認(rèn)知偏差與生存質(zhì)量:應(yīng)對(duì)方式的中介作用和宗教的調(diào)節(jié)作用*

劉思妍 趙久波△ 張小遠(yuǎn) 梁 挺

生存質(zhì)量是對(duì)大學(xué)生從軀體、心理、社會(huì)等多方面的良好適應(yīng)狀態(tài)的一個(gè)多維度綜合測(cè)量，既包括客觀健康狀態(tài)，又涉及主觀感受，能全面、客觀地反映大學(xué)生的健康和生存狀況。世界衛(wèi)生組織已將與健康有關(guān)的QOL 列為新一代健康指標(biāo)，它能夠綜合評(píng)價(jià)大學(xué)生的生理、心理和社會(huì)功能狀態(tài)［1］。目前，大學(xué)生對(duì)環(huán)境的適應(yīng)相對(duì)較差，生存質(zhì)量受到嚴(yán)重影響［2-3］，大學(xué)生的總生存質(zhì)量較一般正常人略低［4］。國(guó)內(nèi)學(xué)者大多從客觀因素的角度探討大學(xué)生生存質(zhì)量的變化，他們認(rèn)為專業(yè)、家庭結(jié)構(gòu)(是否獨(dú)生子女)、家庭月收入、吸煙、飲酒、患病、負(fù)性生活事件等是生存質(zhì)量的影響因素［5-6］。然而大學(xué)生受過(guò)高等教育，屬于高素質(zhì)人才，有較高的精神追求，他們的認(rèn)知模式、解決問(wèn)題的方式以及精神信仰與客觀因素相比，對(duì)其生存質(zhì)量的影響更為重要。認(rèn)知因素與個(gè)體的心理、行為問(wèn)題［7］具有相關(guān)關(guān)系，影響著生存質(zhì)量的心理維度。精神信仰在大學(xué)生的社會(huì)生活中不可或缺，白東艷研究顯示，政治素養(yǎng)越高的大學(xué)生，生存質(zhì)量中生理領(lǐng)域、心理領(lǐng)域、社會(huì)領(lǐng)域的水平也較高［8］。宗教信仰同樣影響著生存質(zhì)量，且在我國(guó)社會(huì)環(huán)境中逐漸突出，我國(guó)信仰宗教的大學(xué)生人數(shù)相對(duì)較少，關(guān)于他們的生存質(zhì)量研究較為缺乏。

國(guó)內(nèi)外對(duì)大學(xué)生生存質(zhì)量的研究不足，且多從客觀因素的角度解釋生存質(zhì)量變化的原因，較少?gòu)闹饔^因素探討生存質(zhì)量的變化。以往研究雖表明減少消極應(yīng)對(duì)方式是提高大學(xué)生生存質(zhì)量的途徑［9］，但應(yīng)對(duì)方式在認(rèn)知因素與生存質(zhì)量中產(chǎn)生多大程度的中介作用，尚無(wú)實(shí)證研究。并且，探究宗教在大學(xué)生生存質(zhì)量中如何起調(diào)節(jié)作用，大學(xué)生是否有宗教信仰在認(rèn)知偏差對(duì)生存質(zhì)量的影響作用有何不同也具有現(xiàn)實(shí)意義。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 采用整群抽樣的方法抽取廣東某大學(xué)1300名學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，有效樣本為1177人(90.54%)。其中，男生542人，年齡(19.68±0.97)歲，女生626人，年齡(19.28±0.91)歲;漢族1115人，少數(shù)民族41人;單親家庭67人，非單親家庭1101人;獨(dú)生子女374人，非獨(dú)生801人;420人來(lái)自農(nóng)村，385人來(lái)自城鎮(zhèn)，370人來(lái)自城市;有宗教信仰的大學(xué)生68人。

1.2 方法

1.2.1 生存質(zhì)量測(cè)定量表簡(jiǎn)表(QOL-BREF)QOL-BREF 是世界衛(wèi)生組織根據(jù)生活質(zhì)量的概念研制的用于測(cè)定生活質(zhì)量的量表，它是在WHOQOL-100 量表基礎(chǔ)上研制的簡(jiǎn)化量表，它包含了26 條問(wèn)題條目，1～5 分5 級(jí)評(píng)分，概括了生理、心理、社會(huì)關(guān)系、環(huán)境4個(gè)領(lǐng)域的內(nèi)容。該量表是在近15個(gè)不同文化背景下經(jīng)數(shù)年的通力協(xié)作研制而成的，并已在23個(gè)地區(qū)中心對(duì)簡(jiǎn)表進(jìn)行信度、效度等計(jì)量心理指標(biāo)考核，發(fā)現(xiàn)簡(jiǎn)表具有較好的內(nèi)部一致性、良好的區(qū)分效度和結(jié)構(gòu)效度。簡(jiǎn)表各個(gè)領(lǐng)域的得分與WHOQOL-100 量表相應(yīng)領(lǐng)域的得分具有較高的相關(guān)性，Pearson 相關(guān)系數(shù)最低為0.89，最高等于0.95。

1.2.2 功能失調(diào)性態(tài)度問(wèn)卷(DAS-A)DAS-A 由Weissman和Beck 編制，用于評(píng)估個(gè)體潛在、深層的認(rèn)知障礙。該問(wèn)卷最初由100個(gè)條目組成(DAS-T)，編制者考慮到條目過(guò)多不易施測(cè)，為了平衡簡(jiǎn)潔性和可靠性，刪減成兩個(gè)平行的40個(gè)條目的問(wèn)卷(DAS-A和DAS-B)。其中DAS-A 應(yīng)用更為廣泛，是測(cè)量抑郁認(rèn)知易感性的常用測(cè)量工具。該問(wèn)卷從完全反對(duì)到完全同意采用1～7 分7 級(jí)評(píng)分。40 條項(xiàng)目中有10 條項(xiàng)目為反向記分項(xiàng)目。DAS 可歸納為8個(gè)因子結(jié)構(gòu)，分別為脆弱性、吸引和排斥、完美化、強(qiáng)制性、尋求贊許、依賴性、自主性態(tài)度、認(rèn)知哲學(xué)。分值越高，表明被測(cè)試者歪曲認(rèn)知越多。

1.2.3 特質(zhì)應(yīng)對(duì)方式問(wèn)卷(TCSQ)由姜乾金編制，包括兩個(gè)因子，即消極應(yīng)對(duì)(NC)和積極應(yīng)對(duì)(PC)，用于反映被試者面對(duì)困難挫折時(shí)的積極與消極的態(tài)度和行為特征。TCSQ 分為消極應(yīng)對(duì)和積極應(yīng)對(duì)2個(gè)分量表，各包含10個(gè)條目，共20條目，答案分1～5 級(jí)計(jì)分。

1.3 統(tǒng)計(jì)處理 由心理學(xué)專業(yè)人員進(jìn)行團(tuán)體測(cè)試，測(cè)試前用統(tǒng)一指導(dǎo)語(yǔ)詳細(xì)說(shuō)明測(cè)試目的和方法以及保密原則，答卷現(xiàn)場(chǎng)收回。用SPSS 13.0 建立數(shù)據(jù)庫(kù)，并通過(guò)獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)分析信仰宗教群體與非信仰宗教群體在認(rèn)知偏差、應(yīng)對(duì)方式以及生存質(zhì)量上的差異顯著性，采用皮爾遜相關(guān)分析認(rèn)知偏差、應(yīng)對(duì)方式、生存質(zhì)量間的關(guān)系，通過(guò)AMOS 18.0 對(duì)應(yīng)對(duì)方式、認(rèn)知偏差、生存質(zhì)量構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，采用多群組分析宗教的調(diào)節(jié)作用。統(tǒng)計(jì)量以P=0.05 作為顯著性的判斷標(biāo)準(zhǔn)。

2 結(jié)果

2.1 認(rèn)知偏差、應(yīng)對(duì)方式、生存質(zhì)量的相關(guān)分析 見(jiàn)表1。認(rèn)知總分及其各維度與生存質(zhì)量及其各維度呈顯著負(fù)相關(guān)。其中認(rèn)知哲學(xué)與心理領(lǐng)域的生活質(zhì)量最相關(guān)(r=-0.42)，吸引和排斥與生理領(lǐng)域、社會(huì)領(lǐng)域、環(huán)境領(lǐng)域的生活質(zhì)量最相關(guān)(r=-0.39，-0.37，-0.31)，強(qiáng)制性與生理領(lǐng)域、心理領(lǐng)域、社會(huì)領(lǐng)域、環(huán)境領(lǐng)域的相關(guān)程度最低(r=-0.25，-0.24，-0.19，-0.15)。認(rèn)知總分及其各維度與消極應(yīng)對(duì)呈顯著的正相關(guān)，而與積極應(yīng)對(duì)呈顯著的負(fù)相關(guān)。生存質(zhì)量及其各維度與消極應(yīng)對(duì)呈顯著的負(fù)相關(guān)，而與積極應(yīng)對(duì)呈顯著的正相關(guān)，積極/消極應(yīng)對(duì)都與心理領(lǐng)域的生活質(zhì)量最相關(guān)(r=0.51，-0.51)。

表1 認(rèn)知偏差、應(yīng)對(duì)方式與生活質(zhì)量的相關(guān)(r，n=1177)

2.2 應(yīng)對(duì)方式對(duì)認(rèn)知偏差與生存質(zhì)量的中介作用 以認(rèn)知偏差為自變量、生存質(zhì)量為因變量構(gòu)建模型，見(jiàn)表2。Model 1顯著(r=-0.67，P＜0.001)，符合模型適配標(biāo)準(zhǔn)，表示假設(shè)理論模型與觀察數(shù)據(jù)的整體適配度佳。因此，進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。通過(guò)對(duì)Model 2 進(jìn)行整體檢驗(yàn)、修正，結(jié)果表明，該模型能夠很好地?cái)M合數(shù)據(jù)，擬合度較好。圖1 顯示了各路徑的分析結(jié)果，認(rèn)知偏差對(duì)生存質(zhì)量的直接作用路徑系數(shù)由原來(lái)的-0.67 變?yōu)榱?.07，且具有顯著性;認(rèn)知偏差到應(yīng)對(duì)方式的路徑系數(shù)為r=-0.83，應(yīng)對(duì)方式到生存質(zhì)量的路徑系數(shù)r=0.90。積極應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)作為中介變量在認(rèn)知總分預(yù)測(cè)生理領(lǐng)域中的解釋率分別為0.29、0.35;在預(yù)測(cè)心理領(lǐng)域時(shí)的解釋率為0.32、0.37;在預(yù)測(cè)社會(huì)領(lǐng)域時(shí)的解釋率為0.26、0.32;在預(yù)測(cè)環(huán)境領(lǐng)域時(shí)的解釋率為0.24、0.36。

圖1 應(yīng)對(duì)方式對(duì)認(rèn)知偏差與生活質(zhì)量的中介模型

2.3 宗教的調(diào)節(jié)作用 以認(rèn)知偏差為自變量，生存質(zhì)量為因變量，應(yīng)對(duì)方式為中介變量，宗教信仰為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行多群組分析。表2 結(jié)果所示，Model 5與Model 6(P=0.18)、Model 7(P=0.27)相比，模型并無(wú)顯著差異。通過(guò)多群組分析，Model 8與Model 9 相比差異顯著(CMIN=4.09，P＜0.05)，與Model 10、Model 11 比較，模型間無(wú)顯著差異(NFI＜0.05，IFI＜0.05，RFI＜0.05，TLI＜0.05)，說(shuō)明宗教在認(rèn)知偏差與生存質(zhì)量之間起到了調(diào)節(jié)作用，有明確宗教信仰的大學(xué)生的認(rèn)知偏差與生存質(zhì)量之間的路徑系數(shù)(r=-0.60)要顯著高于無(wú)宗教信仰的大學(xué)生(r=0.14)，而兩組學(xué)生在認(rèn)知偏差與應(yīng)對(duì)方式、應(yīng)對(duì)方式與生存質(zhì)量的路徑系數(shù)間無(wú)顯著差別。

表2 中介模型的擬合指數(shù)

3 討論

本研究結(jié)果可見(jiàn)，認(rèn)知偏差與生存質(zhì)量呈顯著負(fù)相關(guān)，即歪曲認(rèn)知越多，生存質(zhì)量越差，并且個(gè)體越偏向以消極應(yīng)對(duì)的方式解決問(wèn)題。個(gè)體如何理解現(xiàn)實(shí)中的經(jīng)驗(yàn)，以及個(gè)體如何將當(dāng)前事情與過(guò)去的記憶相聯(lián)系，都與個(gè)體的反應(yīng)、應(yīng)對(duì)息息相關(guān)。這與貝克理論一致，貝克強(qiáng)調(diào)認(rèn)知過(guò)程是心理行為的決定因素，不合理的信念會(huì)引起不良的情緒反應(yīng)，并產(chǎn)生適應(yīng)不良行為;通過(guò)疏導(dǎo)教育可改變患者不合理的信念，達(dá)到改變情緒、行為和提高生存質(zhì)量的目的。認(rèn)知偏差中吸引和排斥的維度體現(xiàn)了個(gè)體在人際關(guān)系層面的認(rèn)知(例如受到他人冷遇，注定會(huì)不幸)，所以此維度與社會(huì)環(huán)境領(lǐng)域的生存質(zhì)量相關(guān)很高。認(rèn)知哲學(xué)維度強(qiáng)調(diào)的是個(gè)體對(duì)自我的評(píng)價(jià)、看法和態(tài)度(例如快樂(lè)更多的是我對(duì)自己的態(tài)度，而不是他人對(duì)我的感覺(jué))，這些態(tài)度影響著個(gè)體的行為方式，影響個(gè)體對(duì)自我、對(duì)社會(huì)、對(duì)周?chē)h(huán)境的滿意程度，因此與心理領(lǐng)域生存質(zhì)量高度相關(guān)。潛在的假設(shè)或圖式是人們?cè)u(píng)價(jià)生活事件、賦予經(jīng)驗(yàn)事實(shí)以特殊意義，以及主宰人們處理事情方式的基礎(chǔ)，是支配人們行為的規(guī)則。正如貝克認(rèn)知理論所述，功能失調(diào)性態(tài)度［10］，即用否定、歪曲的態(tài)度去看待自身、外部環(huán)境和未來(lái)［11］，異常的認(rèn)知產(chǎn)生了異常的情緒及行為，最終影響個(gè)體的生活狀況、生存質(zhì)量。積極的認(rèn)知風(fēng)格可以消除焦慮和抑郁的發(fā)生［12-13］，提高生存質(zhì)量水平。

應(yīng)對(duì)方式在認(rèn)知偏差與生存質(zhì)量關(guān)系中發(fā)揮著中介作用。應(yīng)對(duì)方式可以體現(xiàn)個(gè)體的素質(zhì)，以及個(gè)體的認(rèn)知評(píng)價(jià)體系，反映個(gè)體的心理發(fā)展成熟的程度。認(rèn)知偏差影響決策過(guò)程，導(dǎo)致不同的應(yīng)對(duì)和行為選擇［14］。認(rèn)知偏差的人群若選用消極應(yīng)對(duì)的方式解決問(wèn)題，生存質(zhì)量較弱。應(yīng)對(duì)方式?jīng)Q定了在面對(duì)困難時(shí)是積極應(yīng)對(duì)還是以回避、退縮的消極方式應(yīng)對(duì)問(wèn)題，不同的應(yīng)對(duì)方式積極或者消極的影響著生存質(zhì)量［15］。主動(dòng)性越強(qiáng)、越自信的大學(xué)生，越會(huì)選擇積極的應(yīng)對(duì)方式面對(duì)問(wèn)題。越積極面對(duì)問(wèn)題、處理問(wèn)題的大學(xué)生，能更好的主導(dǎo)生活，最終提升他們的生存質(zhì)量。應(yīng)對(duì)方式是有針對(duì)性的干預(yù)措施，以減少個(gè)體生存質(zhì)量的惡化［16］。

在認(rèn)知偏差對(duì)于生存質(zhì)量的影響中，宗教信仰起著調(diào)節(jié)作用。有明確宗教信仰的大學(xué)生認(rèn)知偏差程度較弱，更多的是采用積極的人生觀認(rèn)識(shí)負(fù)性事件和應(yīng)激事件，并非通過(guò)選用積極的應(yīng)對(duì)方式改善其生存質(zhì)量。可見(jiàn)宗教信仰是通過(guò)調(diào)節(jié)個(gè)體的認(rèn)知模式提高生存質(zhì)量，這更偏向于前人提出的宗教心理因素模式假說(shuō)［17］。此外，宗教對(duì)人際交往和生活方式所做出的規(guī)范減少了人們認(rèn)知中不斷選擇所帶來(lái)的痛苦，從而降低了焦慮［18］，并且宗教信仰者可能存在降低消極事件應(yīng)激性的評(píng)價(jià)策略(如相信生活由某種超能力量控制，認(rèn)為生活事件是精神成長(zhǎng)的機(jī)遇等)，使其體驗(yàn)到更少的威脅性和應(yīng)激性，從而減少負(fù)面的情緒［19］，提高生存質(zhì)量。信仰宗教的人常常因?qū)ι钪蟹N種事件的不滿或憂愁而信仰命運(yùn)，他們?cè)庥隽烁嗌睢⑸鐣?huì)發(fā)展的不滿意［20］，當(dāng)應(yīng)激和不可控的事件交由上帝掌控，個(gè)體便減少了壓力。這一調(diào)節(jié)作用使得有宗教信仰的群體的生存質(zhì)量本應(yīng)較無(wú)宗教信仰的群體低，然而在改善其認(rèn)知因素后，生存質(zhì)量的生理領(lǐng)域、社會(huì)領(lǐng)域、環(huán)境領(lǐng)域與無(wú)宗教信仰群體無(wú)顯著差異，在心理領(lǐng)域顯著高于無(wú)宗教信仰的群體。同時(shí)，信仰宗教的個(gè)體在宗教與教友中獲得了精神寄托和依靠，個(gè)體社會(huì)支持程度提高，進(jìn)一步提高生活質(zhì)量。這在一定程度上說(shuō)明信仰宗教對(duì)承受能力低、應(yīng)對(duì)能力低個(gè)體的生存質(zhì)量水平有積極的作用。

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