（初步选入26年8月）独处偏好对高中生抑郁的纵向影响：有调节的中介模型

                                            独处偏好对高中生抑郁的纵向影响：有调节的中介模型

                              侯冰莹1  黄娅2（1.贵州师范大学心理学院，550000；2.美国罗商大学 95035）

       摘要：为探讨独处偏好对高中生抑郁的纵向影响，以及学校适应的中介效应与核心自我评价的调节作用，采用独处偏好量表、学校适应量表、流调中心抑郁量表、核心自我评价量表，半年内对505名高中生进行2次追踪研究。结果发现：(1) 独处偏好跨时间显著正向预测高中生抑郁；(2) 学校适应在独处偏好与抑郁之间起纵向中介作用；(3) 核心自我评价显著调节中介效应的后半段路径。研究结果表明，独处偏好通过学校适应的中介作用影响高中生抑郁，而核心自我评价能够缓解学校适应对抑郁的消极影响。
      关键词：独处偏好；学校适应；核心自我评价；抑郁
一、 引言

      随着经济高速发展，人们生活节奏加快的同时，容易在高压的环境中出现各种心理问题。其中抑郁问题，一直是世界卫生组织重大的公共卫生议题，不仅威胁人类生命健康，还可能诱发严重的社会风险。一项研究表明，青年人抑郁症状的检出率为26.8%[1],可见抑郁问题尤为突出。抑郁以个体持续的心境低落为主要特征，伴随兴趣减退和快感缺失，严重影响人们的学习生活以及社交功能[2]。青春期是抑郁的高发期，根据《国民抑郁症蓝皮书》发布的数据显示，18岁以下抑郁症患者占总患者人数的30.3%，抑郁症群体逐渐趋于年轻化。对于高中生群体而言，当面对较重的学业、人际等多重压力，容易出现学校适应不良，产生抑郁问题[3]｡因此，探究高中生抑郁的影响因素及其作用机制，不仅有助于维持高中生的心理健康水平，而且为中学生抑郁问题提供了理论和实证依据，具有一定的现实意义。
       人际情绪调节理论表明，个体若频繁经历人际排斥或冲突等负面体验，更容易抑郁[4]。当个体经历被排斥或孤立时，会远离群体而倾向独处，近年来的研究发现，独处偏好是影响抑郁的重要因素。独处偏好是指个体与他人相处时，更偏爱独自活动的倾向[5]。早期被认为是一种社交退缩行为，伴随着孤独、寂寞、抑郁等负面情绪。高中生正值青春期，随着身心发展逐渐成熟，对父母的依赖程度降低，对同伴群体的影响显著增强，个体通过与同伴互动提升交往技能，培养良好的人际交往能力，不仅可以满足归属和爱的需要，还可以促进个体社会化的发展[6]。相反，受到人际困扰的高中生自我效能感低，回避人际交往，影响心理健康[7]。已有研究发现，中学生的独处偏好与社交焦虑、孤独感等内化问题正相关[8]。刘俊生等人对10-14岁青春早期儿童追踪发现，独处偏好能预测半年后的抑郁水平，进一步说明独处偏好对抑郁的跨时影响[9]。唐天桂等人对高中生研究发现，社交回避及苦恼可跨时预测抑郁[10]，而独处是社交回避的常见表现。有研究表明，15-18岁晚期阶段的青少年会体验更多自我认知矛盾和冲突，会产生较多的抑郁情绪[11]。基于此提出假设1：独处偏好能跨时间正向预测高中生抑郁。
       生态系统理论强调人的心理发展受到环境、时间以及人格特质等多方面的交互影响。学校作为高中生重要的学习和人际交往的场所，对青少年的身心发展起着重要作用。研究发现，学校适应不良会直接影响青少年的社会适应能力[12]。学校适应是指学生在学业、生活、人际等方面的适应情况[13]。缺少同伴帮助的独处偏好儿童，容易感知更重的学业压力，存在社交能力不足和适应力较差的问题[14-15]。实证研究显示，随着儿童年龄的增长，独处偏好不断上升，学校适应不断下降[16]。据此推测，独处偏好可以跨时间负向预测影响高中生的学校适应。此外学校适应不良的学生往往在人际方面、学业、情绪调节上面对更大的压力和挑战，难以融入集体生活产生疏离感，容易出现情绪调节适应不良,催化抑郁情绪[17-18]综上，提出假设2：学校适应可能在独处偏好和抑郁的关系中起纵向中介作用。
       青少年时期是自我意识快速发展的重要阶段。核心自我评价是个体对自身能力和价值的基本评估。实证研究显示，核心自我评价负向预测抑郁，是抑郁重要的保护因子[19]｡高核心自我评价的个体具有高自尊、高自我效能感、抗压能力较强，能够缓冲抑郁不利的影响[20]。相反，低核心自我评价的个体缺少心理资源，容易自卑，更容易引发抑郁问题[21]。此外，核心自我评价显著正向预测学校适应，高核心自我评价的个体，其发展和适应能力较好。因此，提出假设3：随着时间推移，核心自我评价可能缓冲学校适应对高中生抑郁的影响，即核心自我评价调节学校适应在独处偏好和抑郁中介后半段路径。
      本研究将使用两拨纵向数据考察T1独处偏好和T2抑郁的关系;（1）T2的学校适应是否存在中介关系（2）T1核心自我评价是否调节T2学校适应和T2抑郁之间的关系（见图1）

                                                             图1  研究假设模型

二、研究方法
（一）研究对象与过程
        采用方便取样法，选取湖北、广东两所学校共750名高中生进行问卷调查，施测前获得被试知情同意。2024年9月(T1)进行第一次测量，共发放750份问卷，有效回收问卷729份。2025年1月(T2)进行第二次测量，有效回收问卷550份。两次施测后，根据学生的姓名和学号进行匹配，删除无效问卷，有效问卷为505份。被试结构化流失检验结果显示，其中保留被试和流失被试在独处偏好(t=-1.43，p>0.05)、学校适应(t=1.74 p>0.05)、抑郁(t= -1.71，p>0.05)及核心自我评价(t=1.39，p>0.05)上均无显著差异，本研究不存在结构化流失。
（二）测量工具
1 独处偏好量表
      采用陈晓等人修订的独处偏好量表[22]，该量表包括独处需要、独处价值和独处方式三个维度，共11题。选择独处选项记1分，其余记0分，得分越高，代表独处偏好程度越高。本研究中该量表T1、T2的Cronbach’s α系数分别为0.80、0.82。
2 中学生学校适应量表
      采用崔娜编制的中学生学校适应量表[23]，共27题，量表包含同伴关系、师生关系、学业适应、学校态度和常规适应五个维度。采用5点计分，得分越高表明学校适应越好。本研究中该量表T1、T2的Cronbach’s α系数分别为0.91、0.92。
 3 流调中心抑郁量表
      采用Radloff 编制的流调中心抑郁量表[24]，共20题，采用0-3的4点计分，评估被试在一周内抑郁的频率和程度，分数越高表明抑郁越严重。本研究中该量表T1、T2的Cronbach’s α系数分别为0.86、0.87。
 4 核心自我评价量表
      采用杜建政等人修订的核心自我评价量表[25]，共10题。采用5点计分，分数越高表明核心自我评价水平越高。本研究中该量表T1、T2的Cronbach’s α系数分别为0.87、0.86。
三、结果
（一）共同方法偏差检验
    采用Harman 单因子方法来检测是否存在共同方法偏差。结果显示，T1共有13个因子的特征根大于1，首位因子解释的变异量为22.47%。T2共有14个因子的特征根大于1，首位因子解释的变异量为24.40%。两次均小于40%临界值，本次研究不存在严重的共同方法偏差[26]。

（二)各变量在不同时间点的变化趋势

  为进一步了解独处偏好、学校适应、核心自我评价和高中生抑郁在T1和T2上的差异，采用了配对样本t检验，结果见表1。高中生抑郁和学校适应在T1和T2时间点均有显著差异。其中T1时间点高中生抑郁的得分在T2时间点显著上升，而T1时间点的学校适应在T2时间点显著下降。独处偏好和核心自我评价在T1、T2均无显著差异。

                         表 1 独处偏好、学校适应、核心自我评价和高中生抑郁的 T1、T2 对比

                                   注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。                             

(三)各变量的纵向相关性分析
  结果所示，两次测量的独处偏好、抑郁、学校适应和核心自我评价的相关性均显著(ps<0.001) ，这表明四个变量均具有跨时稳定性，各变量的具体相关关系见表2。

                                                 表2  各变量的描述统计及相关分析

（四）独处偏好和抑郁：学校适应的中介和核心自我评价的调节作用
       首先，采用SPSS软件中的Process的Model4检验T2学校适应在T1独处偏好与T2抑郁之间的中介作用。回归分析结果表明，T1独处偏好可以显著正向预测T2抑郁(β=0.32 , t=7.52, P<0.001)。把T2学校适应加入回归方程后，T1独处偏好可以显著负向预测T2学校适应(β= -0.30, t= -7.11, P<0.001)，T2学校适应可以显著负向预测T2抑郁(β= -0.55, t= -16.28，P<0.001)。Bootstrap检验结果表明，T2学校适应在T1独处偏好与T2抑郁之间的中介效应显著，95%的置信区间为[0.12，0.22]，中介效应值为0.16，占总效应的53.33%。                                                                       

      其次，采用SPSS宏程序Model14检验T1核心自我评价的纵向调节作用。将T1核心自我评价纳入回归方程模型，结果显示(见表3和图2)，T2学校适应与T1核心自我评价的交互项对T2抑郁的预测作用显著(β=0.07, t=2.32, P<0.05)，95%的置信区间为[0.04，0.14]。这说明，T1核心自我评价对“T1独处偏好→T2学校适应→T2抑郁”这一中介路径的后半段起纵向调节作用。

                                                            表 3  有调节的中介模型检验

                            图2  T1独处偏好、T2学校适应、T1核心自我评价和T2抑郁的关系模型

       为深入探究核心自我评价调节学校适应与抑郁之间的相互关系，将核心自我评价按平均数加减一个标准差分为高分组和低分组，进行简单斜率检验。制成简单斜率分析图(如图3所示)，结果表明，对于低核心自我评价水平的高中生，学校适应对抑郁有显著的负向预测作用(β= -0.48, t= -10.01, P<0.001)；对于高核心自我评价水平的高中生，学校适应对抑郁的负向预测作用相较于低核心自我评价减弱(β= -0.35, t= -7.50, P<0.001)。对于不同核心自我评价水平的高中生而言，独处偏好通过学校适应的中介对抑郁的影响效应不同。       

                              图3   T1核心自我评价在T2学校适应与T2抑郁关系之间的纵向调节作用

四、讨论
    首先，本研究发现与T1相比，T2的抑郁出现显著的上升趋势。随着时间推移，处于青春期的高中生，情绪更容易产生波动和不稳定性，面对繁重的学业压力，未来选科或升学问题，容易面临精神紧张，影响自身情绪，加重抑郁[27]。与T1相比，T2学校适应显著的下降，高中生随着年级上升，学业压力逐渐变重，引发的心理冲突与内在矛盾亦随之增多，容易导致学校适应水平下降[28]。
      其次，独处偏好正向跨时预测高中生抑郁，该结果支持了人际情绪调节理论。倾向于独处的个体通常表现出较强的社交回避，与他人建立友谊的机会相对较少，长期以往会出现强烈的孤独感和无助情绪，产生抑郁[29]。同时，学校适应在独处偏好和抑郁之间起纵向中介作用，即独处偏好会通过影响随后的学校适应，进而影响高中生后续抑郁水平。究其原因，一方面，高独处偏好的个体，社交动机较低，建立良好和稳定同伴关系相对困难，容易被孤立和排斥，获得他人的负面评价较多，导致长期学校适应不良[30]。另一方面，研究发现个体适应水平与认知加工模式有关，适应不良个体往往更容易采用非理性的情绪加工模式，更容易产生持续的抑郁情绪[31]。相反，适应良好的学生更容易得到正面评价，自尊水平较高，获得更多的同伴支持，减少患抑郁风险[32]。由此可见，良好的学校适应能减轻独处偏好对高中学生抑郁的负面影响。提升学校适应水平被认为是预防和治疗抑郁的有效策略，有助于维护和提升高中生群体的心理健康水平。 
       最后，研究结果发现，核心自我评价在学校适应与抑郁之间起调节作用，即核心自我评价水平越高，学校适应对抑郁的产生的负面影响越小。研究支持了抑郁认知情绪理论。核心自我评价水平低的高中生更容易感知到更多压力，出现适应不良的问题进而引发抑郁[33]。相反，高核心自我评价的高中生，心理素质水平较高，较少感知到外界压力，善于利用心理资源，适应能力较好，抑郁情绪较少[34]。综上，提高核心自我评价水平有利于削弱学校适应对高中生抑郁的不利影响，进而保护学生的心理健康。
五、研究启示及局限
       本研究通过探讨学校适应在独处偏好与高中生抑郁纵向关系的中介机制，以及核心自我评价在学校适应和抑郁的调节作用，从理论上，完善人际情绪调节理论和素质-压力理论等理论，扩展相关理论在高中生群体的实证研究，为提高中学生的心理健康水平提供一定的理论基础。此外，从实践上通过了解独处偏好对抑郁的作用机制，增加家庭、学校和社会对独处偏好的认知视角，提高教师、家长等对独处偏好学生的重视程度。为缓解高中生抑郁水平和后续制定干预计划提供参考｡本研究存在一些不足，后续研究有待于完善。首先，研究采用2个时间点去检验4个变量的关系，未来可以进行多时间段的追踪，纵向研究设计更严格。其次，样本的代表性有限，后续可以扩大研究范围，做进一步研究。

                                                                       参考文献

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