青少年壓力感知對(duì)執(zhí)行功能的影響：自我厭惡和負(fù)性情緒的作用路徑

朱嘉琪，朱會(huì)群，乞 盟，高煥琴，莊蕓月，陳景旭*

（1. 承德醫(yī)學(xué)院，河北 承德 067000；2. 莒縣精神康復(fù)醫(yī)院，山東 日照 276500；3. 北京回龍觀醫(yī)院/北京大學(xué)回龍觀臨床醫(yī)學(xué)院，北京 100096

壓力感知也稱壓力知覺，是個(gè)體經(jīng)歷壓力性事件時(shí)對(duì)外部事件的內(nèi)部認(rèn)知與評(píng)估的動(dòng)態(tài)過程，個(gè)體對(duì)壓力事件的解釋具有認(rèn)知差異［1］。壓力感知是青少年出現(xiàn)負(fù)性情緒及軀體化癥狀的合理解釋之一，且女生往往比男生報(bào)告更高的壓力感知水平以及更多的精神和軀體癥狀［2］。在青春期這一身心快速發(fā)展的階段，個(gè)體處事方式尚不成熟，面對(duì)負(fù)面事件時(shí)，情緒反應(yīng)性和感知壓力增加，若處理不當(dāng)，易出現(xiàn)物質(zhì)濫用、進(jìn)食障礙以及創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙等［3-4］，且青少年壓力感知與學(xué)業(yè)難度具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性［5］。故青少年壓力感知的心理機(jī)制值得關(guān)注與探究。

執(zhí)行功能是一種高級(jí)認(rèn)知能力，是個(gè)體在目標(biāo)導(dǎo)向行為中對(duì)自身思想和行為進(jìn)行有意識(shí)控制的心理過程。執(zhí)行功能由工作記憶、抑制能力和認(rèn)知靈活性組成，處于青春期的個(gè)體更容易受外界應(yīng)激源干擾，從而影響執(zhí)行功能［6-7］。既往研究結(jié)果顯示，青少年壓力感知水平可引起記憶檢索相關(guān)腦區(qū)的變化［8］。加工效率理論及注意控制理論認(rèn)為，焦慮會(huì)降低個(gè)體任務(wù)加工效率，其中特質(zhì)性焦慮主要損害抑制及轉(zhuǎn)換的執(zhí)行任務(wù)［9］。此外，注意抽離受損假設(shè)認(rèn)為，抑郁情緒會(huì)使個(gè)體對(duì)負(fù)性刺激的關(guān)注增加，形成重復(fù)性負(fù)性思維模式，降低執(zhí)行控制功能［10］。因此，青少年的執(zhí)行功能可能受到壓力感知和負(fù)性情緒的影響。

自我厭惡是一種消極的自我意識(shí)情緒，是個(gè)體指向于自我的厭惡或憎恨，與焦慮抑郁情緒存在相關(guān)性［11］，且自我厭惡是抑郁癥狀最有效的預(yù)測因子［12］。一項(xiàng)隨訪2 年的縱向研究結(jié)果顯示，自我厭惡、孤獨(dú)和睡眠障礙是經(jīng)歷自然災(zāi)害的青少年抑郁癥狀的核心特征，具有時(shí)間穩(wěn)定性［13］。因此，可認(rèn)為自我厭惡、壓力感知、負(fù)性情緒與執(zhí)行功能之間具有關(guān)聯(lián)性。

基于既往研究，本研究假設(shè)青少年經(jīng)歷壓力性情境時(shí)，若感知到壓力且無法適應(yīng)，可能引發(fā)焦慮抑郁等負(fù)性情緒，進(jìn)而可能損害執(zhí)行功能，即自我厭惡和負(fù)性情緒是壓力感知與執(zhí)行功能之間的鏈?zhǔn)阶饔寐窂?。通過研究青少年執(zhí)行功能受影響的作用路徑，以期對(duì)改善青少年的執(zhí)行功能提供參考。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

采用方便抽樣法，于2022年5月1日—30日選取山東省日照市5所高中（90個(gè)班）和5所初中（60個(gè)班）的7 734名青少年為研究對(duì)象。發(fā)放問卷7 734份，回收有效問卷7 012 份，有效問卷回收率為90.66%。本研究通過北京回龍觀醫(yī)院倫理委員會(huì)批準(zhǔn)（批件號(hào)：2021-18-科）。

1.2 研究工具

采用自編調(diào)查表收集青少年的一般資料，包括性別、年齡、年級(jí)、是否獨(dú)生以及同住人員情況。

采用壓力感知量表（Perceived Stress Scale，PSS）［14］評(píng)定青少年壓力感知水平。該量表共10 個(gè)條目，包含危機(jī)知覺和應(yīng)對(duì)能力知覺2個(gè)因子，各條目采用0（從不）～4 分（總是）5 級(jí)評(píng)分，其中條目4、5、7、8 為反向計(jì)分條目?？傇u(píng)分范圍0～40 分，總評(píng)分越高表明個(gè)體感受到的壓力水平越高。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.736。

采用執(zhí)行功能行為評(píng)定量表自評(píng)版（Behavior Rating Inventory of Executive Function-Self Report Version，BRIEF-SR）［15］評(píng)定青少年執(zhí)行功能。該量表共80 個(gè)條目，包括行為管理和元認(rèn)知功能2 個(gè)維度。行為管理包括抑制、轉(zhuǎn)換、情緒控制和自我監(jiān)控4 個(gè)因子；元認(rèn)知功能包括工作記憶、計(jì)劃/組織、材料組織和任務(wù)完成4 個(gè)因子。各條目采用1（從不）～3 分（經(jīng)常）3 級(jí)評(píng)分，總評(píng)分為各條目評(píng)分之和，總評(píng)分范圍80～240 分，總評(píng)分越高表明執(zhí)行功能受損越嚴(yán)重。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.980。

采用患者健康問卷（Patient Health Questionnaire-4，PHQ-4）［16］評(píng)定青少年負(fù)性情緒嚴(yán)重程度。該量表由患者健康問卷（Patient Health Questionnaire-2，PHQ-2）與廣泛性焦慮量表（Generalized Anxiety Disorder-2，GAD-2）組成。采用0（沒有）～3 分（幾乎每天）4 級(jí)評(píng)分，總評(píng)分范圍0～12 分，總評(píng)分越高表明負(fù)性情緒越嚴(yán)重，總評(píng)分≤2 分為無負(fù)性情緒，＞2 分為存在負(fù)性情緒。本研究中，該問卷Cronbach’sα系數(shù)為0.876。

采用自我厭惡量表（Self-Hate Scale，SHS）［17］評(píng)定青少年自我厭惡水平。該量表共7 個(gè)條目，采用1（非常不同意）～7 分（非常同意）7 級(jí)計(jì)分?？傇u(píng)分范圍7～49 分，總評(píng)分越高表明自我厭惡程度越高。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.950。

1.3 評(píng)定方法與質(zhì)量控制

采用北京回龍觀醫(yī)院電子數(shù)據(jù)采集系統(tǒng)發(fā)放問卷，問卷首頁附有知情同意書。調(diào)查前，征得被調(diào)查學(xué)校的負(fù)責(zé)人、老師及學(xué)生知情同意。評(píng)定前，由調(diào)查人員對(duì)各學(xué)校進(jìn)行調(diào)查的研究負(fù)責(zé)人進(jìn)行量表一致性培訓(xùn)，由所在學(xué)校的各研究負(fù)責(zé)人對(duì)各班級(jí)的學(xué)生說明填寫要求并現(xiàn)場答疑，研究對(duì)象獨(dú)立填寫后提交。收集數(shù)據(jù)后，由質(zhì)控人員檢查問卷，剔除重復(fù)作答、錯(cuò)填、邏輯錯(cuò)誤、填寫不完整以及作答時(shí)間過短的問卷。

1.4 統(tǒng)計(jì)方法

采用SPSS 26.0 進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。采用Harman單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。計(jì)數(shù)資料以［n（%）］表示，組間比較采用χ2檢驗(yàn)；經(jīng)正態(tài)性檢驗(yàn)，本研究各量表評(píng)分均不符合正態(tài)分布，以［M（P25，P75）］表示，組間比較采用Mann-WhitneyU、Kruskal-WallisH檢驗(yàn)。采用Spearman 相關(guān)分析考查各量表評(píng)分的相關(guān)性。采用偏差矯正的非參數(shù)百分位Bootstrap 抽樣方法，使用SPSS 宏程序Process 4.1 插件中的model 6 進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，Bootstrap 樣本量為5 000，95%CI不包括0，表示存在中介作用。檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman 單因素檢驗(yàn)法對(duì)所有變量進(jìn)行探索性因子分析，結(jié)果顯示，特征根大于1 的因子共10 個(gè)，第一個(gè)公因子解釋的累計(jì)變異量為38.34%，小于臨界值40%，表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2 一般資料

共7 012 名青少年完成有效問卷調(diào)查，年齡12～20 歲［（15.89±1.44）歲］。男生3 266 人（46.58%），女生3 746 人（53.42%）；初一1 171 人（16.70%），初二948 人（13.52%），初三395 人（5.63%），高一2 078 人（29.63%），高二2 036 人（29.04%），高三384 人（4.96%）；獨(dú)生子女842 人（12.01%），非獨(dú)生子女6 170人（87.99%）；家庭同住情況：與父母同住5 632 人（80.32%），與父母其中一方同住1 217 人（17.36%），未與父母同住163人（2.32%）。

2.3 不同特征的青少年負(fù)性情緒檢出情況

檢出3 024 名（43.13%）青少年存在負(fù)性情緒，其中初中生819 名（27.08%），高中生2 205 名（72.92%）。女生負(fù)性情緒檢出率高于男生（χ2=125.227，P＜0.01），高中生負(fù)性情緒檢出率高于初中生（χ2=177.794，P＜0.01），未與父母同住的青少年負(fù)性情緒檢出率高于與父母同住或與父母一方同住的青少年（χ2=7.911，P＜0.05）。見表1。

表1 不同特征的青少年負(fù)性情緒檢出情況［n（%）］Table 1 Detection of negative affect among adolescents with different characteristics

2.4 不同特征的青少年各量表評(píng)分比較

女生PSS 評(píng)分高于男生（Z=10.067，P＜0.01），高中生PSS 評(píng)分高于初中生（Z=12.231，P＜0.01），未與父母同住的青少年P(guān)SS評(píng)分高于其他家庭同住情況的青少年（χ2=29.589，P＜0.01）。女生SHS 評(píng)分高于男生（Z=11.003，P＜0.01），高中生SHS 評(píng)分高于初中生（Z=8.624，P＜0.01），未與父母同住的青少年SHS 評(píng)分高于其他同住情況的青少年（χ2=14.395，P＜0.01）。女生BRIEF-SR 評(píng)分高于男生（Z=9.793，P＜0.01），高中生BRIEF-SR 評(píng)分高于初中生（Z=11.827，P＜0.01），未與父母同住的青少年BRIEF-SR 評(píng)分高于其他同住情況者（χ2=7.853，P＜0.01），差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。見表2。

表2 不同特征的青少年P(guān)SS、SHS、BRIEF-SR評(píng)分比較［M （P25，P75），分］Table 2 Comparison of PSS， SHS and BRIEF-SR scores among adolescents with different characteristics

2.5 相關(guān)分析

青少年BRIEF-SR評(píng)分與PSS評(píng)分、PHQ-4評(píng)分和SHS評(píng)分均呈正相關(guān)（r=0.564、0.653、0.597，P均＜0.01）；PSS 評(píng)分與PHQ-4 評(píng)分和SHS 評(píng)分均呈正相關(guān)（r=0.615、0.531，P均＜0.01）；PHQ-4 評(píng)分與SHS評(píng)分呈正相關(guān)（r=0.566，P＜0.01）。

2.6 中介效應(yīng)分析

Bootstrap 法中介效應(yīng)分析結(jié)果顯示，各路徑系數(shù)的置信區(qū)間均不包含0，故中介效應(yīng)顯著。壓力感知對(duì)執(zhí)行功能影響的總效應(yīng)為0.574（95%CI：0.555～0.594）；自我厭惡（間接效應(yīng)值為0.160，95%CI：0.145～0.175）和負(fù)性情緒（間接效應(yīng)值為0.143，95%CI：0.129～0.158）可能是壓力感知與執(zhí)行功能之間的作用路徑，效應(yīng)量分別為27.87%、24.91%，且自我厭惡-負(fù)性情緒是壓力感知與執(zhí)行功能之間的鏈?zhǔn)阶饔寐窂剑ㄩg接效應(yīng)值為0.065，95%CI：0.058～0.073），效應(yīng)量為11.32%。見表3、表4、圖1。

圖1 壓力感知與執(zhí)行功能鏈?zhǔn)阶饔寐窂紽igure 1 Chained mediation role of perceived stress and executive function

表3 負(fù)性情緒、自我厭惡在壓力感知與執(zhí)行功能之間的中介模型擬合與路徑系數(shù)Table 3 Model fit and path coefficients for mediation of negative affect and self-hate on the relationship between perceived stress and executive function

表4 基于Bootstrap法中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)Table 4 Significance test of mediation effect by Bootstrap method

3 討 論

本研究中，青少年的負(fù)性情緒檢出率為43.13%。在青少年時(shí)期，個(gè)體自我意識(shí)增強(qiáng)，學(xué)校環(huán)境是青少年最常報(bào)告的壓力源之一，包括人際關(guān)系和課業(yè)負(fù)擔(dān)增加等［18］。本研究結(jié)果顯示，青少年壓力感知存在性別差異，其原因可能是不同性別的青少年的壓力源存在差異，女生更容易感受到與學(xué)校相關(guān)的壓力以及更易受體型和外貌的影響，男生更容易感受到人際關(guān)系的壓力［19］。面對(duì)壓力源時(shí)，相較于男生，女生更多地采取以情感為中心的應(yīng)對(duì)策略［20］。未與父母同住的青少年有更多的負(fù)性情緒及較差的執(zhí)行功能，可能是因?yàn)檫@部分青少年經(jīng)歷親子分離，與父母的溝通交流相對(duì)較少，產(chǎn)生更多的心理健康問題與行為問題，如抑郁、焦慮、物質(zhì)濫用等［21-22］。

本研究結(jié)果顯示，青少年的壓力感知可直接影響執(zhí)行功能，與既往研究結(jié)果一致，即青少年感知到的壓力越多，可能表現(xiàn)出更差的心理復(fù)原力及執(zhí)行功能，且壓力感知水平較高可預(yù)測更差的學(xué)校適應(yīng)及學(xué)業(yè)成績［23］。從神經(jīng)生理學(xué)角度看，長期感知壓力的個(gè)體可能存在認(rèn)知功能受損，如較差的注意力和記憶力［24］。慢性壓力感知與急性壓力性事件暴露存在交互作用，慢性壓力感知會(huì)影響個(gè)體的認(rèn)知靈活性，進(jìn)而影響執(zhí)行功能［25］。負(fù)性情緒和自我厭惡是青少年壓力感知與執(zhí)行功能之間的作用路徑。當(dāng)青少年感知到壓力時(shí)，其出現(xiàn)負(fù)性情緒的可能性增加，而在負(fù)性情緒影響下，青少年難以繼續(xù)專注于當(dāng)前任務(wù)，即表現(xiàn)為執(zhí)行功能受損。大部分中學(xué)生存在較多的學(xué)業(yè)壓力及人際交往困難，根據(jù)自我評(píng)價(jià)理論，當(dāng)個(gè)體對(duì)自我價(jià)值和自我能力產(chǎn)生負(fù)性評(píng)價(jià)時(shí)，可能感知到壓力并導(dǎo)致負(fù)性情緒產(chǎn)生，進(jìn)而影響執(zhí)行功能［24］。

本研究結(jié)果顯示，自我厭惡與負(fù)性情緒在壓力感知與執(zhí)行功能之間存在鏈?zhǔn)阶饔寐窂?。自我厭惡是焦慮、抑郁情緒較強(qiáng)的預(yù)測因子［5，26］。當(dāng)個(gè)體對(duì)自身行為存在負(fù)性評(píng)價(jià)或自身能力不足時(shí)，易出現(xiàn)自我厭惡［27］。個(gè)體對(duì)日常生活事件的壓力感知可正向預(yù)測負(fù)性情緒，不合理的壓力應(yīng)對(duì)方式可誘發(fā)負(fù)性的自我評(píng)價(jià)，產(chǎn)生自我厭惡情緒，進(jìn)一步加重負(fù)性情緒［28］。Vias等［29］研究顯示，在控制焦慮、抑郁后，較高水平的自我厭惡與低自制力和沖動(dòng)行為有關(guān)，即自我厭惡水平較高可能會(huì)影響個(gè)體的執(zhí)行功能。當(dāng)中學(xué)生長期處于高壓力感知水平、缺乏有效的應(yīng)對(duì)策略時(shí)，易產(chǎn)生自我厭惡及負(fù)性情緒，影響執(zhí)行功能。

綜上所述，女生、高中生以及未與父母同住的青少年負(fù)性情緒檢出率和自我厭惡水平較高、執(zhí)行功能更差；壓力感知可以通過負(fù)性情緒與自我厭惡的獨(dú)立路徑或鏈?zhǔn)铰窂接绊懬嗌倌甑膱?zhí)行功能。本研究存在一定的局限性：本研究為橫斷面調(diào)查，無法得出各變量之間的因果關(guān)系；該中介分析可能存在內(nèi)生性問題導(dǎo)致估計(jì)偏誤，目前也很難找到可靠的工具變量來處理此問題，但此分析結(jié)果或許可以提供部分啟示，即負(fù)性情緒和自我厭惡可能是壓力感知影響執(zhí)行功能的獨(dú)立路徑或鏈?zhǔn)铰窂?，但不足以確定有無其他作用路徑；本研究將焦慮與抑郁合并為負(fù)性情緒進(jìn)行探討，未來可通過縱向研究，細(xì)化焦慮和抑郁情緒，進(jìn)一步探索負(fù)性情緒在影響執(zhí)行功能中的作用機(jī)制。