大学生童年创伤经历对心理健康的影响——适应不良图式的中介作用和人口变量调节作用

郭梅华，张匀铭，阳莉华，沐守宽

(闽南师范大学教育科学与技术学院，福建 漳州 363000)

一 问题提出

童年创伤一般采用美国临床心理学家Jongsma参考DSM-IV中有关儿童虐待和忽视的描述而做出的定义[1]，该定义包含童年创伤四个要素：1.发生在童年期；2.是个体与父母或重要他人互动产生的伤害；3.包含了虐待和忽视两个重要成分；4.因创伤产生各种不良情绪和行为反应。研究发现，童年期的心理创伤是众多心理问题和身体病症的重要根源之一。如张天宏、何厚建等研究表明，童年期的虐待和创伤与成年后罹患精神疾病、抑郁症及人格障碍等不良心理行为密切相关[2][3]。姚桂英、杜爱玲发现童年创伤对大学生抑郁情绪、人格有显著的影响，且人格在童年创伤与抑郁之间起部分中介作用[4]，李秀锦发现童年期受欺凌大学生的心理健康低于全国大学生常模[5]。Huh等人研究也发现不同类型的儿童期虐待和忽视对成年后的具体症状维度和人际关系均有显著影响[6]，近年来童年创伤的脑机制研究开始广受关注，Royce Lee等人发现童年创伤使大脑中枢产生CRF、GABA和5-HT等神经递质，使额边缘脑功能对突出的、令人厌恶的情感和社会信息敏感，5-HT与冲动性攻击的关系密切，而这是反社会和边缘性人格障碍的重要特征之一[7]。由上述研究可知，早期童年创伤对成年后的心理健康有重要影响。

在影响心理健康的因素方面，近年来研究者开始关注早期适应不良图式(Early Maladaptive Schemas；EMSs)的影响，EMSs的理论由美国心理学家Young等人提出，其关注的是个体自我挫败的情绪和认知方式，该理论认为EMSs形成于个体的生命早期，并在一生中不断重复，根据核心情感需要的不同，存在15种共5大类别适应不良图式[8]，一项研究表明，在非临床样本中，适应不良图式与回顾性报告童年经历显著相关，且中介了回顾性报告的童年经历与回避型人格障碍(AVPD)症状之间的关系[9]，另一项研究发现在临床样本和非临床样本中，分离、拒绝和自主性受损都是抑郁和焦虑的重要中介因素。且在临床样本中，分离和拒绝与抑郁之间的相关性更强[10]，崔丽霞等人通过大学生群体的研究，发现构成3大类14种不良图式的YONG图式量表更适合中国大学生，第一类(EMSs1)包括遗弃/不稳定、失败的、依赖/无助、脆弱/易患病、纠结/未发展的自我和不能自控6种不良图式，；第二类(EMSs2)包含了情感剥夺、不信任/受虐、社交孤立/疏离、缺陷/羞耻和情感隐蔽5种适应不良图式；第三类(EMSs3)包含了自我牺牲、苛刻的标准、自负优越感3种适应不良图式。其研究还发现情感剥夺、羞耻、社交孤立/疏离和自我牺牲等与没价值、无能力有关的图式在儿童期创伤和特质抑郁间起中介作用，而不信任/虐待和对疾病/伤害易感性等与危险有关的图式在儿童期创伤和特质焦虑间起中介作用[11]，但不良心理图式在童年创伤经历与大学生总体心理健康状态的关系中是否也存在中介效应，是本研究需要探讨的重点。

综上所述，童年期创伤经历是大学生抑郁、精神疾病、人格障碍等心理问题的重要根源之一，而创伤经历所产生的内部认知机制——适应不良图式可能是神经症、精神疾病和人格障碍等心理行为问题的重要中介原因。因此，本研究将探索早期适应不良图式在大学生童年创伤经历和心理健康问题之间的中介效应，并探索人口学特征在该中介下的调节效应，为心理图式疗法对童年创伤经历大学生的干预提供实证依据。

二 研究方法

(一)研究对象

从福建3所高校大一至大四抽取样本，共发放问卷900份，收回有效问卷786份，有效率为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.童年创伤问卷(Childhood Trauma Questionnaire，CTQ)。

由Bernstein 等于1998年编制完成，2004年由赵幸福、张亚林和李龙飞修订，问卷共28 个项目，包括情感虐待、躯体虐待、性虐待、情感忽视和躯体忽视5个分量表。该量表采用5 级评分，分数越高表明遭受的创伤越多。本研究中，总量表的Cronbachα系数为0.781，各分量表的Cronbachα系数介于0.679-0.856 之间，量表结构效度为χ2/df=3.64，IFI=0.80，NNFI=0.91，CFI=0.98，PGFI=0.74，RMSEA=0.06[12]。

2.Young图式问卷简版(Young Schema Questionnaire-Short Form，YSQ-SF)。

问卷由Young(1994)编制，中国大学生版由崔丽霞等人修订，修订后共64个项目，14个分量表组成3个大类，量表采用6级评分，从“完全不符合”到“完全符合”，量表总分是各个分量表得分之和，得分越高代表适应不良程度越高。量表总方差贡献值为61.66%，量表Cronhachα系数为0.92，分量表Cronhachα系数为0.71-0.88，量表结构效度为：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)。

该量表共有90个项目，分为五级评分从1-5级，分别为“从没有、轻度、中度、偏重、严重”。包括10个因子，分别为“躯体化、强迫症状、人际关系敏感、抑郁、焦虑、敌对、恐怖、偏执、精神病性、其它”。量表总分>160分，或阳性项目数超过43项，或任一因子分>3分者为阳性，提示有轻度及以上心理问题，得分越高提示心理问题越严重[14],本次研究中，量表Cronhachα系数为0.976，分量表Cronhachα系数为0.748-0.904。

(三)数据处理

采用SPSS19.0软件统计包进行独立样本t检验，单因素方差分析检验人口学变量差异；采用皮尔逊相关分析进行量表之间相关检验，采用spss-process多重回归分析进行调节效应分析，采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法进行中介效应的显著性检验。

三 结果

(一)共同方法偏差分析

采用Harman单因素法对3份问卷的共193个条目进行主成分分析，在未旋转的情况下，抽取出41个特征根大于1的因子，共解释66.68%的变异，第一个因子解释的变异量为25.22%，低于临界值40%，可认为本研究共同方法偏差影响较小，可进行进一步的统计分析。

(二)早期不良图式、童年创伤经历和心理健康的关系分析

对早期不良图式、童年创伤经历和心理健康进行皮尔逊相关分析(见表1)，发现三者均存在显著正相关，童年创伤经历总分与EMSs总分之间存在显著正相关(r=0.23,P<0.001)，除EMSs3外，各分量表之间相关显著(r=0.15-0.31，P<0.001)；童年创伤经历总分及各分量表与SCL-90总分呈现显著正相关(r=0.24-0.35，P<0.001)。

表1 大学生童年创伤、适应不良图式和心理健康相关分析

(三)早期不良图式在童年创伤经历和心理健康关系中的中介效应

研究通过相关分析，发现第三类(EMSs3)适应不良图式与大学生童年创伤无显著相关关系，因此本研究仅考察第一类(EMSs1)、第二类(EMSs2)对童年创伤经历和心理健康的中介效应。研究以大学生心理健康总分为校标变量，童年创伤经历总分为预测变量，早期适应不良图式EMSs1、EMSs2为中介变量，对以上变量进行标准化处理后，采用Hayes的SPSS-ROCESS程序中模型3进行多重回归分析(见图1)，结果表明(见表2)，模型指标显示中介显著(R2=0.498，F=259.304，P<0.001)，童年创伤经历分别对适应不良图式EMSs1(β=0.237，P<0.001)、EMSs2(β=0.311，P<0.001)有显著预测作用；EMSs1(β=0.269，P<0.001)、EMSs2(β=0.401，P<0.001)分别对心理健康有显著预测作用，模型中童年创伤经历对心理健康的预测作用仍然显著(β=0.15，P<0.001)，因此适应不良图式在大学生童年创伤经历和心理健康之间起部分中介作用。

图1 童年创伤经历对心理健康关系的路径模型

表2 早期适应不良图式中介作用的多重回归分析结果

对中介效应进行两个路径分析检验(见表3)，发现由童年创伤→EMSs1→心理健康最终路径产生的间接效应1，其Bootstrap95%可信区间为0.04-0.16，不含0值，说明EMSs1在童年创伤经历和心理健康的关系中的中介效应具有统计学意义，中介效应占总效应比为19.8%；由童年创伤→EMSs2→心理健康路径产生的间接效应2，其可信区间为0.08-0.25，不含0值，说明，EMSs2在童年创伤经历和心理健康的关系中的中介效应也具有统计学意义，中介效应占总效应比为35.3%；

表3 中介效应分析

(四)人口学变量对中介作用的调节

以大学生心理健康总分为校标变量，童年创伤经历总分为预测变量，早期适应不良图式EMSs1、EMSs2为中介变量，对以上变量进行标准化处理后，并对大学生性别、父母婚姻、留守和寄养经历等变量进行控制，采用Hayes的SPSS-ROCESS程序中的模型29进行多重回归分析，结果发现(见表4)，控制了父母婚姻和寄养经历后，性别变量在创伤与适应不良图式EMSs1(β=0.09，t=2.40，p<0.05)、EMSs2(β=0.12，t=3.72，p<0.01)关系有显著调节作用。留守经历在童年创伤和心理健康关系中有显著调节作用(β=0.07，t=2.03，p<0.05)。

表4 有调节的中介作用的多重回归分析结果

进一步阐明中介效应的调节作用，进行简单效应分析，结果显示，在性别的调节作用中(见图2、图3)，当童年创伤经历低于一个标准差时，男女生EMSs1差异显著(t=3.32，p<0.01)，EMSs2差异不显著(t=0.37，p>0.05)，当童年创伤经历高于一个标准差时，女生的早期不良图式分值都显著高于男生(t1=3.12，p<0.01；t2=2.74，p<0.01)，说明女生经历童年心理创伤后，可能比男生更易形成不良适应图式。在留守经历的调节作用中(见图4)，当创伤经历低于一个标准差时，不同留守经历大学生心理健康差异显著(F=5.02，p<0.01)，父母一人外出的大学生心理健康程度显著高于父母双方都在家(d=-11.14，p<0.05)或者都离家远行(d=-16.21，p<0.01)，后两者心理健康差异则不显著(d=-5.07，p<0.01)。当创伤经历高于一个标准差时，分组人数不足30，进行非参数检验，发现不同留守经历大学生心理健康无显著差异(F=1.76，p>0.05)，该结果说明父母共同外出的留守经历对大学生心理健康产生显著的消极影响，但父母一人外出的经历却不一定会对学生心理健康产生不良影响。

图2 性别在EMSs1中介效应中调节作用

图3 性别在EMSs2中介效应中调节作用

图4留守经历在EMSs中介效应中的调节作用

四 讨 论

相关分析结果说明，童年创伤经历与早期适应不良图式EMSs1、EMSs2心理健康之间相关显著，而包含了自我牺牲、苛刻标准、自负优越的第三类图式(EMSs3)与童年创伤经历关系不显著，该结果总体上符合研究假设，且与崔丽霞等人研究总体一致[11]。可能在东方文化中，自我牺牲较多与奉献精神相联系并不算消极的图式，而严格标准在东方是一种积极的为人处世之道，自负优越则更多与过多关注和吹捧相关，与童年创伤则关系不大。

通过中介效应分析，早期适应不良图式在童年创伤经历和心理健康之间起部分中介作用。且EMSs2在童年创伤与健康关系上的中介效应较大，通过EMSs1的中介效应较小。个体从出生到成长，都可能经历或多或少的心理创伤，经历心理创伤的个体，会对创伤事件产生认知解读，而歪曲的认知解读可导致不良的图式形成，对心理健康产生消极影响。中介效应说明了，教育者若及时发现有创伤经历的孩子，并给与适当的图式调整，有助于避免创伤经历对心理健康产生不良影响。Young等人发现人格障碍以及存在人格问题的患者，对聚焦图式的心理治疗有非常好的反应[16]。罗小靖等人通过图式治疗干预也使大学生亲密恐惧得到缓解[17]，另一些研究表明图式疗法对抑郁症也有一定疗效[18]。在中介效应中，EMSs1包括遗弃/不稳定、失败的、依赖/无助、脆弱/易患病、纠结/未发展的自我和不能自控6种不良图式，这些图式与自立自强和能力发展相关；EMSs2包含了情感剥夺、不信任/受虐、社交孤立/疏离、缺陷/羞耻和情感隐蔽5种适应不良图式，这些图式与社交和情绪相关，EMSs2的中介效应大于EMSs1的中介效应，说明了经历童年创伤的个体通过社交与情绪修复个体心理健康的可能性更大，Robert L等发展出聚焦情绪图式的情绪图式疗法，认为该疗法对个体由情绪产生的压抑、缄默、逃避、指责和滥用药物等精神问题疗效良好[19]，Eva等人发现图式疗法也帮助治疗情绪压抑和恐惧的病人得到改善，说明图式疗法特别是聚焦情绪图式疗法，是帮助病人在社交中发展良好的情感内省和表达能力是修复个体童年创伤，改善精神问题的良好方式[20]。

研究引入人口学变量作为调节变量，发现控制了父母婚姻和寄养经历后，性别变量在创伤与EMSs1、EMSs2关系有显著调节作用。留守经历在童年创伤和心理健康关系中有显著调节作用。在较低童年创伤经历下，男女生适应图式差异远小于有较高创伤经历的图式差异，具体表现为女生不良适应图式显著高于男生。尽管众多研究证明男生的创伤经历大于女生，但一旦经历创伤，女生所受影响远比男生大，说明女生整体上细腻敏感的气质情绪特征对不良图式的重要影响，该结果也证实了Yong等人的图式假设，即不良图式与个体情绪气质相关[8]。留守经历也在中介关系中有显著调节效应，当创伤较低时，父母一人在家的孩子心理健康要比双亲都在家或者双亲远行要高些，当童年创伤较高时，独自留守在家的学生心理健康要高于父母至少一人在家，但由于被试较少，进行非参数差异检验，发现三组学生心理健康无显著差异，因此，后续研究可继续增加被试量，进行更深入分析。

五 结 论

早期适应不良图式EMSs1，EMSs2对童年创伤经历和心理健康关系起部分中介作用，中介效应各占总效应19.8%和35.3%%，控制了其他人口学变量之后，性别变量在创伤经历与EMSs1、EMSs2关系中有显著调节作用。留守经历在童年创伤和心理健康关系中有显著调节作用。说明大学生童年创伤经历与心理健康的关系受到适应不良图式的中介作用和性别、留守经历的调节作用。