG的因素, 通过明确 PTSD和PTG的影响因素异同来确定两者之间的关系(Dekel,Mandl, & Solomon, 2011)。对此, 研究者从不同的角度, 分别探究了反刍、认知评价、应对方式等因素同时对PTSD和PTG的预测作用(Barton, Boals,& Knowles, 2013; Gerber, Boals, & Schuettler, 2011;Zhou, Wu, Fu, & An, 2015; 伍新春等, 2015)。虽然这些研究得到了许多有价值的发现, 但是研究的焦点主要集中于个体因素, 缺少对个体所处环境氛围的考察。实际上, 在Schaefer和Moos (1992)的危机—成长模型看来, 个体因素对危机经历及其结果的影响主要受制于个体所处的环境因素制约, 其中社会支持被认为是最重要的环境因素。

Schaefer和 Moos (1992)的危机—成长模型认为, 一个支持性的社会环境不仅可为个体的应对提供必需的资源(Schaefer & Moos, 1998), 还可为个体提供安全的环境氛围(周宵, 安媛媛, 伍新春, 陈和琼, 龙超敏, 2014), 鼓励个体对创伤事件进行积极思考, 从而引发个体对创伤事件的意义整合, 有助于降低创伤事件对个体的消极影响, 促进创伤后的积极变化; 而在一个缺乏社会支持的环境中, 个体不仅缺少必要的资源来应对创伤带来的后果, 而且个体的安全感也受到威胁, 这将阻碍个体有效地对创伤事件进行认知暴露, 不利于对创伤事件进行积极思考, 最终会阻碍对创伤事件的意义整合(Carpenter, Fowler, Maxwell, & Andersen, 2010;Lepore & Greenberg, 2002), 限制创伤后积极变化的实现, 也不利于缓解创伤事件对个体心理的消极影响。因此, 有研究者认为作为环境因素的社会支持与个体的创伤后心理反应有着极为密切的关系(Ozer, Best, Lipsey, & Weiss, 2003), 它是缓解创伤后个体消极心理结果、实现积极心理变化的重要预测因子(Kaniasty & Norris, 2008; Shallcross, Arbisi,Polusny, Kramer, & Erbes, 2016)。基于此, 大量的研究对社会支持与PTSD和PTG的关系进行了分析,发现社会支持可以缓解PTSD (Jia, Ying, Zhou, Wu,& Lin, 2015; 郑裕鸿, 范方, 喻承甫, 罗廷琛,2011), 促进PTG (Rahimi, Heidarzadeh, & Shoaee,2016; Tanriverd, Savas, & Can, 2012; Zhou & Wu,2016)。

以往的研究也发现, 社会支持对PTSD和PTG的预测作用也可能随着创伤后时间的变化而变化(Ozer et al., 2003)。例如, 有研究发现, 社会支持提供了安全的环境氛围, 有助于个体的认知表露, 增加个体对创伤事件积极认知的可能性, 因此无论创伤后时间的长短, 社会支持都可以缓解 PTSD(Pietrzak, Johnson, Goldstein, Malley, & Southwick,2009); 不过, 也有研究认为社会支持对PTSD的作用仅发生在创伤后的短时间内, 随着创伤后时间的变化, 人们可能对他人提供的社会支持产生适应性的反应, 因此创伤后的长时间内, 社会支持对PTSD的缓解作用会逐渐消失(Kaniasty & Norris,2008); 甚至还有研究认为, 社会支持具有积累效应, 在创伤后的长时间内, 社会支持对 PTSD的缓解作用要强于创伤后的短时间内(Ozer et al.,2003)。可以说, 这些研究都说明了创伤后的时间因素是社会支持与PTSD之间关系的一个重要调节变量(Brewin, Andrews, & Valentine, 2000)。

那么, 社会支持与 PTG之间的关系随创伤后时间的变化历程又会有哪些变化呢？实际上, PTG是在个体与创伤事件做抗争的过程中逐步实现的,这个过程需要一定的时间(Joseph & Linley, 2005),因此只有随着创伤后时间的推移, PTG才可能逐渐显现(Helgeson, Reynolds, & Tomich, 2006)。那么,在创伤后的短时间内, 即便提供给个体社会支持,个体可能也难以实现PTG。不过, 在创伤后的长时间内, 持续提供的社会支持也可能会降低个体自身应对创伤的效能感和积极性, 难以对侵入到认知世界中的创伤事件进行主动反刍, 从而也可能制约PTG 的实现(周宵, 伍新春, 安媛媛, 陈杰灵,2014)。可见, 社会支持对 PTG的作用也可能受创伤后时间因素的影响。

尤其需要注意的是, 虽然以往关于社会支持与PTSD和PTG关系的研究已经开始关注时间在其中的作用, 但这些研究主要强调的是社会支持对PTSD和 PTG的影响。实际上, 在社会选择模型(social selection models) 看来, 社会支持也可能被个体的心理反应所影响, 其中, 心理应激可能降低个体维系社会、职业和日常生活角色的能力, 从而恶化个体的人际关系, 减少他人对个体的支持(Kaniasty & Norris, 2008)。因此, 心理应激的个体可能会获得较少的社会支持(King, Taft, King,Hammond, & Stone, 2006)。基于此理论, 大量的研究者开始关注 PTSD对社会支持的影响(Shallcross et al., 2016; Wu, Chen, Weng, & Wu, 2009), 认为受到回避症状和高警觉症状的影响, PTSD可能导致个体减少参与人际活动的兴趣(Wu et al., 2009), 降低个体与他人的亲密感(Solomon, Dekel, & Zerach,2008), 并且可能使个体表现出愤怒情绪和侵犯行为(Taft, Vogt, Marshall, Panuzio, & Niles, 2007)。这不仅可能损害PTSD个体维系良好社会支持的能力,更有可能在人际交往过程中给他人带来一定的压力, 从而可能会降低他人对其的支持力度(Kaniasty& Norris, 2008)。有实证研究从纵向的视角考察了PTSD对社会支持的影响, 也确实发现先前的PTSD对后续的社会支持具有显著的负向预测作用(Carter et al., 2016; Hall, Bonanno, Bolton, & Bass,2014; Laffaye, Cavella, Drescher, & Rosen, 2008)。

此外, 社会选择模型也认为健康的个体更容易获得良好的社会关系、体验到更多的社会支持(Kaniasty & Norris, 2008)。PTG的行动模型也认为(Hobfoll et al., 2007), PTG的出现意味着个体获得了创伤后的世界意义, 个体对于自我、他人和世界的评价更为积极, 这可能会增加个体对创伤后的世界和他人抱有感激之情(Chun & Lee, 2008; Zhou &Wu, 2015), 激发他人对个体进一步支持的意愿和行为(Bartlett & DeSteno, 2006), 从而使个体体验到更多的社会支持。另外, 对他人的积极评价, 也有助于增进人际关系, 促使个体体验到更多的诸如亲密感和陪伴方面的情感支持(Ramos & Leal, 2013)。不过, 由于受到 PTG是创伤后结果这一观点的影响(Schaefer & Moos, 1992; Tedeschi & Calhoun,2004), 对于PTG影响社会支持的研究还相对缺乏。

总之, 以往的研究考察了PTSD与PTG的相互作用关系, 但很少有研究在纳入社会支持后, 进一步考察两者关系是否会因社会支持的纳入而发生变化。此外, 以往的研究认识到社会支持对 PTSD具有缓解作用、对PTG具有促进作用, 但是这一作用在创伤后的时间进程中又会有哪些表现, 依然是值得进一步考察的议题。再者, 以往的研究根据社会选择理论, 考察了 PTSD对社会支持的影响, 但是很少有研究考察 PTG对社会支持的影响, 更鲜有研究在控制 PTSD或 PTG的基础上进一步考察PTG或PTSD对社会支持的作用。更重要的是, 以往的研究主要集中在成年人群体, 对于儿童的研究相对较少。实际上, 研究已经发现, 创伤不仅可以挑战儿童自我管理和获得安全依恋的发展阶段任务, 而且还会损害儿童情绪调节和压力反应的认知神经系统(Dunn, Nishimi, Powers, & Bradley, 2017)。此外, 与成年人相比, 儿童的社会经验相对匮乏,认知能力不成熟(Tedeschi & Calhoun, 2004), 这可能会限制儿童对创伤的认知编码、评价和归因(Hasan & Power, 2004)。因此, 儿童创伤后的心理反应可能会更加明显。基于此, 本研究拟以雅安地震后的小学生为被试, 考察随时间变化历程中的社会支持、PTSD和PTG之间的相互作用关系。

2 方法

2.1 研究对象

本研究为雅安地震后对地震重灾区芦山县的儿童青少年心理状况追踪调查的一部分。该追踪研究从地震后6个月的2013年11月份开始, 每隔6个月进行一次测量, 共计测量三次。震后6个月(T1)的调查对象是芦山县的 303名小学生, 其中女生151名(49.8%), 男生 152名(50.2%); 平均年龄是9.91岁(

= 0.78), 年龄范围在8.0至11.0岁之间。所调研的小学生都经历了雅安地震, 其中震时被困的小学生占7.3%、震时受伤的小学生占15.5%, 房屋受损严重的小学生占50.5%。地震12个月时(第二次调研; T2), 原被试中有97.7%的人(296人)参与了调研; 地震18个月时(第三次调研; T3), 原被试中有94.4%的人(286人)参与了调研。对被试流失率进行检验发现, 流失的被试除在社会支持上的差异显著外[

(301) = 2.56,

< 0.05], 在性别[χ(1) =1.68,

> 0.05]、年龄[χ(3) = 6.91,

> 0.05]、PTG[

(301) = 0.74,

p >

0.05]和 PTSD [

(301) = –0.86,

> 0.05]上的差异均不显著, 说明被试不存在系统性流失。

2.2 研究工具

社会支持

采用周宵、伍新春等人(2014)修订自邹泓(1999)编制的社会关系网络问卷, 共 20题,采用5点记分, 0代表“从不”, 1代表“很少”, 2代表“有时”, 3 代表“很多”, 4 代表“总是”。计算所有项目的得分, 得分越高, 表示主观感知到的社会支持越强。在本研究中, 问卷的总体Cronbach’s α系数为0.91。问卷修订后的结构效度良好, 验证性因素分析的拟合指数：c/

= 1.98, CFI = 0.93, TLI = 0.91,RMSEA = 0.057。

PTSD

采用Foa, Johnson, Feeny和Treadwell(2001)编制的儿童创伤后应激障碍症状量表。该量表完全参照DSM-IV对PTSD的诊断标准设计题目,采用自我报告的方法测查8 ～ 18岁儿童创伤后应激障碍的状况。量表共包含17题, 分为闯入性症状、回避性症状和警觉性增高症状三个维度, 包含的项目数分别为5、7、5。量表为4点计分, 0代表“从未”, 3代表“总是”。在本研究中, 该问卷的总体Cronbach’s α系数为 0.81, 问卷的结构效度良好,验证性因素分析的拟合指数：c/

= 1.82, CFI =0.90, TLI = 0.87, RMSEA = 0.052。该量表主要用于测量了雅安震6和12个月小学生的PTSD。

对于震后18个月小学生的PTSD, 研究主要采用了DSM-5的PTSD核查表(Weathers, 2013)进行测量。该量表共包含20题, 分闯入性症状、回避性症状、警觉性增高症状和负性的认知与情绪改变症状四个维度。量表采用4点计分, 0代表“从未”, 3代表“总是”。与 Foa等人(2001)编制的儿童创伤后应激障碍症状量表相比, 该量表多了“歪曲责备”、“鲁莽或自毁行为”、“无法体验正性情绪”三个题项,其他题项没有实质性的变化。在本研究中, 为了保持追踪研究的一致性, 我们在分析震后 18个月小学生的PTSD时, 不再纳入这三个题项。删除这三个题项后的问卷总体Cronbach’s α系数为0.88。

PTG

采用周宵、伍新春等人(2014)修订自Tedeschi和Calhoun (1996)编制的创伤后成长问卷。修订后的问卷共22题, 包括自我觉知的改变、人际体验的改变、生命价值的改变三个维度, 对应项目数分别是9, 7, 6。采用6点记分, 0代表“没有变化”,5代表“变化非常大”。小学生在该问卷的得分越高,表示PTG越强, 即越有成长。在本研究中, 问卷总的Cronbach’s α系数为0.88。问卷结构效度良好, 验证性因素分析的拟合指数：c/

= 1.78, CFI = 0.91,TLI = 0.90, RMSEA = 0.051。

2.3 实测程序

本研究选取雅安市芦山县一所小学的学生为被试, 由主试采用相同的指导语, 整班施测。问卷填答完成后, 当场收回。之后, 为消除问卷填答可能给被试带来的不适, 主试对其进行了相关的团体辅导。

2.4 数据处理

所得数据采用SPSS 16.0、Mplus 7.0进行分析。首先, 进行描述统计, 考察震后6个月、12个月和18个月三个时间点的社会支持、PTSD和 PTG的平均得分, 采用 Pearson相关分析, 考察震后三个时间点的社会支持、PTSD和PTG之间的关系。然后, 采用交叉滞后模型建模的方法考察震后三个时间的PTSD与PTG之间的相互关系。最后, 为了考察社会支持与 PTSD和 PTG之间的关系, 研究在PTSD与PTG相互关系模型的基础上, 加入社会支持, 利用交叉滞后模型建模的方法来分析震后三个时间点的社会支持、PTSD与PTG之间的相互作用关系。考虑到样本量的限制, 所有的变量均采用总分作为显变量进行模型分析。

在数据处理的过程中, 由于被试填答、数据录入等原因导致研究中存在一定的缺失值, 研究采用了缺失值完全随机的Little检验对缺失值的随机性进行检验, 结果发现缺失值呈随机分布, χ(56) =69.857,

= 0.101。基于此, 根据Schafer和Graham(2002)的建议, 采用极大似然估计(ML)对缺失值进行处理。此外, 本研究采用χ/

、近似误差均方根(RMSEA)、Tucker-Lewis指数(TLI)、比较拟合指标(CFI)和标准化的残差均方根(SRMR)等指标来评价模型的拟合情况。根据温忠麟、侯杰泰和马什赫伯特(2004)的建议, 我们将以χ/

小于5, CFI和TLI大于0.90, RMSEA和SRMR小于0.08作为评价模型拟合数据良好的标准。

2.5 共同方法偏差的检验

采用Harman单因子检验对共同方法偏差进行统计控制, 结果表明未旋转和旋转都得到 15个因子, 未旋转和旋转后得到的第一个因子解释的变异量分别为21.43%和10.35%, 均小于40%的临界值。因此, 可以认为本研究不存在明显的共同方法偏差。

3 结果

3.1 社会支持、PTSD与PTG之间的相关

对震后6个月、12个月和18个月三个时间点的社会支持、PTSD与 PTG之间的相关进行分析,结果见表1。由表1可以发现, 震后6个月的PTSD仅与震后6个月和18个月的社会支持存在显著负相关, 与震后 12个月时的社会支持以及与震后三个时间点的PTG相关不显著; 震后12和18个月的PTSD与震后6个月时的社会支持存在显著负相关、与震后12个月时的PTG之间呈显著正相关, 与其他时间点的社会支持和 PTG的相关不显著; 震后三个时间点的社会支持与 PTG两两之间均存在显著正相关。

3.2 PTSD与PTG之间的相互关系

为考察PTSD与PTG之间的相互作用关系, 研究采用交叉滞后模型的分析方法建立震后三个时间点的PTSD与PTG的相互作用关系模型(见图1)。对图1模型进行检验, 结果发现模型的拟合指数良好[c/

= 0.74, CFI = 1.000, TLI = 1.006, RMSEA(90% CI) = 0.000 (0.000 ～ 0.076), SRMR = 0.011]。对模型中各个路径进行分析, 发现震后 6个月的PTSD对震后12个月的PTG具有跨时间点的正向预测作用(b = 0.11,

< 0.05), 震后12个月的PTSD对震后18个月的PTG没有显著的跨时间点预测作用(b = –0.03,

> 0.05); 震后 6 个月和 12 个月的PTG分别对震后12个月和18个月的PTSD没有显著的预测作用(b = 0.02, 0.02,

> 0.05)。这些结果说明在震后短时间内, PTSD是导致PTG的一个重要因素。

表1 社会支持、PTSD和PTG之间的相关表

图1 PTSD与PTG之间的相互作用关系图

3.3 社会支持、PTSD与PTG之间的相互作用关系

为了进一步考察社会支持、PTSD与PTG之间的相互作用关系, 我们将在图1的基础上加入社会支持, 建立震后三个时间点的社会支持、PTSD与PTG的相互作用关系模型(见图2)。对图2模型进行检验, 结果发现模型的拟合指数良好[c/

=2.56, CFI = 0.984, TLI = 0.943, RMSEA (90% CI) =0.072 (0.036 ～ 0.109), SRMR = 0.023]。对模型中各个路径进行分析, 发现震后6个月的PTSD对震后12个月的PTG具有显著的正向跨时间点预测作用(b = 0.10,

< 0.05), 对震后12个月的社会支持没有显著的跨时间点预测作用(b = 0.05,

> 0.05); 震后12个月的PTSD对震后18个月的PTG没有显著的跨时间点预测作用(b = –0.03,

> 0.05), 却可以显著地跨时间点负向预测震后 18个月的社会支持(b = –0.14,

< 0.01); 震后 6 个月的社会支持对震后12个月的PTSD具有显著的跨时间点负向预测作用(b = –0.12,

< 0.05), 对震后 12 个月的 PTG没有显著的跨时间点预测作用(b = –0.09,

> 0.05);震后12个月的社会支持对震后18个月的PTSD没有显著的跨时间点预测作用(b = –0.01,

> 0.05),但对震后18个月的PTG具有显著的跨时间点正向预测作用(b = 0.20,

< 0.001); 在震后的18个月内,PTG对 PTSD 的跨时间点预测作用均不显著(b =0.09,

> 0.05; b = 0.02,

> 0.05); 震后 6 个月的PTG对震后12个月的社会支持的跨时间点预测作用不显著(b = –0.02,

> 0.05), 震后 12 个月的 PTG却可以对震后 18个月的社会支持发挥显著的跨时间点正向预测作用(b = 0.11,

< 0.05)。这一方面说明, 在PTSD与PTG的相互关系模型中, 加入社会支持之后, PTSD和PTG的关系并没有发生实质性的改变; 另一方面也说明, 社会支持在震后短时间内只发挥降低消极心理反应的作用, 社会支持在创伤后的长时间内仅具有促进积极心理变化的作用,且此时间段的社会支持也可能受到PTSD的抑制。此外, 研究也说明了震后6个月时的PTSD可以通过震后12个月的PTG对震后18个月时的社会支持发挥促进作用; 不过, 这个促进作用相对震后 6个月的PTSD通过震后12个月的PTSD对震后18个月时的社会支持发挥的抑制作用要小得多{0.11´0.10–|0.62´(–0.14)| = –0.076}。因此, 整体而言, 震后6个月的PTSD对震后18个月的社会支持主要发挥负向预测作用。

图2 社会支持、PTSD和PTG之间的相互作用图

4 讨论

本研究采用交叉滞后模型的分析方法考察了雅安地震后6、12和18个月时小学生的社会支持、PTSD与PTG的相互作用关系。我们首先考察了雅安地震后小学生的PTSD与PTG之间的相互作用关系, 结果发现在震后6个月至12个月间, PTSD对PTG具有显著的正向预测作用, 这与以往的研究结果一致(Dekel et al., 2012; Jin et al., 2014; Xu &Liao, 2011)。一个可能的原因在于, PTSD的出现会给个体带来心理压力, 个体为了缓解这种压力需要动用自己的认知资源来主动地加工创伤事件, 这可能会促进个体对创伤事件的重新建构, 有助于个体发现创伤背后蕴藏的意义, 实现 PTG (Calhoun &Tedeschi, 2006)。不过, 随着震后时间的推移, 在震后12个月至18个月间, PTSD对PTG的预测作用不再显著。一个可能的原因在于儿童的认知和情绪能力尚未成熟, PTSD的持续存在可能会阻碍个体的情绪能力发展(Perrin, Smith, & Yule, 2000), 从而带给其更多的心理压力。以往的研究表明, 中等程度的心理压力有助于促进个体的认知, 而过多的心理压力却会增加个体的认知负担, 不利于促进个体对创伤事件的积极认知(Levine et al., 2008)。因此,我们认为在创伤后的长时间范围内, 持续存在的PTSD可能不会显著地促进儿童PTG的实现。

此外, 研究也发现在震后6到12个月间, 小学生的PTG对PTSD不具有显著的跨时间点预测作用,这与以往研究结果类似(Dekel et al., 2012; Hall,Saltzman, Canetti, & Hobfoll, 2015; Zhou, Wu, &Chen, 2015)。根据PTG的双面胶模型 (Maercker &Zoellner, 2004), PTG包括积极建构和自我欺骗的两种成分。其中, PTG的积极建构成分被认为是个体对创伤事件的认知重构, 暗示着创伤后机能的适应,因此它可能缓解创伤后个体的应激反应; PTG的自我欺骗成分与不切实际的乐观和幻想有关, 容易导致个体的自我固化, 因此它对创伤后消极心理反应不具有缓冲作用(Zhou, Wu, & Chen, 2015)。在创伤后的短时间内, PTG的自我欺骗成分发挥着主要的作用(Zoellner & Maercker, 2006), 这可能导致创伤后的个体对创伤线索持有不切实际的“乐观性”思考, 这种思考虽然不能有效地缓解创伤后的消极结果, 但却可以使个体的注意力在短时间内从创伤相关线索及其结果中转移开来(Zoellner & Maercker,2006), 从而不会进一步加剧 PTSD。因此, 震后 6到12个月之间, PTG对PTSD既没有显著的加剧作用, 也没有显著的缓解作用。然而, 本研究进一步考察震后12至18个月间PTG对PTSD的跨时间点预测作用, 结果发现该预测作用依旧不显著, 这说明在震后18个月间, 震后小学生的PTG可能是其自我欺骗成分在发挥主要作用, 他们并没有实现真正意义上的成长。

研究在PTSD与PTG的相互关系模型中加入社会支持后, 发现PTSD与PTG之间的关系并没有发生实质的变化。这可能与在不同的时间历程中, 社会支持不能显著地同时预测PTSD和PTG有关。具体而言, 在震后6到12个月之间, 社会支持主要对PTSD发挥缓解作用, 对PTG的预测作用不显著。基于资源保存理论(Hobfoll, 2011), 我们认为地震创伤后的短时间内, 地震这一创伤事件可能会导致个体的资源丧失, 严重危害了人们的生理和心理安全, 容易导致人们出现消极的态度和情感体验(Hobfoll, 2001; Sattler et al., 2006)。此时, 提供给创伤后的个体社会支持, 可以弥补创伤后个体所丧失的资源(Hobfoll, 2001), 满足个体的安全需要, 从而一定程度上可以缓冲地震对个体的消极影响, 降低 PTSD。不过, 经历地震这样严重损害性的创伤事件, 个体在认知世界中容易形成关于事件的侵入性创伤记忆(Halligan, Michael, Clark, & Ehlers,2003), 这可能会使个体很难在短时间内对创伤事件进行积极的认知评价(Williams & Moulds, 2008;周宵, 伍新春, 袁晓娇, 陈杰灵, 陈秋燕, 2015), 从而使个体的认知聚焦于创伤事件的消极面。此时即便提供社会支持, 也难以有效地转移个体认知的焦点, 不利于个体发现创伤后世界的意义, 实现PTG。因此, 社会支持在短时间内可能缓解 PTSD,但是对PTG的作用不显著。

不过, 研究也发现在震后 12到 18个月之间,社会支持主要对PTG发挥促进作用, 对PTSD的预测作用不显著。这可能是因为随着震后时间的推移,灾区人们的日常生活逐渐恢复正常, 因此诱发个体对创伤事件形成侵入性记忆的线索逐渐减少, 人们对创伤事件的认知逐步地从创伤事件消极面的固化中分离出来。此时, 提供给个体社会支持, 可以在满足人们生理需要的同时, 也可以帮助个体积极地看待创伤事件, 增加个体对创伤事件的积极评价,发现创伤背后的意义, 实现PTG (Lepore & Greenberg,2002; 周宵, 安媛媛等, 2014)。不过, 此时继续提供给个体社会支持, 也可能会使个体过度地依赖他人的支持来处理创伤后的消极心理结果, 从而减少了个体主动应对的动力, 不利于进一步缓解 PTSD。因此, 创伤后的长时间范围内, 提供给个体社会支持可能对PTSD不发挥显著的缓冲作用(Zhou, Wu,& Zhen, 2017)。

此外, 在震后6到12个月之间, PTSD和PTG都不能显著地预测社会支持, 但是在震后 12到18个月之间, PTSD对社会支持具有显著的负向预测作用, PTG对社会支持具有显著的正向预测作用。这一结果拓展了社会支持的选择模型(Kaniasty &Norris, 2008), 即地震后短时间内, 社会支持的多寡不以创伤后个体的心理反应为前提; 但是在地震后的长时间范围内, 创伤后个体的心理反应却可能影响个体感知到的社会支持。具体而言, 地震后的短时间内, 他人对于个体的支持, 可能更多地来自于支持者自身的同情心和亲社会行为(Rao et al.,2011), 因此它不以个体的PTSD和PTG水平而改变。不过, 震后 6个月的 PTSD可以通过震后 12个月的PTG对震后18个月的社会支持发挥间接的促进作用, 通过震后12个月的PTSD对震后18个月的社会支持发挥间接的负向预测作用。尽管如此,但研究也证明了震后6个月的PTSD对震后18个月的社会支持的间接正向预测作用远小于其间接负向作用, 这个结果说明了初始的PTSD对长时间的社会支持可能发挥“双向作用”。不过, 这个作用的发挥主要依赖于震后12个月的PTSD和PTG对震后18个月的社会支持的影响。实际上, 随着时间的推移, 当地震后个体的生活恢复正常之后, 来自他人的支持将逐渐退出灾区。此时, 他人是否继续愿意提供给创伤后个体社会支持, 与个体的心理与行为表现有关。其中, PTSD作为创伤后的一种消极心理反应, 它不仅会诱发创伤个体的消极情绪, 而且还容易导致个体表现出更多的攻击行为(程科,周宵, 陈秋燕, 张晨光, 伍新春, 2013), 有损个体与他人的亲密关系(Solomon et al, 2008), 最终降低他人对其的支持力度。然而, 对于此时间段的PTG而言, 尽管其自我欺骗成分可能在发挥作用, 但是创伤的个体依然认为人际关系是其生活中重要的一部分(Zoellner & Maercker, 2006)。这种认知可能会有助于个体建立积极的人际关系, 从而体验到更多的他人支持。

总之, 本研究从纵向的视角考察了社会支持、PTSD与PTG之间的关系, 研究结果发现在震后短时间范围内, PTSD是PTG的促进因子, 在震后长时间范围内, 两者没有显著的预测关系; 在 PTSD与 PTG的纵向关系中加入社会支持, 并不能从本质上改变两者之间的关系。不过, 社会支持在震后短时间内, 可以缓解 PTSD, 但不能促进 PTG; 在震后长时间范围内, 社会支持可以促进 PTG, 但不能缓解PTSD。此外, PTSD和PTG在震后短时间范围内对社会支持没有显著的影响, 在震后长时间范围内, PTSD可以减少社会支持的力度, PTG可以促进社会支持。这些研究结果拓展了 PTSD和 PTG之间关系的研究, 说明社会支持在创伤后不同的时间历程中, 仅对一种创伤后心理反应发挥作用, 而不能同时作用于创伤后个体的消极或积极心理反应; 此外, 研究结果也说明了创伤后的心理反应仅在创伤后的长时间内对社会支持发挥显著的影响,从而进一步说明社会支持的选择模型(Kaniasty &Norris, 2008)仅在创伤后的长时间范围内适用。

本研究的发现对灾后心理危机干预具有一定的启发：根据社会支持在创伤后的短时间内主要发挥缓冲PTSD的作用, 在创伤后的长时间范围内发挥促进 PTG的作用, 因此在灾后小学生心理危机干预时, 应该考虑灾后的时间因素。在地震后的短时间内需要提供给个体社会支持, 满足个体安全需要, 从而帮助其缓解 PTSD; 随着时间的推移, 在提供给个体社会支持的同时, 应该避免个体对他人支持的依赖, 使其积极独立地思考并应对创伤事件,从而帮助其实现PTG。此外, 考虑到创伤后的长时间历程中, PTSD和PTG分别对社会支持产生消极和积极的影响, 因此在提供其社会支持时, 应该认识到地震给小学生带来的消极影响具有长期存在的特性, 不能受其消极心理和行为问题的影响就不再提供其社会支持。此外, 更应该看到社会支持给小学生带来的积极变化, 并继续提供其一定的支持。不过, 本研究也存在一定的局限：研究发现在地震后的三个时间上, PTSD的均分高于 11, 这说明有相当一部分个体出现了PTSD的临床症状, 但是本研究并没有区分临床样本和非临床样本, 后续研究可以对PTSD的临床样本进行有针对性的研究。

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