青少年抑郁情緒的發(fā)展軌跡：界定亞群組及其影響因素*

侯金芹 陳祉妍

(1中國教育科學(xué)研究院, 北京 100088) (2中國科學(xué)院心理研究所, 北京 100101)

1 前言

抑郁癥(depression)的發(fā)病率在進(jìn)入青春期后陡增, 兒童期抑郁癥發(fā)病率約為0.4%～2.5%, 青春期增至8.3% (Anderson & McGee, 1994; Birmaher et al.,1996; Fleming & Offord, 1990)。同時(shí), 未達(dá)到抑郁癥診斷標(biāo)準(zhǔn)的抑郁情緒(depressive symptom)在青春期也大幅增長。已有研究發(fā)現(xiàn), 抑郁癥在成年女性中的發(fā)病率是男性的兩倍(Weissman & Klerman, 1977;Weissman, Leaf, Holzer, Myers, & Tischler, 1984),而這種性別差異源于青春早期(Hankin et al.,1998)。西方的研究發(fā)現(xiàn), 女生的抑郁情緒在整個(gè)青春期是動(dòng)態(tài)變化的, 呈現(xiàn)倒U型發(fā)展曲線。13歲左右抑郁情緒開始上升, 13～15歲迅速增加, 之后進(jìn)入平臺(tái)期, 18～20歲開始呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)(Adkins, Wang,Dupre, van den Oord, & Elder, 2009; Ge, Natsuaki, &Conger, 2006)。而男生的抑郁情緒顯著低于女生,在整個(gè)青春期呈現(xiàn)平穩(wěn)或者緩慢下降的趨勢(shì)(Ge et al.,2003; Ge, Lorenz, Conger, Elder, & Simons, 1994;Hankin et al., 1998)。然而, 這一研究結(jié)果能否推論至中國青少年有待驗(yàn)證, 因?yàn)閲鴥?nèi)的研究發(fā)現(xiàn)青春期男生的抑郁情緒和女生一樣高(Li, McGue, & Gottesman,2012), 甚至還高于女生(Sun, Tao, Hao, & Wan, 2010)。以往的研究只是局限于抑郁情緒均值的比較, 未能考慮到動(dòng)態(tài)的發(fā)展變化。鑒于此, 本研究將從動(dòng)態(tài)發(fā)展角度考察中國青少年抑郁情緒的發(fā)展軌跡及性別差異, 并探究相應(yīng)的影響因素。

1.1 青少年抑郁情緒發(fā)展軌跡的個(gè)體差異

整體來看, 西方的研究發(fā)現(xiàn)青春期女生的抑郁情緒遵循倒U型的發(fā)展曲線, 男生的抑郁情緒穩(wěn)中有降。然而, 抑郁情緒的發(fā)生和發(fā)展存在著異質(zhì)性和個(gè)體差異性, 并不是所有的個(gè)體都遵循同樣的發(fā)展軌跡。未分性別的潛類別分析發(fā)現(xiàn)青少年的抑郁情緒大致分為3～4個(gè)亞群組, 其中, 恒高組和恒低組具有跨研究的一致性, 部分研究發(fā)現(xiàn)了居中?升高組, 還有研究發(fā)現(xiàn)了降低組(Brendgen, Lamarche,Wanner, & Vitaro, 2010; Repetto, Caldwell, & Zimmerman,2004; Rodriguez, Moss, & Audrain-McGovern, 2005;Stoolmiller, Kim, & Capaldi, 2005; Wiesner & Kim,2006)。Wiesner和Kim (2006)分性別的追蹤研究發(fā)現(xiàn), 女生抑郁情緒的發(fā)展軌跡分為3個(gè)亞群組, 分別為恒高組、居中組和恒低組, 而男生分為恒高組、居中組、恒低組和無抑郁組4組。Stoolmiller等人(2005)僅對(duì)15～24歲男生的追蹤研究發(fā)現(xiàn), 男生抑郁情緒的發(fā)展軌跡分為4個(gè)亞群組, 分別為恒高組、高?降組、居中?降低組和極低組。由于樣本和測(cè)量工具的不同, 現(xiàn)有的研究對(duì)青少年抑郁情緒發(fā)展軌跡亞群組的分類并不完全一致。但總體來說,西方的研究發(fā)現(xiàn)80%青少年的抑郁情緒在青春期維持在中等偏低的水平, 有10%左右青少年的抑郁水平較高, 還有10%左右青少年的抑郁情緒在青春期迅速增加。相對(duì)于女生來說, 男生中處于下降組的人數(shù)比較多, 有部分個(gè)體的抑郁情緒極低, 甚至沒有抑郁情緒(Dekker et al., 2007)。

界定抑郁情緒發(fā)展軌跡的亞群組, 區(qū)分出高低風(fēng)險(xiǎn)組有助于了解不同群組的特點(diǎn), 為進(jìn)一步探究影響抑郁情緒的風(fēng)險(xiǎn)因素提供了可能。

1.2 青少年抑郁情緒發(fā)展軌跡的影響因素

針對(duì)青春期抑郁情緒波動(dòng)的現(xiàn)象, 研究者提出了多種假說(Ge & Natsuaki, 2009)：

激素影響假說(the hormonal influence hypothesis)認(rèn)為, 進(jìn)入青春期后, 體內(nèi)激素水平發(fā)生變化, 如腎上腺素激增和性腺功能初現(xiàn), 激素水平的變化與抑郁以及對(duì)壓力的應(yīng)激反應(yīng)有關(guān)(Angold, Costello,Erkanli, & Worthman, 1999)。多數(shù)研究均發(fā)現(xiàn), 對(duì)女生來說, 生理發(fā)育過早(早熟)是抑郁情緒爆發(fā)的重要風(fēng)險(xiǎn)因素(Ge, Brody, Conger, & Simons, 2006),早熟女生的抑郁情緒顯著高于正常發(fā)育和晚熟的女生, 但這種負(fù)面影響隨時(shí)間的推移而降低(Natsuaki,Biehl, & Ge, 2009)。然而, 生理發(fā)育對(duì)男生抑郁情緒的影響結(jié)果并不一致。有些研究發(fā)現(xiàn), 早熟的男生在社交活動(dòng)中更具有優(yōu)勢(shì), 在同伴群體中更受歡迎(Ge et al., 2003), 但也有一些研究發(fā)現(xiàn)早熟男生也會(huì)遭受負(fù)面情緒的困擾(Ge, Conger, & Elder, 2001b)。

環(huán)境放大假說(the contextual amplification hypothesis)聚焦于青春期生理發(fā)展與環(huán)境的交互作用。一方面, 負(fù)性生活事件(如, 結(jié)交不良同伴、人際關(guān)系變動(dòng)等)增多(Ge, Brody, Conger, Simons, &Murry, 2002); 另一方面, 青少年的神經(jīng)認(rèn)知系統(tǒng)和情緒調(diào)控能力的發(fā)展滯后于生理發(fā)育, 不能很好地應(yīng)對(duì)突如其來的轉(zhuǎn)變(Nelson, Leibenluft, McClure,& Pine, 2005), 多方面的因素綜合作用放大了青春期生理發(fā)育帶來的負(fù)面影響。例如, Ge, Lorenz, Conger,Elder, 和Simons (1994)以及Ge, Conger和Elder (2001a)的研究發(fā)現(xiàn)女生對(duì)負(fù)性生活事件更易感, 負(fù)性生活事件的變化與抑郁情緒的變化正相關(guān); 對(duì)男生來說,生活事件的變化與抑郁的變化無關(guān), 但生活事件的數(shù)量與抑郁情緒正相關(guān)。在負(fù)性生活事件中, 和抑郁情緒相關(guān)尤甚的是人際關(guān)系(如, 同伴和親子關(guān)系)的變動(dòng)(Ge et al., 2006; Hankin, Mermelstein, & Roesch,2007; Natsuaki et al., 2009)。

突出強(qiáng)調(diào)假說(the accentuation hypothesis)從發(fā)展角度入手, 認(rèn)為青春期的過渡伴隨著新奇、含糊和不確定性, 會(huì)將兒童期未能解決的情緒和行為問題凸顯出來(Caspi & Moffitt, 1991)。同時(shí), 遺傳因素對(duì)抑郁情緒的影響也在青春期升高(Rice, Harold,& Thapar, 2002)。

綜上所述, 遺傳、生理發(fā)育和社會(huì)角色轉(zhuǎn)變多方面的因素導(dǎo)致了個(gè)體的抑郁情緒在青春期的變化。然而, 目前尚未有研究探討中國青少年抑郁情緒在青春期的發(fā)展變化。

1.3 中國青少年抑郁情緒的特點(diǎn)

已有研究顯示, 我國青少年的抑郁情緒特點(diǎn)與西方有所不同。首先, 抑郁癥的發(fā)病率低于西方國家。流行病學(xué)的研究發(fā)現(xiàn), 抑郁癥的發(fā)病率因國家和種族的不同而不同(Plant & Sachs-Ericsson, 2004)。行為遺傳學(xué)的研究也發(fā)現(xiàn)中國青少年抑郁情緒的遺傳率與西方略有差異(侯金芹, 陳祉妍, 李新影,楊小冬, 張建新, 2012)。其次, 性別差異的研究結(jié)果不一致。西方研究發(fā)現(xiàn)女生的抑郁情緒顯著高于男生(Hankin et al., 1998), 而國內(nèi)的研究發(fā)現(xiàn)青春期男生的抑郁情緒和女生一樣高(Li et al., 2012),甚至有研究顯示男生的抑郁情緒高于女生(Sun et al.,2010)。再次, 抑郁情緒的影響因素具有文化特異性。例如, 負(fù)性生活事件中的人際關(guān)系壓力和學(xué)業(yè)壓力對(duì)中國青少年抑郁情緒的解釋力高于美國青少年(Chen, Rubin, & Li, 1995; Greenberger, Chen,Tally, & Dong, 2000)。

基于已發(fā)現(xiàn)的中國青少年抑郁情緒的獨(dú)特性,本研究意在從動(dòng)態(tài)發(fā)展的角度探討中國青少年抑郁情緒的發(fā)展軌跡, 區(qū)分青少年抑郁情緒發(fā)展的亞群組, 并探討青春期生理發(fā)育、人際關(guān)系和學(xué)業(yè)壓力對(duì)抑郁情緒發(fā)展變化的影響。首先, 鑒于已有的研究發(fā)現(xiàn), 我們預(yù)測(cè)中國青少年的抑郁發(fā)展軌跡會(huì)呈現(xiàn)出不同于西方的發(fā)展模式; 其次, 探討中國青少年抑郁情緒發(fā)展軌跡的亞類型。根據(jù)已有的研究結(jié)果, 我們假設(shè)中國青少年抑郁情緒的發(fā)展軌跡也有恒高組、恒低組和居中升高組, 但鮮有降低組。再次, 探討青春期生理發(fā)育、人際關(guān)系和學(xué)業(yè)壓力對(duì)抑郁情緒發(fā)展變化的影響。

2 研究方法

2.1 實(shí)測(cè)程序與研究對(duì)象

本研究數(shù)據(jù)來于全國青少年心理健康狀況調(diào)查項(xiàng)目, 此項(xiàng)研究啟動(dòng)于2008～2009年。第一輪(T1)調(diào)查采用多階段分層整群隨機(jī)抽樣的方法, 從東部、中部、西部和東北部四大區(qū)域選取了9個(gè)城市,其中, 每個(gè)區(qū)域選取2個(gè)代表城市, 一個(gè)為省會(huì)城市,一個(gè)為非省會(huì)城市。由于東部區(qū)域人口比例更大,因此在東部增加了一個(gè)城市, 分別為北京市、杭州市、烏魯木齊市、焦作市、本溪市、沈陽市、泉州市、慶陽市和武漢市, 有效保證了調(diào)查樣本的全國代表性。每個(gè)城市按照重點(diǎn)和非重點(diǎn)分層抽取中小學(xué),每所學(xué)校分層抽取自然班, 調(diào)查以班級(jí)為單位進(jìn)行。

1年之后, 追蹤調(diào)查啟動(dòng), 由于跨地域追蹤的難度和資源有限, 北京市和慶陽市未參加追蹤調(diào)研。因此, 設(shè)計(jì)的追蹤樣本的主體為余下7個(gè)城市的非畢業(yè)班同學(xué)(小學(xué)四、五年級(jí), 初一、初二以及高一、高二), 第二輪(T2)的追蹤率為75.23%。其中,五年級(jí)、初二和高二中一二輪均參加的青少年的抑郁情緒顯著低于一輪參加二輪流失的青少年(五年級(jí)：

t

(956)=3.10,

p

< 0.05, 初二：

t

(997)=3.20,

p

<0.05, 高二：

t

(1274)=2.29,

p

< 0.05), 其他年級(jí)無顯著差異。2011年, 對(duì)第二輪中的非畢業(yè)班同學(xué)(即,一輪中的小學(xué)四年級(jí)、初一和高一)啟動(dòng)第三輪(T3)追蹤調(diào)查, 追蹤率為61.41%。其中, 第三輪調(diào)查流失的樣本與未流失的樣本在第二輪調(diào)查的抑郁情緒上沒有顯著差異,

t

(1343)=1.23,

ns

。除了上述的以學(xué)校為單位的追蹤方式, 為了能盡可能地?cái)U(kuò)大追蹤樣本的規(guī)模, 本研究也采用了以家庭為單位的追蹤方式, 按此方法, 第二輪(T2)中追蹤到了427名畢業(yè)班的同學(xué), 其中追蹤到的畢業(yè)生和未追蹤到的畢業(yè)生在抑郁情緒上沒有顯著差異(六年級(jí)：

t

(926)=0.17,

ns

., 初三：

t

(880)=1.54,

ns.

;高三：

t

(1056)=0.13,

ns.

)。第三輪(T3)中追蹤到了563名畢業(yè)班的同學(xué), 主要包括第一輪中的五年級(jí)和初二年級(jí), 其中追蹤到的畢業(yè)班同學(xué)與未追蹤到的畢業(yè)生在抑郁情緒上沒有顯著差異(五年級(jí)：

t

(708)=1.12,

ns.

, 初二：

t

(606)=0.13,

ns.

)。

本研究采用的數(shù)據(jù)來源于參加了T1、T2和T3三輪調(diào)查的、出生年為1992～1998年的青少年。785名男生和859名女生參加了3輪的追蹤研究, 初始測(cè)量階段的平均年齡分別是12.99 ± 1.84和12.96 ±1.87歲。其中, 獨(dú)生子女有1113人, 占總?cè)藬?shù)的68%。

2.2 調(diào)查工具

抑郁情緒采用流調(diào)中心抑郁量表簡版測(cè)量。本研究采用抑郁具有“量的差異”的觀點(diǎn), 即輕度、中度和重度抑郁是線性相關(guān)的, 處于同一個(gè)連續(xù)體的不同點(diǎn), 可以用量表來測(cè)量(Flett, Vredenburg, &Krames, 1997)。近些年來, 越來越多的學(xué)者們傾向于認(rèn)為抑郁是連續(xù)的, 因此采用量表的方法來測(cè)量抑郁的研究也越來越多 (Brown & Barlow, 2005)。流調(diào)中心抑郁量表(The Center for Epidemiological Studies Depression Scale, CES-D)為Radloff于1977年編制, 在國際上被廣泛用于對(duì)普通人群進(jìn)行抑郁情緒的調(diào)查, 適用于青少年(Radloff, 1977; 陳祉妍,楊小冬, 李新影, 2009)。CES-D共20題, 要求被試使用0～3評(píng)定最近1周內(nèi)癥狀出現(xiàn)的頻度。CES-D有多種簡版, 本次調(diào)查使用了CES-D中的13題,包括情緒低落、積極情緒缺乏、絕望、人際交往困難、做事困難、睡眠困擾等癥狀, 本研究中3輪測(cè)量內(nèi)部一致性系數(shù)為0.84～0.88。

青春期生理發(fā)育采用青春期發(fā)育量表(Pubertal Development Scale, PDS; Petersen, Crockett, Richards, &Boxer, 1988)測(cè)量,該量表從1(還未開始)到4(已發(fā)育完成)采用4點(diǎn)計(jì)分, 測(cè)量了身高、皮膚和體毛等多方面的發(fā)育情況。同時(shí), 男生還回答了胡子的生長以及嗓音的變化情況; 女生回答了乳房的發(fā)育情況以及是否來月經(jīng)。本研究采用的是第一輪測(cè)量的結(jié)果, 男生的平均發(fā)育水平為2.0 ± 0.57, 內(nèi)部一致性系數(shù)為0.78; 女生的平均發(fā)育水平為2.25 ± 0.48,內(nèi)部一致性系數(shù)為0.73。

負(fù)性生活事件采用的是中學(xué)生活事件調(diào)查(Junior High Life Experiences Survey) (Swearingen & Cohen,1985)的修正版。中文版本的負(fù)性生活事件包括家庭、同伴和學(xué)校環(huán)境三大方面, 本研究主要從人際關(guān)系壓力和學(xué)業(yè)壓力兩個(gè)角度測(cè)量個(gè)體在過去一年中所經(jīng)歷的不良生活事件。3輪測(cè)量的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.67～0.68。其中, 人際關(guān)系壓力有8道題目, 分別從師生關(guān)系、同伴關(guān)系和父母關(guān)系角度測(cè)量個(gè)體在過去一年中所經(jīng)歷的人際關(guān)系壓力。將3次測(cè)量的數(shù)據(jù)加權(quán)平均作為學(xué)生遭遇的人際關(guān)系壓力指標(biāo)(男生：1.62 ± 1.63, 女生：1.69 ± 1.58)。學(xué)業(yè)壓力有3道題目, 分別為“重大考試失敗”, “學(xué)習(xí)負(fù)擔(dān)重”和“家長施加學(xué)習(xí)壓力”。將3次測(cè)量的數(shù)據(jù)加權(quán)平均作為學(xué)生學(xué)業(yè)壓力的指標(biāo)(男生：0.90 ±0.64, 女生：0.97 ± 0.68)。

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位由3個(gè)人口學(xué)變量(家庭收入、父親學(xué)歷和母親學(xué)歷)加權(quán)生成, 采用的是第一輪中父母報(bào)告的數(shù)據(jù)。其中家庭收入對(duì)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的載荷為0.48 (

p

< 0.01), 父親學(xué)歷對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)地位的載荷為0.86 (

p

< 0.01), 母親的為0.79(

p

< 0.01)。

2.3 數(shù)據(jù)處理

首先, 采用Mplus的群組序列設(shè)計(jì)(cohort sequential design; Nesselroade & Baltes, 1979)對(duì)青少年抑郁情緒的發(fā)展軌跡進(jìn)行分析。群組序列設(shè)計(jì)又稱為加速追蹤設(shè)計(jì)(an accelerated longitudinal design; Bell,1953)適用于對(duì)多個(gè)年齡段個(gè)體進(jìn)行追蹤的數(shù)據(jù),可以將年齡效應(yīng)和發(fā)展效應(yīng)同時(shí)納入模型對(duì)發(fā)展軌跡進(jìn)行擬合分析。該方法對(duì)發(fā)展曲線擬合的正確度已被證實(shí)非常接近對(duì)同一年齡組個(gè)體的追蹤研究(cohort study) (Duncan, Duncan, & Hops, 1996)。群組序列設(shè)計(jì)摒棄了傳統(tǒng)的以追蹤輪數(shù)為單位(wave as the unit of analysis)的分析方法, 而以年齡為分析單位(age as the unit of analysis), 這種分析方法有以下優(yōu)勢(shì)：(1)適用于年齡跨度大的追蹤樣本設(shè)計(jì), 可以充分考慮到被試年齡的變異(年齡分布信息見表1)。(2)可以有效整合年齡效應(yīng)和發(fā)展效應(yīng), 在有限的追蹤次數(shù)下模擬出更長年齡跨度的發(fā)展曲線。(3)可以控制和平衡同一輪數(shù)據(jù)收集時(shí)間的差異, 有效控制了同一輪追蹤研究中數(shù)據(jù)收集時(shí)間點(diǎn)的差異。

其次, 采用Mplus潛類別分析(latent class analysis)(Nylund, Asparouhov, & Muthén, 2007), 根據(jù)一組連續(xù)的觀測(cè)指標(biāo)信息來確定個(gè)體的亞群組。潛類別分析是在考慮到個(gè)體差異性的基礎(chǔ)上從動(dòng)態(tài)發(fā)展的角度來考察抑郁情緒隨時(shí)間的發(fā)展變化, 是一種基于“以人為中心”(person-centered)的分析方法, 意在確定出抑郁亞群組的不同發(fā)展路徑。

再次, 已有研究發(fā)現(xiàn)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位影響個(gè)體抑郁(Lorant et al., 2003), 本研究將家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位作為控制變量納入模型。同時(shí), 鑒于有研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女的抑郁情緒高于非獨(dú)生子女(樊敏杰,2015; Tseng et al., 1988), 也有研究發(fā)現(xiàn)相反的結(jié)論(Yang, Ollendick, Dong, Xia, & Lin, 1995), 甚至有研究未發(fā)現(xiàn)兩者之間的差異(Falbo & Polit, 1986;Falbo & Poston, 1993), 本研究也將獨(dú)生子女與否作為控制變量進(jìn)入模型。在此基礎(chǔ)上, 采用多元邏輯斯蒂回歸的方法考察青春期生理發(fā)育、人際關(guān)系和學(xué)業(yè)壓力對(duì)抑郁情緒發(fā)展軌跡亞群組的影響。

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

青少年的抑郁情緒呈現(xiàn)中等程度穩(wěn)定性, 男生的系數(shù)為0.33～0.52 (

p

< 0.01), 女生的系數(shù)為0.31～ 0.48(

p

< 0.01), 如表2所示。

3.2 群組序列設(shè)計(jì)結(jié)果

分別對(duì)男女生抑郁情緒的增長曲線進(jìn)行模型擬合, 指標(biāo)如表3所示, 模型擬合良好。男生的抑郁情緒呈現(xiàn)線性增長(見圖1), 15歲時(shí)抑郁情緒得分為9.90 (

p

< 0.001), 線性增長速率為5.93 (

p

<0.001)。女生抑郁情緒發(fā)展軌跡呈現(xiàn)出開口向下的倒U型曲線, 二次項(xiàng)增長速率為?3.45 (

p

< 0.05),線性增長速率為6.27 (

p

< 0.001) (見圖2), 模型擬合的結(jié)果顯示抑郁情緒的最高點(diǎn)大約出現(xiàn)在24歲,之后出現(xiàn)下降趨勢(shì)。

表1 各年齡段人數(shù)在各輪次上的分布

表2 三輪青少年抑郁情緒的平均值及相關(guān)

3.3 潛類別分析：確定亞群組

潛類別模型采用多個(gè)指標(biāo)協(xié)同來確定最佳擬合模型(Nylund et al., 2007; Nylund, Bellmore, Nishina, &Graham, 2007; 紀(jì)林芹, 陳亮, 徐夫真, 趙守盈, 張文新, 2011)。本研究采用如下標(biāo)準(zhǔn)選擇最佳模型：(1)貝葉斯信息標(biāo)準(zhǔn)(Bayesian Information Criterion, BIC),BIC值越小越好。(2) Lo-Mendell-Rubin似然比率檢驗(yàn)(LMR-LRT test),

p

值顯著說明支持

k

組分類而拒絕

k?

1組分類。(3)每個(gè)亞群組中的人數(shù)比例不低于1%。分別對(duì)男生和女生的無條件化潛類別模型進(jìn)行擬合, 如表4所示。對(duì)男生來說, 隨著組數(shù)的增加,BIC值降低, 但3組及以上時(shí)LMR-LRT值不顯著,說明兩組的分類與一組有顯著差異, 但3至5組的劃分與兩組沒有顯著差異。因此, 男生抑郁情緒的發(fā)展軌跡分為兩組, 其中, 85%男生的抑郁情緒逐漸升高, 為緩升組(截距

I

=6.18,

SE

=0.20,

p

< 0.001;斜率

S

=1.22,

SE

=0.17,

p

< 0.001), 15%男生的抑郁情緒一直維持在高水平, 為恒高組(截距

I

=17.94,

SE

=1.08,

p

< 0.001; 斜率

S

=0.21,

SE

=0.74,

ns

.)。恒高組抑郁情緒的初始水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于緩升組的初始水平(截距)。對(duì)于女生來說, 4組時(shí)的BIC值較小, 同時(shí)LMRLRT值顯著。即, 女生的抑郁情緒發(fā)展軌跡分為4組, 其中, 64%女生的抑郁情緒逐年緩升, 為緩升組(截距

I

=5.17,

SE

=0.35,

p

< 0.001; 斜率

S

=1.09,

SE

=0.21,

p <

0

.

001), 10%女生的抑郁情緒逐年陡升, 為陡升組(截距

I

=8.27,

SE

=0.82,

p

< 0.001; 斜率

S

=7.74,

SE

=0.93,

p <

0

.

001), 21%女生的抑郁情緒維持在中等水平不變, 為居中組(截距

I

=13.57,

SE

=1.23,

p

< 0.001; 斜率

S

=1.22,

SE

=0.76,

ns

.),還有5%女生的抑郁情緒居高緩降, 為高?降組(截距

I

=24.47,

SE

=1.15,

p

< 0.001; 斜率

S

=?2.20,

SE

=1.11,

p <

0

.

05) (見圖3)。

表3 模型擬合結(jié)果

圖1 男生抑郁情緒發(fā)展變化的原始數(shù)據(jù)結(jié)果(A)與模型擬合結(jié)果(B)

圖2 女生抑郁情緒發(fā)展變化的原始數(shù)據(jù)結(jié)果(A)與模型擬合結(jié)果(B)

表4 無條件化潛類別模型的擬合指數(shù)

圖3 男女生抑郁情緒發(fā)展軌跡的亞類型

表5 邏輯斯蒂回歸結(jié)果(男生)

3.4 邏輯斯蒂回歸：確定影響因素

采用二分類邏輯斯蒂回歸考察男生抑郁情緒發(fā)展軌跡亞群組的影響因素。分別將家庭經(jīng)濟(jì)地位、獨(dú)生子女與否、生理發(fā)育水平、學(xué)習(xí)壓力以及人際關(guān)系納入回歸模型, Hosmer和Lemeshow檢測(cè)顯示模型擬合良好(χ=11.05,

ns.

), 結(jié)果如表5所示。人際關(guān)系壓力每增加一個(gè)單位, 個(gè)體被歸入恒高組的概率是緩升組的1.31倍, 而其它變量對(duì)分組的預(yù)測(cè)效力不顯著。

采用多項(xiàng)式邏輯斯蒂回歸考察女生抑郁情緒發(fā)展軌跡亞群組的影響因素。分別將家庭經(jīng)濟(jì)地位、獨(dú)生子女與否、生理發(fā)育水平、學(xué)習(xí)壓力以及人際關(guān)系納入回歸模型。如表6所示, 學(xué)習(xí)壓力和人際關(guān)系對(duì)分組的預(yù)測(cè)作用顯著。

與緩升組相比, 人際關(guān)系壓力每增加一個(gè)單位,個(gè)體被歸入居中組的概率是緩升組的1.50倍(

p

<0.001), 被歸入高?降組的概率是緩升組的1.94倍(

p <

0

.

001)。學(xué)業(yè)壓力每增加一個(gè)單位, 個(gè)體被歸入陡升組的概率是緩升組的1.91倍(

p <

0

.

05)。

4 討論

4.1 中國青少年抑郁情緒發(fā)展軌跡的特點(diǎn)

本研究采用群組序列設(shè)計(jì)分性別考察中國青少年抑郁情緒的發(fā)展軌跡。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 10～19歲期間,男生的抑郁情緒線性增長, 雖然女生的抑郁情緒在此期間也呈現(xiàn)線性增長, 但模型擬合的結(jié)果顯示女生抑郁情緒的增長趨勢(shì)延伸至成年期, 之后有下降趨勢(shì), 呈現(xiàn)出倒U型的發(fā)展曲線。雖然抑郁情緒均值的性別差異在第一輪(T1)和第三輪(T3)均不顯著,但是動(dòng)態(tài)的發(fā)展軌跡說明男女生遵循著不同的發(fā)展路線, 其中在T1時(shí), 有15%男生的抑郁情緒維持在較高的水平, 高于女生5%的比例。此研究結(jié)果與已有的臨床研究發(fā)現(xiàn)抑郁情緒高的男生的比例在兒童期和青春早期比女生高的結(jié)論一致(Anderson,Williams, McGee, & Silva, 1987; Kashani, Cantwell,Shekim, & Reid, 1982), 然而與西方研究不一致的結(jié)果是隨著時(shí)間的推移, 多數(shù)男生的抑郁情緒隨時(shí)間增長。具體來說, 首先, 中國男生的抑郁情緒在青春期呈現(xiàn)線性增長的趨勢(shì), 而西方的研究發(fā)現(xiàn)男生的抑郁情緒在整個(gè)青春期保持穩(wěn)定(Hankin et al.,1998), 中西方男生抑郁情緒的發(fā)展趨勢(shì)不同。其次,女生抑郁情緒的總體發(fā)展趨勢(shì)與西方相同, 均呈現(xiàn)倒U型的發(fā)展曲線, 但中國女生倒U型曲線的年齡跨度卻大于西方女生。中國女生的抑郁情緒最高點(diǎn)出現(xiàn)在成年早期, 而西方女生抑郁情緒最高點(diǎn)出現(xiàn)在青春中期(Hankin et al., 1998)。

表6 邏輯斯蒂回歸結(jié)果(女生)

為了進(jìn)一步探究中國青少年抑郁情緒的發(fā)展特點(diǎn), 本研究采用潛類別分析方法分性別考察了男女生抑郁情緒發(fā)展的亞群組分類。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 男生抑郁情緒的發(fā)展軌跡分為兩個(gè)亞群組, 大部分男生的抑郁情緒在青春期緩慢升高, 小部分男生的抑郁情緒一直維持在較高水平。與西方的研究結(jié)果并不一致：首先, 不同于西方發(fā)現(xiàn)的3～4組亞群組分類(Stoolmiller et al., 2005; Wiesner & Kim, 2006), 中國男生抑郁情緒發(fā)展軌跡的異質(zhì)性較低, 僅有兩個(gè)亞群組; 其次, 不同于西方研究中發(fā)現(xiàn)了下降趨勢(shì)的亞群組, 中國男生抑郁情緒穩(wěn)中有升。女生抑郁情緒發(fā)生發(fā)展變化的亞群組分類與西方的研究結(jié)果相近。西方研究也發(fā)現(xiàn)女生抑郁情緒的發(fā)生軌跡有3～4個(gè)亞群組, 但不同研究中每個(gè)亞群組的特點(diǎn)和人數(shù)分布略有不同。例如, Brendgen, Wanner, Morin和Vitaro (2005)對(duì)414名青春早期(11～14歲)青少年(未區(qū)分性別)的追蹤研究發(fā)現(xiàn), 青少年的抑郁發(fā)展軌跡有恒低組(48%)、居中組(30%)、恒高組(9%)和陡升組(13%)。Wiesner和Kim (2006)對(duì)青春中期(15～17歲)女生的追蹤研究發(fā)現(xiàn), 26%女生的抑郁情緒高中有降, 52.6%女生的抑郁情緒處于中等水平,還有21.3%女生的抑郁情緒一直較低。Costello,Swendsen, Rose和Dierker (2008)對(duì)整個(gè)青春期(12～25歲)青少年的追蹤研究發(fā)現(xiàn)28%的青少年未遭受過抑郁情緒的困擾, 59%的青少年抑郁情緒水平較低, 10%青少年的抑郁水平較高, 還有3%的青少年抑郁情緒隨時(shí)間迅速升高。雖然由于被試的年齡、追蹤時(shí)間和測(cè)量工具等差異, 不同研究中抑郁情緒軌跡的亞類型特點(diǎn)和人數(shù)分布不完全一樣, 但總體來說, 已有研究均發(fā)現(xiàn)有近一成青少年的抑郁水平較高, 還有一成左右青少年的抑郁情緒在青春期迅速增加。與本研究中女生的研究結(jié)果相一致。

4.2 中國青少年抑郁情緒發(fā)展軌跡的影響因素

對(duì)影響中國青少年抑郁情緒發(fā)展軌跡的因素分析發(fā)現(xiàn), 男生抑郁情緒發(fā)展軌跡的異質(zhì)性較低,僅為兩組, 影響因素也更為集中。在生理發(fā)育、人際關(guān)系和學(xué)業(yè)壓力中僅有人際關(guān)系對(duì)男生抑郁情緒發(fā)生發(fā)展的預(yù)測(cè)作用顯著, 表現(xiàn)為人際關(guān)系壓力越大, 男生被歸入恒高組的可能性越大, 即人際關(guān)系壓力越大, 男生抑郁情緒的基線水平越高(截距)。

對(duì)女生來說, 抑郁情緒發(fā)生發(fā)展的異質(zhì)性較高,分為4個(gè)亞群組。其中, 人際關(guān)系對(duì)居中組和緩升組的預(yù)測(cè)作用顯著, 對(duì)高?降組和緩升組的預(yù)測(cè)作用也顯著, 表現(xiàn)為人際關(guān)系壓力越大, 女生被歸入居中組和高?降組的可能性越大, 并且被歸入高?降組的可能性高于居中組, 即人際關(guān)系壓力越大,女生抑郁情緒的基線水平越高(截距)。學(xué)業(yè)壓力對(duì)陡升組和緩升組的預(yù)測(cè)作用顯著, 表現(xiàn)為學(xué)業(yè)壓力越大, 女生被歸入陡升組的可能性越大, 即女生抑郁情緒的增長速率越大。

綜上所述, 男女生的研究結(jié)果均顯示人際關(guān)系壓力能顯著預(yù)測(cè)青少年抑郁情緒的基線水平(截距),表現(xiàn)為人際關(guān)系壓力越大, 青少年抑郁情緒的基線水平越高。這與已有的研究相一致, 學(xué)者對(duì)中西方的比較研究發(fā)現(xiàn)人際關(guān)系對(duì)中國青少年的影響遠(yuǎn)大于美國青少年(Chen et al., 1995; Greenberger et al.,2000)。這可能是因?yàn)橹袊羌w主義國家, 傾向于把自我看成是團(tuán)體的延伸, 強(qiáng)調(diào)團(tuán)體內(nèi)部的和諧相處。如若團(tuán)體內(nèi)部相處不良, 人際關(guān)系壓力會(huì)成為一個(gè)重要的應(yīng)激事件(黃任之, 2008)。一方面, 從生理的角度來看, 人際關(guān)系壓力與下丘腦?垂體?腎上腺軸(HPA軸)的功能失調(diào)有關(guān), 而HPA軸功能失調(diào)又是抑郁的生理基礎(chǔ)(Calhoun et al., 2014); 另一方面, 社會(huì)資本理論認(rèn)為, 青春期是個(gè)體集聚社會(huì)資本的重要時(shí)期, 如果青少年在各個(gè)生態(tài)環(huán)境中(如, 師生關(guān)系、同伴關(guān)系和親子關(guān)系)都適應(yīng)良好,各方面的社會(huì)支持就成為他們應(yīng)對(duì)情緒以及行為困擾的社會(huì)資本。反之, 如果適應(yīng)不良, 社會(huì)資本的缺乏就容易引發(fā)各種情緒和行為問題(Bourdieu, 1986;Smokowski et al., 2014)。

而女生抑郁情緒發(fā)展軌跡的4個(gè)亞群組中, 群組之間的差異不僅體現(xiàn)在基線水平(截距)上, 同時(shí)也體現(xiàn)在增長速度(斜率)上, 研究發(fā)現(xiàn)學(xué)業(yè)壓力是女生抑郁情緒發(fā)展變化的影響因素之一。壓力越大,女生抑郁情緒隨時(shí)間增長的速率越快。這可能是由于女生對(duì)壓力更易感(Hyde, Mezulis, & Abramson,2008), 感受到的學(xué)業(yè)壓力更高(陳旭, 2004; 袁瑛,2014), 因此女生抑郁發(fā)展軌跡的異質(zhì)性高于男生,與已有的研究結(jié)論相一致(Hankin et al., 1998)。

生理發(fā)育對(duì)男女生抑郁情緒發(fā)展軌跡的預(yù)測(cè)作用均不顯著, 這可能是因?yàn)楸狙芯恐星嗌倌暌堰M(jìn)入發(fā)育晚期所致。2011年的一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)國內(nèi)女生的發(fā)育高峰期為9～10歲(陳娜,2011), 而本研究中青少年首次測(cè)量的平均年齡為13歲左右, 已進(jìn)入發(fā)育晚期, 這與已有研究發(fā)現(xiàn)生理發(fā)育對(duì)抑郁情緒的不良影響隨著發(fā)育的完成而消逝(Natsuaki et al.,2009)的結(jié)論相一致。未來的研究應(yīng)在年齡更小的群體中探討生理發(fā)育對(duì)青少年抑郁情緒發(fā)展軌跡的影響。

4.3 本研究的優(yōu)勢(shì)和局限性

本研究從動(dòng)態(tài)發(fā)展的角度剖析了中國青少年抑郁情緒的發(fā)展軌跡, 并從個(gè)體差異性的角度考察了青少年抑郁情緒發(fā)展軌跡的亞群組分類, 并界定了影響因素, 這在國內(nèi)尚屬首次, 為相關(guān)的后續(xù)研究奠定了基礎(chǔ)。首先, 為解釋國內(nèi)青少年抑郁情緒性別差異研究結(jié)果的不一致性提供了新的解釋視角。已有的研究僅僅關(guān)注了抑郁情緒均值的比較,卻忽略了抑郁情緒在整個(gè)青春期是動(dòng)態(tài)發(fā)展變化的, 僅僅對(duì)一個(gè)橫斷面情況進(jìn)行性別的差異比較,結(jié)果會(huì)因?yàn)檫x取樣本年齡的不同而不同。其次, 本研究首次發(fā)現(xiàn)中國青少年抑郁情緒的發(fā)展軌跡呈現(xiàn)出與西方不完全相同的發(fā)展特點(diǎn), 具有特異性,為后續(xù)進(jìn)一步探索中西方的差異開辟了道路。

除此之外, 本研究也具有一定的局限性。首先,全國跨地域跨城市跨學(xué)校的追蹤難度很大, 在畢業(yè)班的同學(xué)中, 流失掉樣本的抑郁情緒顯著高于未流失的樣本, 因此, 本研究結(jié)論是否能推論至其他群體還有待驗(yàn)證。畢業(yè)班中流失的樣本有兩種可能,一為學(xué)生仍在校(包括轉(zhuǎn)學(xué)), 但未參與調(diào)研; 二為學(xué)生已離校。由于第一種情況也存在于非畢業(yè)班中,但流失的樣本和未流失的樣本在抑郁情緒方面不存在顯著差異, 因此, 我們推測(cè)畢業(yè)班同學(xué)中流失的樣本和未流失的樣本在抑郁情緒上的差異更可能是由于部分畢業(yè)班的同學(xué)不想繼續(xù)求學(xué)而提前離校所致。而這也與已有的研究相一致, 2013年《中國青少年心理健康報(bào)告》指出, 同年齡段的非在校青少年的抑郁情緒顯著高于在校青少年(中國青少年心理健康調(diào)查課題組, 2013)。由于本研究的取樣主要基于學(xué)校環(huán)境, 因此, 本研究所發(fā)現(xiàn)的在校青少年抑郁情緒的發(fā)展軌跡能否直接推論至非在校青少年群體中尚需進(jìn)一步的研究。未來的研究需要將非在校的青少年納入研究體系, 從動(dòng)態(tài)的發(fā)展角度來剖析非在校青少年在抑郁情緒發(fā)生發(fā)展方面的特點(diǎn), 進(jìn)一步完善中國青少年抑郁情緒發(fā)生發(fā)展的亞群組分類。

其次, 各個(gè)亞群組的抑郁情緒發(fā)展趨勢(shì)在青春早期已出現(xiàn)差異, 這種差異起源于什么年齡段？早期造成這種差異的影響因素是什么？由于本研究聚焦于青春早期, 缺少兒童期甚至更早期的數(shù)據(jù),因此對(duì)亞群組影響因素的探討有待進(jìn)一步細(xì)化, 未來的研究應(yīng)從遺傳、環(huán)境以及遺傳和環(huán)境的交互作用角度深入細(xì)致地探討抑郁情緒發(fā)展軌跡亞群組的影響因素。

再次, 本研究主要關(guān)注了影響抑郁情緒的不良因素, 并未探討抑郁情緒的保護(hù)性因素。例如, 已有研究證實(shí)了“近朱者赤近墨者黑”的交友選擇, 研究發(fā)現(xiàn)與沒有朋友的青少年相比, 個(gè)體如果結(jié)交了有較高抑郁情緒的朋友, 那么其本身也表現(xiàn)出抑郁情緒的上升趨勢(shì), 如果朋友的抑郁情緒低, 那么個(gè)體也很少有抑郁情緒(Brendgen et al., 2010)。同時(shí),也有研究發(fā)現(xiàn)父母積極正性的教養(yǎng)方式可以有效弱化父母抑郁的代際傳遞(Elgar, Mills, McGrath,Waschbusch, & Brownridge, 2007)。這些研究均證實(shí)積極的父母教養(yǎng)和同伴等是抑郁情緒的保護(hù)性因素, 未來的研究應(yīng)從系統(tǒng)生態(tài)學(xué)的視角從家庭、學(xué)校以及同伴群體等多環(huán)境、從保護(hù)性因素和不良因素等多角度來探討抑郁情緒發(fā)展變化以及亞群組分類的影響因素。

5 結(jié)論

中國青少年抑郁情緒的發(fā)展軌跡和影響因素與西方的研究結(jié)果既有相似之處又有獨(dú)特的特點(diǎn),中西方的文化、社會(huì)結(jié)構(gòu)以及政策方面的因素可能在其中扮演著重要角色。本研究發(fā)現(xiàn)男女生抑郁情緒的發(fā)生發(fā)展遵循不同的路線, 男生線性上升, 分為兩個(gè)亞群組, 人際關(guān)系壓力是重要的影響因素。而女生的抑郁情緒在10～19歲期間處于單調(diào)遞升區(qū)間, 細(xì)分為4個(gè)亞群組, 學(xué)業(yè)壓力和人際關(guān)系壓力是影響因素。

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