新冠肺炎疫情下大學(xué)生情緒適應(yīng)性實驗

王佳麗 ，鄧建軍 ，*，李慶安

（1.內(nèi)蒙古鴻德文理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010017；2.北京師范大學(xué)心理學(xué)部，北京 100875*通信作者：鄧建軍，E-mail：1583481983@qq.com）

新冠肺炎（COVID-19）疫情暴發(fā)，對大學(xué)生造成了巨大的心理壓力。根據(jù)應(yīng)激理論和壓力易損假說，當(dāng)個體面對強(qiáng)烈應(yīng)激、較大壓力時容易造成情緒適應(yīng)性障礙［1-3］。研究表明，壓力性生活事件與心理和行為緊密相關(guān)［4-5］，并且當(dāng)個體面對突發(fā)的、嚴(yán)重的壓力性事件時，其應(yīng)激能力會減弱，容易增加負(fù)性情緒體驗［6-7］。其原因主要是突發(fā)性、創(chuàng)傷性事件使個體控制感缺失、歸屬感降低，從而負(fù)性情緒體驗增加［8-9］。此外，研究表明，隔離容易造成個體情緒失調(diào)［10］。新冠肺炎疫情暴發(fā)以來，嚴(yán)格的社會隔離措施必然引起大學(xué)生的心理缺失感、失控感、無助感，進(jìn)而導(dǎo)致抑郁、焦慮等情緒適應(yīng)性障礙［11-12］。為此，新冠肺炎疫情對大學(xué)生會產(chǎn)生較大心理應(yīng)激，進(jìn)而導(dǎo)致焦慮、抑郁等情緒適應(yīng)性障礙［5］。

根據(jù)資源保護(hù)理論，個體所擁有或能利用的心理資源越多，其抵抗壓力的能力就越強(qiáng)，即社會支持能增強(qiáng)其應(yīng)對能力。研究表明，大學(xué)生社會支持越多，則對負(fù)性情緒緩沖作用越強(qiáng)［7，13］，提示社會支持對重大應(yīng)激障礙具有積極預(yù)防作用［14］。依據(jù)人際關(guān)系理論模型，個體面對壓力生活事件時，社會支持水平越高則抑郁水平越低，并且領(lǐng)悟社會支持較實際社會支持作用顯著［15-16］。研究表明，社會支持有利于減輕隔離措施產(chǎn)生的負(fù)性情緒體驗［17-18］。

此外，領(lǐng)悟社會支持不僅能直接作用于情緒適應(yīng)性，而且在壓力和情緒適應(yīng)性之間具有調(diào)節(jié)作用［19］。根據(jù)資源保護(hù)理論和應(yīng)激理論，當(dāng)個體心理資本越多，即獲得的外界支持越多，則個體應(yīng)對壓力的能力就越強(qiáng)［20］。既往研究顯示，領(lǐng)悟社會支持與大學(xué)生抑郁的關(guān)系較主觀（客觀）社會支持的聯(lián)系更緊密，表明領(lǐng)悟社會支持更有利于緩沖壓力事件對個體的情緒適應(yīng)性影響［7，21］。提示領(lǐng)悟社會支持在疫情壓力與情緒適應(yīng)性之間可能具有中介效應(yīng)，但是尚缺少實證研究。

本研究擬考察COVID-19疫情壓力、領(lǐng)悟社會支持對大學(xué)生情緒適應(yīng)性的影響。首先，考察COVID-19疫情壓力對大學(xué)生抑郁、焦慮的影響以及領(lǐng)悟社會支持在其間的中介效應(yīng)；其次，通過語義啟動操縱領(lǐng)悟社會支持水平，檢驗領(lǐng)悟社會支持對疫情壓力與情緒適應(yīng)性關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1 對象與方法

1.1 對象

首先，采用整群隨機(jī)取樣選取高校大學(xué)生樣本進(jìn)行網(wǎng)上問卷調(diào)查。共收回有效問卷3 219份，年齡17～24歲［（20.78±1.46）歲］，男生741人（23.0%），女生2 478人（77.0%）；城鎮(zhèn)1 266人（39.3%），鄉(xiāng)村1 953人（60.7%）。所有問卷均是匿名填寫，而且問卷調(diào)查時間是至少實施隔離21天后進(jìn)行。

其次，采用方便取樣方法，分別于COVID-19疫情高發(fā)區(qū)和低發(fā)區(qū)各取被試80人，隨機(jī)分到高壓力+高領(lǐng)悟社會支持組、高壓力+低領(lǐng)悟社會支持組、低壓力+高領(lǐng)悟社會支持組、低壓力+低領(lǐng)悟社會支持組，每組40人，年齡17～24歲［（20.50±1.30）歲］。為檢驗疫情壓力分組有效性，對被試進(jìn)行COVID-19疫情壓力問卷評定。檢驗結(jié)果顯示，分組后各組內(nèi)部COVID-19疫情壓力水平差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05），但高壓力組與低壓力組之間COVID-19疫情壓力水平差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.01）。為保證疫情壓力分組的同質(zhì)性，各組在性別、年齡上進(jìn)行平衡。

1.2 工具

1.2.1 疫情壓力問卷

參考劉賢臣等編制的青少年生活事件量表（Adolescent Self-Rating Life Events Check List，ASLEC），編制了COVID-19疫情壓力問卷用于評定個體承受疫情壓力的主觀感受。該問卷共8個條目，采用5點(diǎn)計分，1到5表示“非常低”到“非常高”，評分越高表示主觀感受到的疫情壓力越大。本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.772，分半信度為0.566，驗證性因素分析各擬合度指標(biāo)較好［χ2（6.815）/df（4）=1.704，P＜0.01，CFI=0.998，TLI=0.988，RMSEA=0.015］，結(jié)果表明疫情壓力問卷具有良好的信效度。

1.2.2 領(lǐng)悟社會支持量表

采用Zimet編制的領(lǐng)悟社會支持量表（Perceived Social Support Scale，PSSS）。該量表包括 12個條目，主要測量大學(xué)生領(lǐng)悟到的來自家庭、朋友、老師的支持。該量表采用李克特7點(diǎn)計分，從1到7代表“完全不同意”到“完全同意”。量表評分越高表示領(lǐng)悟社會支持越多。本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.959，各擬合度指標(biāo)較好［χ2（158.72849）/df（34）=4.668，P＜0.01，CFI=0.990，TLI=0.982，RMSEA=0.057］。

1.2.3 抑郁自評量表

采用Zung編制的抑郁自評量表（Self-rating Depression Scale，SDS）測量。該量表共20個題目，考察個體最近一周的心理感受。量表采用李克特4級評分，從1到4代表“從不或偶爾”到“總是”。其中部分為反向計分條目。以項目的平均分為抑郁指數(shù)分，得分越高，表示抑郁程度越嚴(yán)重。本研究中，該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.877，驗證性因素分析各擬合指數(shù)良好［χ2（114.215）/df（80）=1.428，P＜0.01，CFI=0.923，TLI=0.903，RMSEA=0.066］，說明該量表有很好的信效度。

1.2.4 焦慮自評量表

采用Zung編制的自評焦慮量表（Self-rating Anxiety Scale，SAS）測量。該量表共20個題目，考察個體最近一周的心理感受。量表采用李克特4級評分，從1到4表示“沒有或很少時間”到“絕大部分或全部時間”。其中部分為反向計分條目。以項目的平均分為焦慮指數(shù)分。本研究中，該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.886，驗證性因素分析表明各擬合指數(shù)良好［χ2（78.775）/df（71）=1.110，P＜0.01，CFI=0.958，TLI=0.946，RMSEA=0.049］，說明該量表有很好的信效度。

1.2.5 社會人口學(xué)信息問卷

采用自編社會人口學(xué)信息問卷收集大學(xué)生的性別、年齡、城鄉(xiāng)信息，包括新冠肺炎疫情的相關(guān)情況。例如家庭中是否有確診或疑似病人、居住小區(qū)或街道（村）是否有確診和疑似病人、是否居家隔離或醫(yī)院隔離。

1.2.6 實驗材料

為操縱領(lǐng)悟社會支持水平，編制了相應(yīng)啟動材料，即閱讀一段表示社會支持情境的故事材料。該材料有兩個版本：一是高社會支持的材料，二是低社會支持的材料。前者故事主要描述為：“自疫情暴發(fā)以來，各級政府組織、社會機(jī)構(gòu)、自愿者等均對疫情重災(zāi)區(qū)、疫情隔離人員進(jìn)行了援助支持，提供了必要的醫(yī)療、豐富的生活物資等各種支持和關(guān)心?！迸c此相反，后者的故事主要描述為：“自疫情暴發(fā)以來，由于疫情壓力大、人員眾多，雖然政府組織、社會機(jī)構(gòu)加大了工作力度，但仍有些社區(qū)、人員未能得到及時的幫助，存在物資短缺、救助不力等情況。”

1.3 實驗程序

首先，本研究數(shù)據(jù)以班級為單位通過問卷星形式調(diào)查。問卷均采用匿名方式填寫，指導(dǎo)語中告知被試此調(diào)查僅為新冠肺炎疫情科學(xué)研究所用，并對數(shù)據(jù)完全保密。數(shù)據(jù)下載后對其完整性、有效性進(jìn)行檢查，刪除不完整或無效數(shù)據(jù)。

其次，采用2（疫情壓力：高/低）×2（領(lǐng)悟社會支持：高/低）的兩因素組間設(shè)計，疫情壓力、領(lǐng)悟社會支持均為組間變量，因變量為抑郁、焦慮。具體實驗程序：第一步，被試分配。根據(jù)問卷調(diào)查結(jié)果，以COVID-19疫情壓力評分將被試分為高疫情壓力組和低疫情壓力組。然后分別從高壓力組和低壓力組各隨機(jī)選取80人，隨機(jī)分配進(jìn)2個實驗組，每個實驗組40人。第二步，材料啟動。各實驗組被試分別閱讀相應(yīng)的啟動材料，為檢驗啟動材料的有效性，所有被試對啟動材料中社會支持水平進(jìn)行7級評分，即從“最低”到“最高”分別計為“1”到“7”分。第三步，完成材料啟動后，被試完成疫情壓力問卷、PSSS、SDS和SAS的評定。

1.4 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS 22.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行管理和分析。首先，進(jìn)行各變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)分析，以及差異檢驗、回歸分析和中介效應(yīng)檢驗。采用SPSS的Process（model 4）插件進(jìn)行中介模型檢驗。路徑檢驗采用置信區(qū)間法（Bias-corrected bootstrapping），當(dāng)置信區(qū)間不包括0時，表示效應(yīng)顯著。其次，采用獨(dú)立樣本t檢驗方法檢驗實驗的啟動效應(yīng)。同時采用兩因素方差分析法和回歸分析法檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)，效應(yīng)量的顯著性通過95%CI確定。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差檢驗結(jié)果

應(yīng)用下列方法控制共同方法偏差：①所有問卷調(diào)查采用匿名方式填寫；②選擇信效度較高的量表或問卷；③問卷中設(shè)計部分反向計分項目；④選取樣本時按比例抽取各年級的大學(xué)生，增加大學(xué)生個體間的差異。采用Harman單因素檢驗法對共同方法偏差顯著性進(jìn)行檢驗，結(jié)果表明，該數(shù)據(jù)中特征值大于1的因子共有10個，第一個因子解釋了總變異的23.946%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，故不存在顯著的共同方法偏差問題。

2.2 各變量的差異分析

不同性別的大學(xué)生疫情壓力問卷、PSSS、SDS和SAS評分差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05或0.01）；不同年齡組大學(xué)生疫情壓力水平差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.01）；城市大學(xué)生與鄉(xiāng)村大學(xué)生相比，疫情壓力問卷、SDS和SAS評分差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05或0.01）。家庭或小區(qū)有確診病人或疑似病人的大學(xué)生PSSS、SDS和SAS評分差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.01）；居家隔離與非居家隔離的大學(xué)生疫情壓力問卷和SDS評分差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05或0.01）。見表1。

表1 不同指標(biāo)的社會人口學(xué)差異特征（±s）

表1 不同指標(biāo)的社會人口學(xué)差異特征（±s）

注：aP＜0.01，bP＜0.05；PSSS，領(lǐng)悟社會支持量表；SDS，抑郁自評量表；SAS，焦慮自評量表；“確診”是指家庭或居住小區(qū)街道（村）有確診病人；“疑似”是指家庭或居住小區(qū)街道（村）有疑似病人；“隔離”是指因肺炎疫情進(jìn)行的防控措施，包括居家隔離和非居家隔離

組 別性別年齡城鄉(xiāng)是否確診是否疑似隔離男性（n=741）女性（n=2478）≤21歲（n=1796）＞21歲（n=1423）城市（n=1266）鄉(xiāng)村（n=1953）是（n=1180）否（n=2039）是（n=1139）否（n=2080）非居家（n=1122）居家（n=2097）疫情壓力評分2.78±0.89 2.90±0.76 2.92±0.82 2.82±0.76 2.96±0.76 2.82±0.74 2.88±0.78 2.86±0.82 2.88±0.78 2.87±0.83 2.94±0.83 2.84±0.77 t-3.758a 3.715a 3.433a 0.738 0.424 3.263a PSSS評分5.00±1.52 5.16±1.31 5.10±1.39 5.16±1.32 5.10±1.32 5.12±1.43 5.18±1.30 5.04±1.45 5.18±1.30 5.02±1.46 5.14±1.35 5.12±1.37 t-2.836a-1.208 0.455 2.911a 3.251a 0.406 SDS評分1.73±0.49 1.80±0.55 1.72±0.48 1.76±0.52 1.76±0.71 1.71±0.65 1.81±0.53 1.70±0.48 1.82±0.53 1.70±0.48 1.77±0.50 1.73±0.50 t-3.433a-1.941 2.386b 5.644a 6.257a 1.961b SAS評分1.58±0.43 1.69±0.53 1.58±0.44 1.61±0.47 1.61±0.64 1.58±0.72 1.66±0.50 1.56±0.43 1.66±0.50 1.56±0.43 1.61±0.43 1.59±0.47 t-6.226a-1.749 2.138b 5.990a 5.964a 1.341

2.3 相關(guān)分析

大學(xué)生年齡（20.79±1.46）歲，問卷作答耗時（468.66±308.23）秒，疫情壓力問卷評分（2.88±0.80）分，PSSS、SDS、SAS評分分別為（4.24±0.87）分、（1.74±0.50）分、（1.59±0.46）分。年齡與疫情壓力問卷、SDS和SAS評分呈正相關(guān)（r=0.033～0.072，P＜均 0.01）。疫情壓力問卷評分與PSSS、SAS和SDS評分均呈正相關(guān)（r=0.158～0.235，P均＜0.01）。PSSS評分與SDS和SAS評分呈負(fù)相關(guān)（r=-0.312、-0.210，P＜0.01）。見表2。

表2 相關(guān)分析（r）

2.4 回歸分析

以性別、答題時間、疫情壓力、領(lǐng)悟社會支持為預(yù)測變量，對抑郁、焦慮進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，性別、時間、疫情壓力、領(lǐng)悟社會支持均能顯著預(yù)測大學(xué)生抑郁水平（β=-0.495～0.252，P均＜0.01）和焦慮水平（β=-0.383～0.289，P均＜0.01）。見表3。

表3 各變量對抑郁、焦慮的回歸分析

2.5 領(lǐng)悟社會支持在疫情壓力與抑郁、焦慮之間的中介作用

根據(jù)假設(shè)模型，構(gòu)建疫情壓力為自變量、領(lǐng)悟社會支持為中介變量、抑郁和焦慮為因變量的檢驗?zāi)Ｐ?。疫情壓力到領(lǐng)悟社會支持的直接路徑顯著（β=0.235，P＜0.01，95%CI=0.176～0.294），到抑郁的直接路徑顯著（β=0.161，P＜0.01，95%CI=0.142～0.180），領(lǐng)悟社會支持到抑郁的作用路徑顯著（β=-0.186，P＜0.01，95%CI=-0.196～0.175］）。領(lǐng)悟社會支持的間接效應(yīng)顯著（Effect=-0.044，95%CI=-0.058～0.032）。

類似的，疫情壓力到焦慮的直接作用路徑顯著（β=0.166，P＜0.01，95%CI=0.148～0.184），領(lǐng)悟社會支持到焦慮的作用路徑顯著（β=-0.132，P＜0.01，95%CI=-0.143～0.122）。領(lǐng)悟社會支持的間接效應(yīng)顯著（Effect=-0.031，95%CI=-0.042～0.023）。見圖1。

2.6 啟動操作預(yù)分析

分析啟動材料的有效性。以高低社會支持啟動分組為自變量，啟動材料所反映社會支持水平為因變量，獨(dú)立樣本t檢驗顯示，高社會支持組得分高于低社會支持組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義［（5.70±1.31）分vs.（2.68±0.73）分，P＜0.01］。

圖1 領(lǐng)悟社會支持的中介作用模型

2.7 領(lǐng)悟社會支持對疫情壓力與抑郁和焦慮關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

不同疫情壓力和領(lǐng)悟社會支持條件下大學(xué)生SDS和SAS評分見表4。以抑郁、焦慮為因變量，對數(shù)據(jù)進(jìn)行2（疫情壓力：高/低）×2（領(lǐng)悟社會支持：高/低）的兩因素方差分析。結(jié)果表明，疫情壓力分組對抑郁的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，159）=4.877，P＜0.05，η2p=0.027，高疫情壓力組大學(xué)生的SDS評分高于低疫情壓力組；領(lǐng)悟社會支持對抑郁的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，159）=118.301，P＜0.01，η2p= 0.402，高領(lǐng)悟社會支持條件下大學(xué)生的SDS評分低于低領(lǐng)悟社會支持組；疫情壓力與領(lǐng)悟社會支持的交互作用顯著，F(xiàn)（1，159）=10.903，P＜0.01，η2p=0.058。進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析顯示：僅在高社會支持條件下，疫情壓力對抑郁的影響效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，79）=1.902，P＜0.05，高疫情壓力條件下抑郁水平更高；但在低社會支持條件下，疫情壓力對抑郁的影響效應(yīng)不顯著F（1，79）=1.458，P=0.125。

此外，疫情壓力分組對焦慮的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，159）=4.739，P＜0.05，η2p=0.026，高疫情壓力組大學(xué)生的焦慮得SAS評分高于低疫情壓力組；領(lǐng)悟社會支持對焦慮的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，159）=36.393，P＜0.01，η2p= 0.171，高領(lǐng)悟社會支持條件下大學(xué)生的SAS評分低于低領(lǐng)悟社會支持組；疫情壓力與領(lǐng)悟社會支持的交互作用臨界顯著，F(xiàn)（1，159）=4.159，P=0.05，η2p=0.021。進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析顯示：低社會支持條件下，疫情壓力對焦慮的影響效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，79）=1.217，P=0.267；高社會支持條件下，疫情壓力對焦慮的影響效應(yīng)不顯著F（1，79）=1.050，P=0.422。

表4 不同疫情壓力和領(lǐng)悟社會支持條件下大學(xué)生SDS和SAS評分

2.8 領(lǐng)悟社會支持的簡單效應(yīng)分析

以抑郁、焦慮為因變量，疫情壓力為自變量，領(lǐng)悟社會支持為調(diào)節(jié)變量進(jìn)行回歸分析。首先，對疫情壓力、領(lǐng)悟社會支持進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，并且取兩者乘積為調(diào)節(jié)項。其次，進(jìn)行分層回歸，根據(jù)乘積項對抑郁、焦慮的回歸系數(shù)判斷是否顯著。結(jié)果表明，疫情壓力與領(lǐng)悟社會支持的交互項可以正向預(yù)測抑郁（β=0.163，P＜0.01）。乘積項到抑郁的路徑，95%的置信區(qū)間不包含0（95%CI=0.106～0.011）。此外，疫情壓力與領(lǐng)悟社會支持的交互項對焦慮預(yù)測作用不顯著（β=0.068，P=0.131）。

4 討 論

結(jié)果顯示，女大學(xué)生在疫情壓力、領(lǐng)悟社會支持、抑郁和焦慮水平上均高于男性；低年齡組大學(xué)生疫情壓力高于高年齡組；城市大學(xué)生疫情壓力、抑郁、焦慮水平高于鄉(xiāng)村大學(xué)生。家人或密切接觸者中有確診或疑似病人者，領(lǐng)悟社會支持、抑郁、焦慮水平均較高，而強(qiáng)制隔離者疫情壓力和抑郁水平也較高。提示女性或低年齡大學(xué)生容易感受到疫情壓力，女性還會有更高水平的領(lǐng)悟社會支持和抑郁、焦慮反應(yīng)。同時，強(qiáng)制隔離的大學(xué)生容易感受更高的疫情壓力和抑郁水平。

相關(guān)分析結(jié)果顯示，COVID-19疫情壓力與領(lǐng)悟社會支持、抑郁、焦慮水平顯著相關(guān)。提示大學(xué)生疫情壓力較高，則有更高的領(lǐng)悟社會支持和抑郁、焦慮水平。與既往研究結(jié)果一致，事件壓力能影響領(lǐng)悟社會支持和情緒適應(yīng)性［6，22］，即壓力事件容易導(dǎo)致大學(xué)生負(fù)性情緒體驗［3-4］。尤其在隔離狀態(tài)下，疫情壓力更會增強(qiáng)領(lǐng)悟社會支持和抑郁、焦慮水平［6］。結(jié)果顯示，領(lǐng)悟社會支持是抑郁、焦慮的保護(hù)因素。此外，女性、答題時間較長和疫情壓力較高的大學(xué)生抑郁、焦慮水平較高，與既往研究結(jié)果一致，表明大學(xué)生抑郁、焦慮情緒具有性別差異，并且受壓力事件影響［11，13］。此外，領(lǐng)悟社會支持能抑制大學(xué)生抑郁水平，驗證了前人結(jié)果［7，22］，也證明了資源保護(hù)理論和人際關(guān)系理論，即領(lǐng)悟社會支持對個體情緒適應(yīng)性具有積極作用［19］。

研究結(jié)果支持預(yù)期假設(shè)，即領(lǐng)悟社會支持在疫情壓力與抑郁、焦慮之間起部分中介作用。說明感知社會支持能有效緩沖疫情壓力對大學(xué)生造成的抑郁、焦慮反應(yīng)。這與既往研究結(jié)果一致，表明大學(xué)生感知的領(lǐng)悟社會支持，能部分影響疫情壓力帶來的負(fù)性情緒影響［7，23］。本研究表明，領(lǐng)悟社會支持對壓力與情緒性關(guān)系除具有調(diào)節(jié)作用外，還能在壓力與情緒適應(yīng)性之間起中介作用，即能緩沖生活事件的負(fù)性影響。

最后，結(jié)果顯示，社會支持啟動對大學(xué)生抑郁、焦慮主效應(yīng)均顯著，即在高社會支持條件下，大學(xué)生抑郁、焦慮水平均較低。此外，COVID-19疫情壓力分組與社會支持啟動對抑郁、焦慮交互作用顯著，僅在高社會支持條件下，疫情壓力分組對抑郁、焦慮的效應(yīng)顯著，即高疫情壓力條件下的大學(xué)生具有更強(qiáng)的抑郁和焦慮情緒。結(jié)果表明，疫情壓力分組對大學(xué)生的抑郁情緒體驗影響受領(lǐng)悟社會支持條件調(diào)節(jié)，但是疫情壓力與焦慮的關(guān)系不受領(lǐng)悟社會支持的調(diào)節(jié)，此結(jié)果與既往研究一致［9］。人際關(guān)系與個體的抑郁情緒具有緊密聯(lián)系，而對焦慮情緒影響不明顯。分析原因可能是焦慮更多反映對未來一種不可控感，而抑郁則多反映個體的人際關(guān)系，如果個體擁有良好的人際關(guān)系，則自我感知良好、抑郁水平較低。提示針對疫情壓力下大學(xué)生的焦慮情緒，需要從壓力水平上幫助緩解，關(guān)注社會支持系統(tǒng)作用不明顯。

本研究不足：第一，樣本分布呈偏態(tài)分布。由于學(xué)生群體自身差異，即女生多于男生，故而變量在性別上的差異可能是樣本量所致。第二，雖然進(jìn)行了相關(guān)設(shè)計與實驗設(shè)計結(jié)合，但研究結(jié)果仍不能說明效果的長效性，即疫情壓力對抑郁、焦慮的長期影響如何。第三，領(lǐng)悟社會支持對焦慮的調(diào)節(jié)作用不顯著，其機(jī)理有待進(jìn)一步探討。

綜上所述，疫情壓力對大學(xué)生情緒適應(yīng)性具有負(fù)性影響。領(lǐng)悟社會支持不僅有利于大學(xué)生情緒適應(yīng)性，而且能緩解疫情壓力對大學(xué)生抑郁、焦慮的負(fù)性作用，并對疫情壓力與抑郁的關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。同時，研究結(jié)果對推動大學(xué)生心理健康服務(wù)提供了較新的思路，即通過增強(qiáng)社會支持系統(tǒng)，豐富大學(xué)生心理資源，進(jìn)而增強(qiáng)其應(yīng)對生活事件的能力。此外，在抑郁與焦慮的心理幫助上應(yīng)區(qū)別對待。