社會支持、創(chuàng)傷后應激障礙與創(chuàng)傷后成長之間的關系：來自雅安地震后小學生的追蹤研究*

周 宵 伍新春 王文超 田雨馨

(1北京師范大學心理學部, 應用實驗心理北京市重點實驗室, 北京 100875)(2以色列特拉維夫大學社會工作學院; I-CORE重大創(chuàng)傷研究中心, 特拉維夫 69978, 以色列)

1 問題提出

創(chuàng)傷心理學的研究發(fā)現(xiàn), 創(chuàng)傷后應激障礙(posttraumatic stress disorder, 簡稱PTSD)和創(chuàng)傷后成長(posttraumatic growth, 簡稱 PTG)往往共存于創(chuàng)傷后的個體身上(Tedeschi & Calhoun, 1995; Wu,Xu, & Sui, 2016)。這種共存特征已經(jīng)激發(fā)了人們對兩者關系的探討(Zhou, Wu, & Chen, 2015; 伍新春,周宵, 陳杰靈, 曾旻, 2015)。例如, 有研究認為創(chuàng)傷后的心理應激會給個體帶來壓力, 激發(fā)個體對創(chuàng)傷事件的認知思考, 有助于實現(xiàn) PTG (Calhoun &Tedeschi, 2006), 因此PTSD可能正向預測PTG (Jin,Xu, & Liu, 2014; Xu & Liao, 2011); 不過, 也有研究者認為, 盡管 PTSD可能導致 PTG, 但是這種作用僅僅發(fā)生在中等水平PTSD的情況下, 過高或過低水平的 PTSD不利于 PTG的實現(xiàn)(Meyerson,Grant, Carter, & Kilmer, 2011), 因此PTSD與PTG之間呈現(xiàn)“倒 U”型的關系(Bhat & Rangaiah, 2016;Levine, Laufer, Hamama-Raz, Stein, & Solomon,2008); 甚至還有一些研究者強調(diào)PTSD與PTG屬于創(chuàng)傷后效價相反的兩種心理反應(Frazier, Conlon,& Glaser, 2001), 因此PTSD和PTG之間呈負向關系(Johnson et al., 2007)。

盡管這些研究結(jié)果有助于加深我們對PTSD和PTG之間關系的理解, 但是這些研究主要采用橫斷研究的范式, 難以深入考察PTSD與PTG隨時間變化的動態(tài)關系。于是, 有研究者開始從追蹤的視角來考察PTSD和PTG之間的關系。例如有研究發(fā)現(xiàn)初始的 PTSD對后續(xù)的 PTG具有正向預測作用(Dekel, Ein-Dor, & Solomon, 2012; Zhou, Wu, &Chen, 2015), 也有研究發(fā)現(xiàn)初始的 PTG對后續(xù)的PTSD具有負向預測作用(Linley, Joseph, & Goodfellow,2008; 陳杰靈, 伍新春, 曾盼盼, 周宵, 熊國鈺,2014)。

通過對PTSD與PTG之間關系的研究進行回顧,我們發(fā)現(xiàn)無論橫斷的研究還是縱向的研究, 不同的研究所得出的結(jié)果都存在一定的差異。于是, 有研究者認為解決這種差異的一個重要方法是同時考察影響 PTSD和 PTG的因素, 通過明確 PTSD和PTG的影響因素異同來確定兩者之間的關系(Dekel,Mandl, & Solomon, 2011)。對此, 研究者從不同的角度, 分別探究了反芻、認知評價、應對方式等因素同時對PTSD和PTG的預測作用(Barton, Boals,& Knowles, 2013; Gerber, Boals, & Schuettler, 2011;Zhou, Wu, Fu, & An, 2015; 伍新春等, 2015)。雖然這些研究得到了許多有價值的發(fā)現(xiàn), 但是研究的焦點主要集中于個體因素, 缺少對個體所處環(huán)境氛圍的考察。實際上, 在Schaefer和Moos (1992)的危機—成長模型看來, 個體因素對危機經(jīng)歷及其結(jié)果的影響主要受制于個體所處的環(huán)境因素制約, 其中社會支持被認為是最重要的環(huán)境因素。

Schaefer和 Moos (1992)的危機—成長模型認為, 一個支持性的社會環(huán)境不僅可為個體的應對提供必需的資源(Schaefer & Moos, 1998), 還可為個體提供安全的環(huán)境氛圍(周宵, 安媛媛, 伍新春, 陳和瓊, 龍超敏, 2014), 鼓勵個體對創(chuàng)傷事件進行積極思考, 從而引發(fā)個體對創(chuàng)傷事件的意義整合, 有助于降低創(chuàng)傷事件對個體的消極影響, 促進創(chuàng)傷后的積極變化; 而在一個缺乏社會支持的環(huán)境中, 個體不僅缺少必要的資源來應對創(chuàng)傷帶來的后果, 而且個體的安全感也受到威脅, 這將阻礙個體有效地對創(chuàng)傷事件進行認知暴露, 不利于對創(chuàng)傷事件進行積極思考, 最終會阻礙對創(chuàng)傷事件的意義整合(Carpenter, Fowler, Maxwell, & Andersen, 2010;Lepore & Greenberg, 2002), 限制創(chuàng)傷后積極變化的實現(xiàn), 也不利于緩解創(chuàng)傷事件對個體心理的消極影響。因此, 有研究者認為作為環(huán)境因素的社會支持與個體的創(chuàng)傷后心理反應有著極為密切的關系(Ozer, Best, Lipsey, & Weiss, 2003), 它是緩解創(chuàng)傷后個體消極心理結(jié)果、實現(xiàn)積極心理變化的重要預測因子(Kaniasty & Norris, 2008; Shallcross, Arbisi,Polusny, Kramer, & Erbes, 2016)?；诖? 大量的研究對社會支持與PTSD和PTG的關系進行了分析,發(fā)現(xiàn)社會支持可以緩解PTSD (Jia, Ying, Zhou, Wu,& Lin, 2015; 鄭裕鴻, 范方, 喻承甫, 羅廷琛,2011), 促進PTG (Rahimi, Heidarzadeh, & Shoaee,2016; Tanriverd, Savas, & Can, 2012; Zhou & Wu,2016)。

以往的研究也發(fā)現(xiàn), 社會支持對PTSD和PTG的預測作用也可能隨著創(chuàng)傷后時間的變化而變化(Ozer et al., 2003)。例如, 有研究發(fā)現(xiàn), 社會支持提供了安全的環(huán)境氛圍, 有助于個體的認知表露, 增加個體對創(chuàng)傷事件積極認知的可能性, 因此無論創(chuàng)傷后時間的長短, 社會支持都可以緩解 PTSD(Pietrzak, Johnson, Goldstein, Malley, & Southwick,2009); 不過, 也有研究認為社會支持對PTSD的作用僅發(fā)生在創(chuàng)傷后的短時間內(nèi), 隨著創(chuàng)傷后時間的變化, 人們可能對他人提供的社會支持產(chǎn)生適應性的反應, 因此創(chuàng)傷后的長時間內(nèi), 社會支持對PTSD的緩解作用會逐漸消失(Kaniasty & Norris,2008); 甚至還有研究認為, 社會支持具有積累效應, 在創(chuàng)傷后的長時間內(nèi), 社會支持對 PTSD的緩解作用要強于創(chuàng)傷后的短時間內(nèi)(Ozer et al.,2003)。可以說, 這些研究都說明了創(chuàng)傷后的時間因素是社會支持與PTSD之間關系的一個重要調(diào)節(jié)變量(Brewin, Andrews, & Valentine, 2000)。

那么, 社會支持與 PTG之間的關系隨創(chuàng)傷后時間的變化歷程又會有哪些變化呢？實際上, PTG是在個體與創(chuàng)傷事件做抗爭的過程中逐步實現(xiàn)的,這個過程需要一定的時間(Joseph & Linley, 2005),因此只有隨著創(chuàng)傷后時間的推移, PTG才可能逐漸顯現(xiàn)(Helgeson, Reynolds, & Tomich, 2006)。那么,在創(chuàng)傷后的短時間內(nèi), 即便提供給個體社會支持,個體可能也難以實現(xiàn)PTG。不過, 在創(chuàng)傷后的長時間內(nèi), 持續(xù)提供的社會支持也可能會降低個體自身應對創(chuàng)傷的效能感和積極性, 難以對侵入到認知世界中的創(chuàng)傷事件進行主動反芻, 從而也可能制約PTG 的實現(xiàn)(周宵, 伍新春, 安媛媛, 陳杰靈,2014)。可見, 社會支持對 PTG的作用也可能受創(chuàng)傷后時間因素的影響。

尤其需要注意的是, 雖然以往關于社會支持與PTSD和PTG關系的研究已經(jīng)開始關注時間在其中的作用, 但這些研究主要強調(diào)的是社會支持對PTSD和 PTG的影響。實際上, 在社會選擇模型(social selection models) 看來, 社會支持也可能被個體的心理反應所影響, 其中, 心理應激可能降低個體維系社會、職業(yè)和日常生活角色的能力, 從而惡化個體的人際關系, 減少他人對個體的支持(Kaniasty & Norris, 2008)。因此, 心理應激的個體可能會獲得較少的社會支持(King, Taft, King,Hammond, & Stone, 2006)?；诖死碚? 大量的研究者開始關注 PTSD對社會支持的影響(Shallcross et al., 2016; Wu, Chen, Weng, & Wu, 2009), 認為受到回避癥狀和高警覺癥狀的影響, PTSD可能導致個體減少參與人際活動的興趣(Wu et al., 2009), 降低個體與他人的親密感(Solomon, Dekel, & Zerach,2008), 并且可能使個體表現(xiàn)出憤怒情緒和侵犯行為(Taft, Vogt, Marshall, Panuzio, & Niles, 2007)。這不僅可能損害PTSD個體維系良好社會支持的能力,更有可能在人際交往過程中給他人帶來一定的壓力, 從而可能會降低他人對其的支持力度(Kaniasty& Norris, 2008)。有實證研究從縱向的視角考察了PTSD對社會支持的影響, 也確實發(fā)現(xiàn)先前的PTSD對后續(xù)的社會支持具有顯著的負向預測作用(Carter et al., 2016; Hall, Bonanno, Bolton, & Bass,2014; Laffaye, Cavella, Drescher, & Rosen, 2008)。

此外, 社會選擇模型也認為健康的個體更容易獲得良好的社會關系、體驗到更多的社會支持(Kaniasty & Norris, 2008)。PTG的行動模型也認為(Hobfoll et al., 2007), PTG的出現(xiàn)意味著個體獲得了創(chuàng)傷后的世界意義, 個體對于自我、他人和世界的評價更為積極, 這可能會增加個體對創(chuàng)傷后的世界和他人抱有感激之情(Chun & Lee, 2008; Zhou &Wu, 2015), 激發(fā)他人對個體進一步支持的意愿和行為(Bartlett & DeSteno, 2006), 從而使個體體驗到更多的社會支持。另外, 對他人的積極評價, 也有助于增進人際關系, 促使個體體驗到更多的諸如親密感和陪伴方面的情感支持(Ramos & Leal, 2013)。不過, 由于受到 PTG是創(chuàng)傷后結(jié)果這一觀點的影響(Schaefer & Moos, 1992; Tedeschi & Calhoun,2004), 對于PTG影響社會支持的研究還相對缺乏。

總之, 以往的研究考察了PTSD與PTG的相互作用關系, 但很少有研究在納入社會支持后, 進一步考察兩者關系是否會因社會支持的納入而發(fā)生變化。此外, 以往的研究認識到社會支持對 PTSD具有緩解作用、對PTG具有促進作用, 但是這一作用在創(chuàng)傷后的時間進程中又會有哪些表現(xiàn), 依然是值得進一步考察的議題。再者, 以往的研究根據(jù)社會選擇理論, 考察了 PTSD對社會支持的影響, 但是很少有研究考察 PTG對社會支持的影響, 更鮮有研究在控制 PTSD或 PTG的基礎上進一步考察PTG或PTSD對社會支持的作用。更重要的是, 以往的研究主要集中在成年人群體, 對于兒童的研究相對較少。實際上, 研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn), 創(chuàng)傷不僅可以挑戰(zhàn)兒童自我管理和獲得安全依戀的發(fā)展階段任務, 而且還會損害兒童情緒調(diào)節(jié)和壓力反應的認知神經(jīng)系統(tǒng)(Dunn, Nishimi, Powers, & Bradley, 2017)。此外, 與成年人相比, 兒童的社會經(jīng)驗相對匱乏,認知能力不成熟(Tedeschi & Calhoun, 2004), 這可能會限制兒童對創(chuàng)傷的認知編碼、評價和歸因(Hasan & Power, 2004)。因此, 兒童創(chuàng)傷后的心理反應可能會更加明顯?；诖? 本研究擬以雅安地震后的小學生為被試, 考察隨時間變化歷程中的社會支持、PTSD和PTG之間的相互作用關系。

2 方法

2.1 研究對象

本研究為雅安地震后對地震重災區(qū)蘆山縣的兒童青少年心理狀況追蹤調(diào)查的一部分。該追蹤研究從地震后6個月的2013年11月份開始, 每隔6個月進行一次測量, 共計測量三次。震后6個月(T1)的調(diào)查對象是蘆山縣的 303名小學生, 其中女生151名(49.8%), 男生 152名(50.2%); 平均年齡是9.91歲(

SD

= 0.78), 年齡范圍在8.0至11.0歲之間。所調(diào)研的小學生都經(jīng)歷了雅安地震, 其中震時被困的小學生占7.3%、震時受傷的小學生占15.5%, 房屋受損嚴重的小學生占50.5%。地震12個月時(第二次調(diào)研; T2), 原被試中有97.7%的人(296人)參與了調(diào)研; 地震18個月時(第三次調(diào)研; T3), 原被試中有94.4%的人(286人)參與了調(diào)研。對被試流失率進行檢驗發(fā)現(xiàn), 流失的被試除在社會支持上的差異顯著外[

t

(301) = 2.56,

p

< 0.05], 在性別[χ(1) =1.68,

p

> 0.05]、年齡[χ(3) = 6.91,

p

> 0.05]、PTG[

t

(301) = 0.74,

p >

0.05]和 PTSD [

t

(301) = –0.86,

p

> 0.05]上的差異均不顯著, 說明被試不存在系統(tǒng)性流失。

2.2 研究工具

社會支持

采用周宵、伍新春等人(2014)修訂自鄒泓(1999)編制的社會關系網(wǎng)絡問卷, 共 20題,采用5點記分, 0代表“從不”, 1代表“很少”, 2代表“有時”, 3 代表“很多”, 4 代表“總是”。計算所有項目的得分, 得分越高, 表示主觀感知到的社會支持越強。在本研究中, 問卷的總體Cronbach’s α系數(shù)為0.91。問卷修訂后的結(jié)構效度良好, 驗證性因素分析的擬合指數(shù)：c/

df

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

PTSD

采用Foa, Johnson, Feeny和Treadwell(2001)編制的兒童創(chuàng)傷后應激障礙癥狀量表。該量表完全參照DSM-IV對PTSD的診斷標準設計題目,采用自我報告的方法測查8 ～ 18歲兒童創(chuàng)傷后應激障礙的狀況。量表共包含17題, 分為闖入性癥狀、回避性癥狀和警覺性增高癥狀三個維度, 包含的項目數(shù)分別為5、7、5。量表為4點計分, 0代表“從未”, 3代表“總是”。在本研究中, 該問卷的總體Cronbach’s α系數(shù)為 0.81, 問卷的結(jié)構效度良好,驗證性因素分析的擬合指數(shù)：c/

df

= 1.82, CFI =0.90, TLI = 0.87, RMSEA = 0.052。該量表主要用于測量了雅安震6和12個月小學生的PTSD。

對于震后18個月小學生的PTSD, 研究主要采用了DSM-5的PTSD核查表(Weathers, 2013)進行測量。該量表共包含20題, 分闖入性癥狀、回避性癥狀、警覺性增高癥狀和負性的認知與情緒改變癥狀四個維度。量表采用4點計分, 0代表“從未”, 3代表“總是”。與 Foa等人(2001)編制的兒童創(chuàng)傷后應激障礙癥狀量表相比, 該量表多了“歪曲責備”、“魯莽或自毀行為”、“無法體驗正性情緒”三個題項,其他題項沒有實質(zhì)性的變化。在本研究中, 為了保持追蹤研究的一致性, 我們在分析震后 18個月小學生的PTSD時, 不再納入這三個題項。刪除這三個題項后的問卷總體Cronbach’s α系數(shù)為0.88。

PTG

采用周宵、伍新春等人(2014)修訂自Tedeschi和Calhoun (1996)編制的創(chuàng)傷后成長問卷。修訂后的問卷共22題, 包括自我覺知的改變、人際體驗的改變、生命價值的改變?nèi)齻€維度, 對應項目數(shù)分別是9, 7, 6。采用6點記分, 0代表“沒有變化”,5代表“變化非常大”。小學生在該問卷的得分越高,表示PTG越強, 即越有成長。在本研究中, 問卷總的Cronbach’s α系數(shù)為0.88。問卷結(jié)構效度良好, 驗證性因素分析的擬合指數(shù)：c/

df

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

2.3 實測程序

本研究選取雅安市蘆山縣一所小學的學生為被試, 由主試采用相同的指導語, 整班施測。問卷填答完成后, 當場收回。之后, 為消除問卷填答可能給被試帶來的不適, 主試對其進行了相關的團體輔導。

2.4 數(shù)據(jù)處理

所得數(shù)據(jù)采用SPSS 16.0、Mplus 7.0進行分析。首先, 進行描述統(tǒng)計, 考察震后6個月、12個月和18個月三個時間點的社會支持、PTSD和 PTG的平均得分, 采用 Pearson相關分析, 考察震后三個時間點的社會支持、PTSD和PTG之間的關系。然后, 采用交叉滯后模型建模的方法考察震后三個時間的PTSD與PTG之間的相互關系。最后, 為了考察社會支持與 PTSD和 PTG之間的關系, 研究在PTSD與PTG相互關系模型的基礎上, 加入社會支持, 利用交叉滯后模型建模的方法來分析震后三個時間點的社會支持、PTSD與PTG之間的相互作用關系。考慮到樣本量的限制, 所有的變量均采用總分作為顯變量進行模型分析。

在數(shù)據(jù)處理的過程中, 由于被試填答、數(shù)據(jù)錄入等原因?qū)е卵芯恐写嬖谝欢ǖ娜笔е? 研究采用了缺失值完全隨機的Little檢驗對缺失值的隨機性進行檢驗, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)缺失值呈隨機分布, χ(56) =69.857,

p

= 0.101?；诖? 根據(jù)Schafer和Graham(2002)的建議, 采用極大似然估計(ML)對缺失值進行處理。此外, 本研究采用χ/

df

、近似誤差均方根(RMSEA)、Tucker-Lewis指數(shù)(TLI)、比較擬合指標(CFI)和標準化的殘差均方根(SRMR)等指標來評價模型的擬合情況。根據(jù)溫忠麟、侯杰泰和馬什赫伯特(2004)的建議, 我們將以χ/

df

小于5, CFI和TLI大于0.90, RMSEA和SRMR小于0.08作為評價模型擬合數(shù)據(jù)良好的標準。

2.5 共同方法偏差的檢驗

采用Harman單因子檢驗對共同方法偏差進行統(tǒng)計控制, 結(jié)果表明未旋轉(zhuǎn)和旋轉(zhuǎn)都得到 15個因子, 未旋轉(zhuǎn)和旋轉(zhuǎn)后得到的第一個因子解釋的變異量分別為21.43%和10.35%, 均小于40%的臨界值。因此, 可以認為本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3 結(jié)果

3.1 社會支持、PTSD與PTG之間的相關

對震后6個月、12個月和18個月三個時間點的社會支持、PTSD與 PTG之間的相關進行分析,結(jié)果見表1。由表1可以發(fā)現(xiàn), 震后6個月的PTSD僅與震后6個月和18個月的社會支持存在顯著負相關, 與震后 12個月時的社會支持以及與震后三個時間點的PTG相關不顯著; 震后12和18個月的PTSD與震后6個月時的社會支持存在顯著負相關、與震后12個月時的PTG之間呈顯著正相關, 與其他時間點的社會支持和 PTG的相關不顯著; 震后三個時間點的社會支持與 PTG兩兩之間均存在顯著正相關。

3.2 PTSD與PTG之間的相互關系

為考察PTSD與PTG之間的相互作用關系, 研究采用交叉滯后模型的分析方法建立震后三個時間點的PTSD與PTG的相互作用關系模型(見圖1)。對圖1模型進行檢驗, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型的擬合指數(shù)良好[c/

df

= 0.74, CFI = 1.000, TLI = 1.006, RMSEA(90% CI) = 0.000 (0.000 ～ 0.076), SRMR = 0.011]。對模型中各個路徑進行分析, 發(fā)現(xiàn)震后 6個月的PTSD對震后12個月的PTG具有跨時間點的正向預測作用(b = 0.11,

p

< 0.05), 震后12個月的PTSD對震后18個月的PTG沒有顯著的跨時間點預測作用(b = –0.03,

p

> 0.05); 震后 6 個月和 12 個月的PTG分別對震后12個月和18個月的PTSD沒有顯著的預測作用(b = 0.02, 0.02,

p

> 0.05)。這些結(jié)果說明在震后短時間內(nèi), PTSD是導致PTG的一個重要因素。

表1 社會支持、PTSD和PTG之間的相關表

圖1 PTSD與PTG之間的相互作用關系圖

3.3 社會支持、PTSD與PTG之間的相互作用關系

為了進一步考察社會支持、PTSD與PTG之間的相互作用關系, 我們將在圖1的基礎上加入社會支持, 建立震后三個時間點的社會支持、PTSD與PTG的相互作用關系模型(見圖2)。對圖2模型進行檢驗, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型的擬合指數(shù)良好[c/

df

=2.56, CFI = 0.984, TLI = 0.943, RMSEA (90% CI) =0.072 (0.036 ～ 0.109), SRMR = 0.023]。對模型中各個路徑進行分析, 發(fā)現(xiàn)震后6個月的PTSD對震后12個月的PTG具有顯著的正向跨時間點預測作用(b = 0.10,

p

< 0.05), 對震后12個月的社會支持沒有顯著的跨時間點預測作用(b = 0.05,

p

> 0.05); 震后12個月的PTSD對震后18個月的PTG沒有顯著的跨時間點預測作用(b = –0.03,

p

> 0.05), 卻可以顯著地跨時間點負向預測震后 18個月的社會支持(b = –0.14,

p

< 0.01); 震后 6 個月的社會支持對震后12個月的PTSD具有顯著的跨時間點負向預測作用(b = –0.12,

p

< 0.05), 對震后 12 個月的 PTG沒有顯著的跨時間點預測作用(b = –0.09,

p

> 0.05);震后12個月的社會支持對震后18個月的PTSD沒有顯著的跨時間點預測作用(b = –0.01,

p

> 0.05),但對震后18個月的PTG具有顯著的跨時間點正向預測作用(b = 0.20,

p

< 0.001); 在震后的18個月內(nèi),PTG對 PTSD 的跨時間點預測作用均不顯著(b =0.09,

p

> 0.05; b = 0.02,

p

> 0.05); 震后 6 個月的PTG對震后12個月的社會支持的跨時間點預測作用不顯著(b = –0.02,

p

> 0.05), 震后 12 個月的 PTG卻可以對震后 18個月的社會支持發(fā)揮顯著的跨時間點正向預測作用(b = 0.11,

p

< 0.05)。這一方面說明, 在PTSD與PTG的相互關系模型中, 加入社會支持之后, PTSD和PTG的關系并沒有發(fā)生實質(zhì)性的改變; 另一方面也說明, 社會支持在震后短時間內(nèi)只發(fā)揮降低消極心理反應的作用, 社會支持在創(chuàng)傷后的長時間內(nèi)僅具有促進積極心理變化的作用,且此時間段的社會支持也可能受到PTSD的抑制。此外, 研究也說明了震后6個月時的PTSD可以通過震后12個月的PTG對震后18個月時的社會支持發(fā)揮促進作用; 不過, 這個促進作用相對震后 6個月的PTSD通過震后12個月的PTSD對震后18個月時的社會支持發(fā)揮的抑制作用要小得多{0.11′0.10–|0.62′(–0.14)| = –0.076}。因此, 整體而言, 震后6個月的PTSD對震后18個月的社會支持主要發(fā)揮負向預測作用。

圖2 社會支持、PTSD和PTG之間的相互作用圖

4 討論

本研究采用交叉滯后模型的分析方法考察了雅安地震后6、12和18個月時小學生的社會支持、PTSD與PTG的相互作用關系。我們首先考察了雅安地震后小學生的PTSD與PTG之間的相互作用關系, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)在震后6個月至12個月間, PTSD對PTG具有顯著的正向預測作用, 這與以往的研究結(jié)果一致(Dekel et al., 2012; Jin et al., 2014; Xu &Liao, 2011)。一個可能的原因在于, PTSD的出現(xiàn)會給個體帶來心理壓力, 個體為了緩解這種壓力需要動用自己的認知資源來主動地加工創(chuàng)傷事件, 這可能會促進個體對創(chuàng)傷事件的重新建構, 有助于個體發(fā)現(xiàn)創(chuàng)傷背后蘊藏的意義, 實現(xiàn) PTG (Calhoun &Tedeschi, 2006)。不過, 隨著震后時間的推移, 在震后12個月至18個月間, PTSD對PTG的預測作用不再顯著。一個可能的原因在于兒童的認知和情緒能力尚未成熟, PTSD的持續(xù)存在可能會阻礙個體的情緒能力發(fā)展(Perrin, Smith, & Yule, 2000), 從而帶給其更多的心理壓力。以往的研究表明, 中等程度的心理壓力有助于促進個體的認知, 而過多的心理壓力卻會增加個體的認知負擔, 不利于促進個體對創(chuàng)傷事件的積極認知(Levine et al., 2008)。因此,我們認為在創(chuàng)傷后的長時間范圍內(nèi), 持續(xù)存在的PTSD可能不會顯著地促進兒童PTG的實現(xiàn)。

此外, 研究也發(fā)現(xiàn)在震后6到12個月間, 小學生的PTG對PTSD不具有顯著的跨時間點預測作用,這與以往研究結(jié)果類似(Dekel et al., 2012; Hall,Saltzman, Canetti, & Hobfoll, 2015; Zhou, Wu, &Chen, 2015)。根據(jù)PTG的雙面膠模型 (Maercker &Zoellner, 2004), PTG包括積極建構和自我欺騙的兩種成分。其中, PTG的積極建構成分被認為是個體對創(chuàng)傷事件的認知重構, 暗示著創(chuàng)傷后機能的適應,因此它可能緩解創(chuàng)傷后個體的應激反應; PTG的自我欺騙成分與不切實際的樂觀和幻想有關, 容易導致個體的自我固化, 因此它對創(chuàng)傷后消極心理反應不具有緩沖作用(Zhou, Wu, & Chen, 2015)。在創(chuàng)傷后的短時間內(nèi), PTG的自我欺騙成分發(fā)揮著主要的作用(Zoellner & Maercker, 2006), 這可能導致創(chuàng)傷后的個體對創(chuàng)傷線索持有不切實際的“樂觀性”思考, 這種思考雖然不能有效地緩解創(chuàng)傷后的消極結(jié)果, 但卻可以使個體的注意力在短時間內(nèi)從創(chuàng)傷相關線索及其結(jié)果中轉(zhuǎn)移開來(Zoellner & Maercker,2006), 從而不會進一步加劇 PTSD。因此, 震后 6到12個月之間, PTG對PTSD既沒有顯著的加劇作用, 也沒有顯著的緩解作用。然而, 本研究進一步考察震后12至18個月間PTG對PTSD的跨時間點預測作用, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)該預測作用依舊不顯著, 這說明在震后18個月間, 震后小學生的PTG可能是其自我欺騙成分在發(fā)揮主要作用, 他們并沒有實現(xiàn)真正意義上的成長。

研究在PTSD與PTG的相互關系模型中加入社會支持后, 發(fā)現(xiàn)PTSD與PTG之間的關系并沒有發(fā)生實質(zhì)的變化。這可能與在不同的時間歷程中, 社會支持不能顯著地同時預測PTSD和PTG有關。具體而言, 在震后6到12個月之間, 社會支持主要對PTSD發(fā)揮緩解作用, 對PTG的預測作用不顯著?；谫Y源保存理論(Hobfoll, 2011), 我們認為地震創(chuàng)傷后的短時間內(nèi), 地震這一創(chuàng)傷事件可能會導致個體的資源喪失, 嚴重危害了人們的生理和心理安全, 容易導致人們出現(xiàn)消極的態(tài)度和情感體驗(Hobfoll, 2001; Sattler et al., 2006)。此時, 提供給創(chuàng)傷后的個體社會支持, 可以彌補創(chuàng)傷后個體所喪失的資源(Hobfoll, 2001), 滿足個體的安全需要, 從而一定程度上可以緩沖地震對個體的消極影響, 降低 PTSD。不過, 經(jīng)歷地震這樣嚴重損害性的創(chuàng)傷事件, 個體在認知世界中容易形成關于事件的侵入性創(chuàng)傷記憶(Halligan, Michael, Clark, & Ehlers,2003), 這可能會使個體很難在短時間內(nèi)對創(chuàng)傷事件進行積極的認知評價(Williams & Moulds, 2008;周宵, 伍新春, 袁曉嬌, 陳杰靈, 陳秋燕, 2015), 從而使個體的認知聚焦于創(chuàng)傷事件的消極面。此時即便提供社會支持, 也難以有效地轉(zhuǎn)移個體認知的焦點, 不利于個體發(fā)現(xiàn)創(chuàng)傷后世界的意義, 實現(xiàn)PTG。因此, 社會支持在短時間內(nèi)可能緩解 PTSD,但是對PTG的作用不顯著。

不過, 研究也發(fā)現(xiàn)在震后 12到 18個月之間,社會支持主要對PTG發(fā)揮促進作用, 對PTSD的預測作用不顯著。這可能是因為隨著震后時間的推移,災區(qū)人們的日常生活逐漸恢復正常, 因此誘發(fā)個體對創(chuàng)傷事件形成侵入性記憶的線索逐漸減少, 人們對創(chuàng)傷事件的認知逐步地從創(chuàng)傷事件消極面的固化中分離出來。此時, 提供給個體社會支持, 可以在滿足人們生理需要的同時, 也可以幫助個體積極地看待創(chuàng)傷事件, 增加個體對創(chuàng)傷事件的積極評價,發(fā)現(xiàn)創(chuàng)傷背后的意義, 實現(xiàn)PTG (Lepore & Greenberg,2002; 周宵, 安媛媛等, 2014)。不過, 此時繼續(xù)提供給個體社會支持, 也可能會使個體過度地依賴他人的支持來處理創(chuàng)傷后的消極心理結(jié)果, 從而減少了個體主動應對的動力, 不利于進一步緩解 PTSD。因此, 創(chuàng)傷后的長時間范圍內(nèi), 提供給個體社會支持可能對PTSD不發(fā)揮顯著的緩沖作用(Zhou, Wu,& Zhen, 2017)。

此外, 在震后6到12個月之間, PTSD和PTG都不能顯著地預測社會支持, 但是在震后 12到18個月之間, PTSD對社會支持具有顯著的負向預測作用, PTG對社會支持具有顯著的正向預測作用。這一結(jié)果拓展了社會支持的選擇模型(Kaniasty &Norris, 2008), 即地震后短時間內(nèi), 社會支持的多寡不以創(chuàng)傷后個體的心理反應為前提; 但是在地震后的長時間范圍內(nèi), 創(chuàng)傷后個體的心理反應卻可能影響個體感知到的社會支持。具體而言, 地震后的短時間內(nèi), 他人對于個體的支持, 可能更多地來自于支持者自身的同情心和親社會行為(Rao et al.,2011), 因此它不以個體的PTSD和PTG水平而改變。不過, 震后 6個月的 PTSD可以通過震后 12個月的PTG對震后18個月的社會支持發(fā)揮間接的促進作用, 通過震后12個月的PTSD對震后18個月的社會支持發(fā)揮間接的負向預測作用。盡管如此,但研究也證明了震后6個月的PTSD對震后18個月的社會支持的間接正向預測作用遠小于其間接負向作用, 這個結(jié)果說明了初始的PTSD對長時間的社會支持可能發(fā)揮“雙向作用”。不過, 這個作用的發(fā)揮主要依賴于震后12個月的PTSD和PTG對震后18個月的社會支持的影響。實際上, 隨著時間的推移, 當?shù)卣鸷髠€體的生活恢復正常之后, 來自他人的支持將逐漸退出災區(qū)。此時, 他人是否繼續(xù)愿意提供給創(chuàng)傷后個體社會支持, 與個體的心理與行為表現(xiàn)有關。其中, PTSD作為創(chuàng)傷后的一種消極心理反應, 它不僅會誘發(fā)創(chuàng)傷個體的消極情緒, 而且還容易導致個體表現(xiàn)出更多的攻擊行為(程科,周宵, 陳秋燕, 張晨光, 伍新春, 2013), 有損個體與他人的親密關系(Solomon et al, 2008), 最終降低他人對其的支持力度。然而, 對于此時間段的PTG而言, 盡管其自我欺騙成分可能在發(fā)揮作用, 但是創(chuàng)傷的個體依然認為人際關系是其生活中重要的一部分(Zoellner & Maercker, 2006)。這種認知可能會有助于個體建立積極的人際關系, 從而體驗到更多的他人支持。

總之, 本研究從縱向的視角考察了社會支持、PTSD與PTG之間的關系, 研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)在震后短時間范圍內(nèi), PTSD是PTG的促進因子, 在震后長時間范圍內(nèi), 兩者沒有顯著的預測關系; 在 PTSD與 PTG的縱向關系中加入社會支持, 并不能從本質(zhì)上改變兩者之間的關系。不過, 社會支持在震后短時間內(nèi), 可以緩解 PTSD, 但不能促進 PTG; 在震后長時間范圍內(nèi), 社會支持可以促進 PTG, 但不能緩解PTSD。此外, PTSD和PTG在震后短時間范圍內(nèi)對社會支持沒有顯著的影響, 在震后長時間范圍內(nèi), PTSD可以減少社會支持的力度, PTG可以促進社會支持。這些研究結(jié)果拓展了 PTSD和 PTG之間關系的研究, 說明社會支持在創(chuàng)傷后不同的時間歷程中, 僅對一種創(chuàng)傷后心理反應發(fā)揮作用, 而不能同時作用于創(chuàng)傷后個體的消極或積極心理反應; 此外, 研究結(jié)果也說明了創(chuàng)傷后的心理反應僅在創(chuàng)傷后的長時間內(nèi)對社會支持發(fā)揮顯著的影響,從而進一步說明社會支持的選擇模型(Kaniasty &Norris, 2008)僅在創(chuàng)傷后的長時間范圍內(nèi)適用。

本研究的發(fā)現(xiàn)對災后心理危機干預具有一定的啟發(fā)：根據(jù)社會支持在創(chuàng)傷后的短時間內(nèi)主要發(fā)揮緩沖PTSD的作用, 在創(chuàng)傷后的長時間范圍內(nèi)發(fā)揮促進 PTG的作用, 因此在災后小學生心理危機干預時, 應該考慮災后的時間因素。在地震后的短時間內(nèi)需要提供給個體社會支持, 滿足個體安全需要, 從而幫助其緩解 PTSD; 隨著時間的推移, 在提供給個體社會支持的同時, 應該避免個體對他人支持的依賴, 使其積極獨立地思考并應對創(chuàng)傷事件,從而幫助其實現(xiàn)PTG。此外, 考慮到創(chuàng)傷后的長時間歷程中, PTSD和PTG分別對社會支持產(chǎn)生消極和積極的影響, 因此在提供其社會支持時, 應該認識到地震給小學生帶來的消極影響具有長期存在的特性, 不能受其消極心理和行為問題的影響就不再提供其社會支持。此外, 更應該看到社會支持給小學生帶來的積極變化, 并繼續(xù)提供其一定的支持。不過, 本研究也存在一定的局限：研究發(fā)現(xiàn)在地震后的三個時間上, PTSD的均分高于 11, 這說明有相當一部分個體出現(xiàn)了PTSD的臨床癥狀, 但是本研究并沒有區(qū)分臨床樣本和非臨床樣本, 后續(xù)研究可以對PTSD的臨床樣本進行有針對性的研究。

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