孤獨感對大學(xué)生社交焦慮的影響：有調(diào)節(jié)的中介模型

方 杰 孫雅文

（廣東財經(jīng)大學(xué)人文與傳播學(xué)院，廣州 510320）

1 前言

社交焦慮（social anxiety）是指對某一種或多種人際處境有強烈的憂慮，緊張不安或恐懼的情緒反應(yīng)和回避行為（郭曉薇，2000）。社交焦慮不僅影響著個體的日常生活、工作和社交互動，還會引發(fā)網(wǎng)絡(luò)和手機成癮等嚴(yán)重惡果，極大降低個人的生活質(zhì)量（Lee，Tam，＆ Chie，2014；王歡，黃海，吳和鳴，2014；丁倩，魏華，張永欣，周宗奎，2016）。Huan等人的橫斷面研究發(fā)現(xiàn)，孤獨感（loneliness）能顯著正向預(yù)測社交焦慮 （Huan，Ang，＆ Chye，2014）。Lim等人的縱向研究表明，先前的孤獨感水平能顯著正向預(yù)測將來的社交焦慮水平（Lim，Rodebaugh， Zyphur， ＆ Gleeson， 2016）。 但目前鮮有關(guān)于孤獨感對社交焦慮作用機制的研究。

反芻思維（rumination）是指個體反復(fù)思考消極情緒本身、消極情緒產(chǎn)生的原因及可能帶來的不良后果，并不采取積極的問題解決策略的現(xiàn)象（Nolen－Hoeksema，1991；郭素然，伍新春，2011）。Vanhalst等和Zawadzki等的研究都表明，孤獨感能顯著正向預(yù)測反芻思維，因為孤獨感會影響認(rèn)知思維，并且孤獨者常伴隨不良的歸因風(fēng)格，這些都會引發(fā)反芻 思 維 （Vanhalst， Luyckx， Raes， ＆ Goossens，2012）；此外，孤獨的大學(xué)生可能無法利用社交的方式來緩解孤獨，從而導(dǎo)致更多的反芻思維（Zawadzki，Graham，＆ Gerin，2013）。依據(jù)反應(yīng)風(fēng)格理論，反芻思維作為一種適應(yīng)不良的反應(yīng)風(fēng)格，是引發(fā)、保持和加速社交焦慮的重要因素，反芻思維能顯著正向預(yù)測社交焦慮，因為反芻思維會讓個體不斷去回憶社交過程的細(xì)節(jié)，產(chǎn)生否定性的自我評價，進而增加個體社交焦慮（Morgan＆ Banerjee，2008；Brozovich， Goldin， Lee， et al．， 2015； 郭素然， 伍新春，2011；宋穎，張守臣，2016）。綜上所述，本研究提出假設(shè)1：反芻思維在孤獨感和社交焦慮之間起中介作用。

希望（hope）是一種以追求成功的路徑（指向目標(biāo)的計劃）和動力（指向目標(biāo)的活力）交互作用為基礎(chǔ)的積極的動機性狀態(tài)，包括目標(biāo)（goals）、路徑思維（pathways thoughts） 和動力思維 （agency thoughts）（劉孟超，黃希庭，2013）。希望作為一種重要的積極心理特質(zhì)，因其能夠作為大學(xué)生面對風(fēng)險性因素的保護性因子，倍受學(xué)者關(guān)注。已有研究發(fā)現(xiàn)，希望調(diào)節(jié)了反芻思維和抑郁之間的關(guān)系，即希望水平較低時，反芻思維越多則抑郁狀況越嚴(yán)重 （Geiger＆Kwon，2010）；希望調(diào)節(jié)了反芻思維和自殺意念之間的關(guān)系，即希望水平較低時，反芻思維越多則自殺意 念 越 強 （Tucker， Wingate， O’Keefe， Mills，Rasmussen， Davidson et al．， 2013； 劉 旺 ， 田麗麗，陸紅，2014）；希望調(diào)節(jié)了壓力知覺對流動兒童社交焦慮的影響，即希望水平越低，知覺到的壓力越大則社交焦慮越嚴(yán)重 （倪士光，李虹，張平，徐繼紅，2016）。雖然以往的研究發(fā)現(xiàn)希望在反芻思維與負(fù)性情緒之間、知覺壓力與社交焦慮之間都起到緩沖作用，但對于希望是否可以緩沖大學(xué)生反芻思維和社交焦慮的關(guān)系，仍有待進一步的研究。Martin和Tesser（1989）指出，反芻思維與目標(biāo)有關(guān)，當(dāng)個體感到目標(biāo)的實現(xiàn)受到阻礙時，可能沉思于“為什么我無法完成此目標(biāo)”之類的問題，便會產(chǎn)生反芻思維。強調(diào)目標(biāo)實現(xiàn)的Snyder希望理論認(rèn)為，高希望水平會提供足夠的動力去制定備選計劃來克服障礙，高希望水平的大學(xué)生可以產(chǎn)生積極的期望和情感去克服困難，因此能緩沖反芻思維帶來的消極結(jié)果，如減少社交焦慮的產(chǎn)生，最終實現(xiàn)目標(biāo) （Geiger＆ Kwon，2010； Tucker et al．， 2013）。因此，本研究提出假設(shè)2：希望能調(diào)節(jié)反芻思維與社交焦慮的關(guān)系。

假設(shè)1和假設(shè)2所揭示的關(guān)系進一步表現(xiàn)為有調(diào)節(jié)的中介作用（moderated mediation）——希望調(diào)節(jié)了反芻思維對孤獨感—社交焦慮關(guān)系的中介作用，即反芻思維傳導(dǎo)了孤獨感對社交焦慮的作用，但該中介效應(yīng)的大小依賴于希望的水平。具體而言，大學(xué)生希望的水平越低，反芻思維與社交焦慮的關(guān)系就越強，通過反芻思維傳導(dǎo)的孤獨感對社交焦慮的效應(yīng)也就越大；反之，大學(xué)生希望的水平越高，反芻思維與社交焦慮的關(guān)系就越弱，通過反芻思維傳導(dǎo)的孤獨感對社交焦慮的效應(yīng)也就越小。據(jù)此，我們提出假設(shè)3：希望調(diào)節(jié)了反芻思維對孤獨感—社交焦慮關(guān)系的中介作用 （見圖1）。

圖1 研究的基本假設(shè)

2 方法

2．1 被試

本研究采用簡單隨機抽樣的方法，選取了某省部分高校的大學(xué)生為被試，共發(fā)放問卷485份，剔除無效問卷后，實得有效問卷452份，有效率為93．2%。 其中男生 146 人 （32．3%）， 女生 306 人（67．7% ）。 大 一 172 人 （38．1% ）， 大 二 184 人（40．7%）， 大三 96 人 （21．2%）。 獨生子女 115 人（25．4%），非獨生子女 336 人（74．3%）。

2．2 研究工具

2．2．1 孤獨感的測量

采用Russell等人1987年編制的第三版UCLA孤獨感量表（汪向東，王希林，馬弘，1999），用于評價由于對社會交往的渴望與實際水平的差距而產(chǎn)生的孤獨感。量表由20個項目組成（11個正向計分和9個反向計分項目），采用4點計分，從1（從不）到4（一直），得分越高表明孤獨感水平越強。本研究中，該量表的α系數(shù)為0．85。

2．2．2 社交焦慮的測量

采用Leary（1983）編制的社會交往焦慮量表（汪向東，王希林，馬弘，1999），用于評價獨立于行為之外的主觀社交焦慮的傾向。量表由15個項目組成（11個正向計分題目和4個反向計分題目），采用5點計分，從1（一點也不相符）到5（極其相符），分?jǐn)?shù)越高代表其社交焦慮程度越高。本研究中，該量表的α 系數(shù)為 0．83。

2．2．3 反芻思維的測量

采用韓秀和楊宏飛（2009）修訂的中國版大學(xué)生反芻思維量表。量表包括強迫思考、反省深思和癥狀反芻三個因子，共22個項目。Geiger和Kwon（2010）指出癥狀反芻因子測量的可能是抑郁癥狀而不是反芻思維，因此本研究在施測時采用Geiger等（2010）和劉旺等（2014）的做法，只采用了強迫思考和反省深思兩個因子共10個項目，采用4點計分，從1（從不）到4（總是），分?jǐn)?shù)越高表示個體的反芻思維傾向越嚴(yán)重。本研究中，該量表的α系數(shù)為0．84。

2．2．4 希望的測量

采用陳燦銳、申荷永和李淅琮（2009）修訂的成人希望特質(zhì)量表。該量表有12個項目，適合15歲以上的人進行測驗。其中4個項目測量路徑思維，4個項目測量動力思維，剩余4個關(guān)于目標(biāo)的項目用來轉(zhuǎn)移被試注意，此4個項目不計分?jǐn)?shù)。量表采用4點計分，從1（完全不符合）到4（完全符合），得分越高表示個體希望水平越高。本研究中，該量表的α系數(shù)為 0．76。

2．3 數(shù)據(jù)處理

本研究使用SPSS19．0對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計處理，用Mplus7進行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析。

3 結(jié)果

采用Harman單因子檢驗對全部測量項目進行探索性因子分析。結(jié)果表明，共有14個因子的特征根大于1，且第一個因子解釋的變異量為16．3%，遠(yuǎn)小于40%，說明共同方法偏差問題并不嚴(yán)重。多重共線性檢驗結(jié)果表明，容忍度（tolerance）在 0．70～0．73 之間（＞0．1）、方差膨脹因子（VIF）在 1．13～1．29之間（＜10），說明多重共線性問題并不嚴(yán)重。

3．1 各變量的相關(guān)分析

如表1所示，孤獨感與社交焦慮、反芻思維均呈顯著正相關(guān)，反芻思維和社交焦慮呈顯著正相關(guān)。希望與社交焦慮呈顯著負(fù)相關(guān)，希望與反芻思維相關(guān)不顯著。

表1 各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣

3．2 反芻思維的中介效應(yīng)檢驗

使用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法進行中介效應(yīng)檢驗。結(jié)果表明，孤獨感（X）對反芻思維（M）的效應(yīng)顯著（α＝0．2，t＝7．46，p＜0．001）；控制孤獨感后，反芻思維對社交焦慮（Y）的效應(yīng)顯著（b＝0．3，t＝4．3，p＜．001）；95%的置信區(qū)間為［0．031，0．116］，置信區(qū)間不包含0，表明中介效應(yīng)顯著，假設(shè)1被驗證。

3．3 希望的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

采用層次回歸進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。為了便于結(jié)果的理解，回歸分析前，先對反芻思維（M）和希望（Z）進行中心化，中心化之后再計算交互項。檢驗結(jié)果表明，控制反芻思維和希望后，反芻思維與希望的交互項（MZ）對社交焦慮（Y）的效應(yīng)顯著（c＝－0．04，t＝－2．42，p＝0．02）， 表明希望調(diào)節(jié)了反芻思維對社交焦慮的作用，假設(shè)2被驗證。

為更加清晰地揭示希望在反芻思維和社交焦慮關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，隨后進行簡單斜率檢驗。結(jié)果顯示（見圖2），反芻思維對社交焦慮的正向預(yù)測作用在高希望組（b＝．18，t＝3．26，p＜．001）和低希望組（b＝．36，t＝6．32，p＜．001）中均顯著，但前者要比后者的預(yù)測作用弱。這一結(jié)果表明，希望在反芻思維對社交焦慮的正向預(yù)測作用中可以作為一個緩沖因素，即隨著希望水平的增高，反芻思維對社交焦慮的正向預(yù)測作用具有降低的趨勢。也就是說，反芻思維對社交焦慮的影響，隨著希望水平的增加而降低，孤獨感通過反芻思維對社交焦慮的中介作用隨著希望的增加而減弱。

圖2 希望在反芻思維與社交焦慮關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

3．4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

建立如下回歸方程：

檢驗第二階段有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型。檢驗結(jié)果表明，孤獨感（X）對反芻思維（M）的效應(yīng)顯著（a1＝0．2，t＝7．46，p＜0．001）， 反芻思維與希望的交互項（MZ）對社交焦慮（Y）的效應(yīng)顯著（b2＝－0．05，t＝－2．53，p＝0．01），表明孤獨感經(jīng)過反芻思維對社交焦慮的中介效應(yīng)受到希望的調(diào)節(jié)。接著使用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法，重復(fù)取樣5000次，計算出的 95%的置信區(qū)間為［－0．018，－0．002］，置信區(qū)間不包含0，表明有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著，即孤獨感經(jīng)過反芻思維對社交焦慮的中介作用受到希望的調(diào)節(jié)，假設(shè) 3 被驗證。 中介效應(yīng)為（b1+b2Z）a1＝0．08－0．01Z，隨 Z 而變化。

為更加清晰地揭示希望在孤獨感經(jīng)過反芻思維對社交焦慮的中介關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，隨后進行簡單效應(yīng)分析檢驗。結(jié)果顯示（見圖3），當(dāng)希望（Z）在［－13．26，3．95］取值時，中介效應(yīng)（b1+b2Z）a1的 95%置信區(qū)間（confidence interval， CI）不包含 0，表明中介效應(yīng)顯著，且中介效應(yīng)隨著希望的增加而遞減；當(dāng)希望（Z）在［3．96，9．74］取值時，中介效應(yīng)（b1+b2Z）a1的95%置信區(qū)間包含0，表明中介效應(yīng)不顯著 （方杰，張敏強，顧紅磊，梁東梅，2014；溫忠麟，葉寶娟， 2014； Hayes， 2013）。

圖3 希望對反芻思維的中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

4 討論

本研究構(gòu)建了一個有調(diào)節(jié)的中介模型，考察反芻思維在孤獨感與大學(xué)生社交焦慮之間的中介作用及這種作用是否受到希望的調(diào)節(jié)。研究發(fā)現(xiàn)有助于回答孤獨感通過什么（怎樣起作用）和在什么條件下（何時起作用）影響社交焦慮兩大關(guān)鍵問題。研究結(jié)果對未來本領(lǐng)域研究和社交焦慮的干預(yù)具有一定理論和現(xiàn)實意義。

4．1 反芻思維的中介作用

本研究引入反芻思維來探討孤獨感影響社交焦慮的具體機制，結(jié)果顯示，反芻思維在孤獨感與大學(xué)生社交焦慮之間起到中介作用，即孤獨感越強的大學(xué)生，反芻思維也越強烈，進而增強其社交焦慮水平。孤獨感會喚起大學(xué)生的反芻思維。依據(jù)反應(yīng)風(fēng)格理論，反芻思維是一種基于矛盾的加工風(fēng)格，當(dāng)個體面臨現(xiàn)狀和預(yù)期狀況的矛盾時就會產(chǎn)生反芻思維（Schoofs， Hermans， Griffith， ＆ Raes， 2013）。 感到孤獨的大學(xué)生就存在著當(dāng)前社交狀況與所期望的社交網(wǎng)絡(luò)之間的矛盾，這種矛盾喚起了大學(xué)生的反芻思維。反芻思維是引起、維持和加重社交焦慮的重要因素 （Morgan＆ Banerjee，2008；宋穎，張守臣，2016）。反芻思維會不斷強化大學(xué)生在社交中的負(fù)性事件，使大學(xué)生對未來的社交做出負(fù)向預(yù)期，從而增加社交焦慮（郭素然，伍新春，2011）。對這一中介作用的探索具有一定的實際意義，這一發(fā)現(xiàn)將有助于從減弱孤獨感和反芻思維入手，減輕社交焦慮。

4．2 希望的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，希望調(diào)節(jié)了反芻思維對社交焦慮的作用，這一結(jié)果支持以往研究的觀點，即希望對反芻思維帶來的消極影響具有緩沖作用 （Geiger＆Kwon， 2010； 劉 旺 等 ， 2014； Tucker， et al．，2013）。緩沖機制的可能原因有兩個。第一，不同希望水平的大學(xué)生進行反芻思維的方式不同，即希望決定了反芻思維是適應(yīng)性的還是非適應(yīng)性的（Geiger＆ Kwon，2010；劉旺等，2014），從而導(dǎo)致社交焦慮程度的不同。具體來說，對于高希望水平的大學(xué)生，反芻思維可能發(fā)揮了積極的、適應(yīng)性的功能；對于低希望水平的大學(xué)生，反芻思維可能發(fā)揮了消極的、非適應(yīng)性的功能。例如，當(dāng)大學(xué)生對其自身孤獨感更多地進行消極的、非適應(yīng)性的強迫思考（如“我常常想我究竟做了什么會導(dǎo)致這樣”）時，高希望水平的大學(xué)生會以一種積極方式去克服他們的消極思想，產(chǎn)生動力繼續(xù)追求目標(biāo)，從而減輕社交互動帶來的焦慮；而低希望的個體很可能就會放棄和停止目標(biāo)追求，進而社交焦慮明顯提高。又如，當(dāng)大學(xué)生對自身孤獨感更多地進行積極的、適應(yīng)性的反省深思（如“我常常分析最近發(fā)生的事以便理解為什么感到郁悶”）時，低希望只會讓個體無法前進，社交焦慮明顯增加；而高希望個體很可能會把這樣的反省沉思當(dāng)成動力繼續(xù)追尋目標(biāo)，更好地解決社交互動的問題，有效降低社交焦慮。第二，倪士光（2016）從希望網(wǎng)絡(luò)理論（hope as a network）的視角分析發(fā)現(xiàn)，希望是社會交往的保護性因子。高希望水平的大學(xué)生具有更高的自我效能感，更傾向于感受到支持和安全，更容易與他人合作并從他人那里獲得幫助，從而更有效地應(yīng)對反芻思維，降低社交焦慮。因此可使用團體輔導(dǎo)、心理健康教育等方式開展系統(tǒng)化的希望培養(yǎng)，以期通過提高大學(xué)生希望水平，進而減輕反芻思維對大學(xué)生社交焦慮的影響。

有調(diào)節(jié)的中介模型對反芻思維的中介作用加上了在什么情況下更強或更弱的限定條件，這是對中介模型的深化和拓展。實際上，這種“整合式”研究取向在近年來備受重視。強調(diào)這種整合既帶來了概念上的豐富性，又提高了模型的解釋力，這可能正是有調(diào)節(jié)的中介模型區(qū)別于單純中介或調(diào)節(jié)模型的價值所在。本研究發(fā)現(xiàn)，對于低希望水平的大學(xué)生（希望取值范圍［－13．26， 3．95］），反芻思維的中介作用顯著，即孤獨感對社交焦慮既有直接作用，也通過反芻思維對社交焦慮有間接作用；對于高希望水平的大學(xué)生（希望取值范圍［3．96， 9．74］），反芻思維的中介效應(yīng)不顯著，即孤獨感對社交焦慮只有直接作用。因此，高校除了應(yīng)盡可能降低大學(xué)生的孤獨感之外，對于那些低希望水平的大學(xué)生還應(yīng)該采取措施盡可能減弱反芻思維，以減緩大學(xué)生的社交焦慮。

雖然本研究做出了一些貢獻，但還存在以下一些局限，這些局限也為進一步研究提供了方向。第一，樣本選取和地域的選擇有一定區(qū)域限制，影響了研究效果的普適性。第二，本研究全部采用自陳式量表來獲得數(shù)據(jù)，可能降低了研究效度。第三，本研究為橫斷研究，因此在因果推斷上存在困難。后續(xù)的研究可考慮拓展研究對象，使用多種方式獲得數(shù)據(jù)（如父母評價、同伴評價等），采用追蹤數(shù)據(jù)的研究方法從不同層次來考察孤獨感、反芻思維和社交焦慮的關(guān)系，進而用動態(tài)的眼光來看待變量間的關(guān)系。

陳燦銳，申荷永，李淅琮．（2009）．成人素質(zhì)希望量表的信效度檢驗．中國臨床心理學(xué)雜志，17（1），24－26．

丁倩，魏華，張永欣，周宗奎．（2016）．自我隱瞞對大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮的影響：社交焦慮和孤獨感的多重中介作用．中國臨床心理學(xué)雜志， 24（2）， 293－297．

方杰，張敏強，顧紅磊，梁東梅．（2014）．基于不對稱區(qū)間估計的有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗．心理科學(xué)進展，22（10）， 1660－1668．

郭素然，伍新春．（2011）．反芻思維與心理健康．中國心理衛(wèi)生雜志， 25（4）， 314－318．

郭曉薇．（2000）．大學(xué)生社交焦慮成因的研究．心理學(xué)探新，20（1）， 55－58．

韓秀，楊宏飛．（2009）．Nolen－Hoeksema反芻思維量表在中國的試用．中國臨床心理學(xué)雜志，17（5），550－551．

劉孟超，黃希庭．（2013）．希望：心理學(xué)的研究評述．心理科學(xué)進展， 21（3）， 548－560．

劉旺，田麗麗，陸紅．（2014）．職業(yè)女性反芻思維與自殺意念的關(guān)系：希望的調(diào)節(jié)作用．中國臨床心理學(xué)雜志，22（1）， 119－122．

倪士光，李虹，張平，徐繼紅．（2016）．壓力知覺對流動兒童社交焦慮的影響：希望的調(diào)節(jié)作用．中國特殊教育，（11）， 63－68．

宋穎，張守臣．（2016）．領(lǐng)悟社會支持對社交焦慮的影響：反芻思維的中介作用和社會阻抑的調(diào)節(jié)作用．心理科學(xué)， 39（1）， 172－177．

王歡，黃海，吳和鳴．（2014）．大學(xué)生人格特征與手機依賴的關(guān)系：社交焦慮的中介作用．中國臨床心理學(xué)雜志，22（3）， 447－450．

汪向東，王希林，馬弘．（1999）．心理衛(wèi)生評定量表手冊．北京：中國心理衛(wèi)生雜志社．

溫忠麟，葉寶娟．（2014）．有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗方法：競爭還是替補？ 心理學(xué)報， 46（5）， 714－726．

Brozovich， F．A．， Goldin， P．， Lee， I．， Jazaieri， H．， Heimberg， R．G．， ＆ Gross， J．J． （2015）．The effect of rumination and reappraisal on social anxiety symptoms during cognitive-behavioral therapy for social anxiety disorder．Journal of Clinical Psychology， 71（3）， 208－218．

Geiger， K．A．， ＆ Kwon， P． （2010）．Rumination and depressive symptoms：Evidence for the moderating role ofhope．Personality and IndividualDifferences， 49（5）， 391－395．

Hayes， A．F．（2013）．An introduction to mediation， moderation， and conditional process analysis： A regression－based approach．New York： Guilford Press．

Huan， V．S．， Ang， R．P．， ＆ Chye， S．（2014）．Loneliness and shyness in adolescent problematic internet users：The role of social anxiety．Child ＆ Youth Care Forum， 43（5）， 539－551．

Lee， S．， Tam， C．L．， ＆ Chie， Q．T． （2014）．Mobile phone usage preferences：The contributing factors of personality， social anxiety and loneliness．Social Indicators Research， 118（3）， 1205－1228．

Lim， M．H．， Rodebaugh， T．L．， Zyphur， M．J．， ＆ Gleeson， J．F．M．（2016）．Loneliness over time： The crucial role of social anxiety．Journal of Abnormal Psychology， 125（5）， 620－630．

Martin， L．L．， ＆ Tesser， A．（1989）．Toward a motivational and structural theory of ruminative thought．Research．

Morgan， J．， ＆ Banerjee， R．（2008）．Post－event processing and autobiographical memory in social anxiety：The influence of negative feedback and rumination．Journal of Anxiety Disorders， 22（7）， 1190－1204．

Nolen－Hoeksema， S． （1991）．Responses to depression and their effects on the duration of depressive episodes．Journal of Abnormal Psychology， 100（4）， 569－582．

Schoofs， H．， Hermans， D．， Griffith， J．W．， ＆ Raes， F．（2013）．Self－discrepancy and reduced autobiographical memory specificity in ruminating studentsand depressed patients．Cognition ＆ Emotion， 27 （2）， 245－262．

Tucker， R．P．， Wingate， L．R．， O’Keefe， V．M．， Mills，A．C．， Rasmussen， K．， Davidson， C．L．， ＆ Grant，D．M． （2013）．Rumination and suicidal ideation： The moderating roles of hope and optimism．Personality and Individual Differences， 55（5）， 606－611．

Vanhalst， J．， Luyckx， K．， Raes， F．， ＆ Goossens， L．（2012）． Loneliness and depressive symptoms： The mediating and moderating role of uncontrollable ruminative thoughts．The Journal of Psychology， 146（1－2）， 259－276．

Zawadzki， M．J．， Graham， J．E．， ＆ Gerin， W．（2013）．Rumination and anxiety mediate the effect of loneliness on depressed mood and sleep quality in college students．Health Psychology， 32（2）， 212－222．