青少年抑郁情緒的發展軌跡：界定亞群組及其影響因素*

2016-02-01 09:18:37侯金芹陳祉妍

心理學報 2016年8期

侯金芹陳祉妍

(1中國教育科學研究院, 北京 100088) (2中國科學院心理研究所, 北京 100101)

1 前言

抑郁癥(depression)的發病率在進入青春期后陡增, 兒童期抑郁癥發病率約為0.4%～2.5%, 青春期增至8.3% (Anderson & McGee, 1994; Birmaher et al.,1996; Fleming & Offord, 1990)。同時, 未達到抑郁癥診斷標準的抑郁情緒(depressive symptom)在青春期也大幅增長。已有研究發現, 抑郁癥在成年女性中的發病率是男性的兩倍(Weissman & Klerman, 1977;Weissman, Leaf, Holzer, Myers, & Tischler, 1984),而這種性別差異源于青春早期(Hankin et al.,1998)。西方的研究發現, 女生的抑郁情緒在整個青春期是動態變化的, 呈現倒U型發展曲線。13歲左右抑郁情緒開始上升, 13～15歲迅速增加, 之后進入平臺期, 18～20歲開始呈現下降的趨勢(Adkins, Wang,Dupre, van den Oord, & Elder, 2009; Ge, Natsuaki, &Conger, 2006)。而男生的抑郁情緒顯著低于女生,在整個青春期呈現平穩或者緩慢下降的趨勢(Ge et al.,2003; Ge, Lorenz, Conger, Elder, & Simons, 1994;Hankin et al., 1998)。然而, 這一研究結果能否推論至中國青少年有待驗證, 因為國內的研究發現青春期男生的抑郁情緒和女生一樣高(Li, McGue, & Gottesman,2012), 甚至還高于女生(Sun, Tao, Hao, & Wan, 2010)。以往的研究只是局限于抑郁情緒均值的比較, 未能考慮到動態的發展變化。鑒于此, 本研究將從動態發展角度考察中國青少年抑郁情緒的發展軌跡及性別差異, 并探究相應的影響因素。

1.1 青少年抑郁情緒發展軌跡的個體差異

整體來看, 西方的研究發現青春期女生的抑郁情緒遵循倒U型的發展曲線, 男生的抑郁情緒穩中有降。然而, 抑郁情緒的發生和發展存在著異質性和個體差異性, 并不是所有的個體都遵循同樣的發展軌跡。未分性別的潛類別分析發現青少年的抑郁情緒大致分為3～4個亞群組, 其中, 恒高組和恒低組具有跨研究的一致性, 部分研究發現了居中?升高組, 還有研究發現了降低組(Brendgen, Lamarche,Wanner, & Vitaro, 2010; Repetto, Caldwell, & Zimmerman,2004; Rodriguez, Moss, & Audrain-McGovern, 2005;Stoolmiller, Kim, & Capaldi, 2005; Wiesner & Kim,2006)。Wiesner和Kim (2006)分性別的追蹤研究發現, 女生抑郁情緒的發展軌跡分為3個亞群組, 分別為恒高組、居中組和恒低組, 而男生分為恒高組、居中組、恒低組和無抑郁組4組。Stoolmiller等人(2005)僅對15～24歲男生的追蹤研究發現, 男生抑郁情緒的發展軌跡分為4個亞群組, 分別為恒高組、高?降組、居中?降低組和極低組。由于樣本和測量工具的不同, 現有的研究對青少年抑郁情緒發展軌跡亞群組的分類并不完全一致。但總體來說,西方的研究發現80%青少年的抑郁情緒在青春期維持在中等偏低的水平, 有10%左右青少年的抑郁水平較高, 還有10%左右青少年的抑郁情緒在青春期迅速增加。相對于女生來說, 男生中處于下降組的人數比較多, 有部分個體的抑郁情緒極低, 甚至沒有抑郁情緒(Dekker et al., 2007)。

界定抑郁情緒發展軌跡的亞群組, 區分出高低風險組有助于了解不同群組的特點, 為進一步探究影響抑郁情緒的風險因素提供了可能。

1.2 青少年抑郁情緒發展軌跡的影響因素

針對青春期抑郁情緒波動的現象, 研究者提出了多種假說(Ge & Natsuaki, 2009)：

激素影響假說(the hormonal influence hypothesis)認為, 進入青春期后, 體內激素水平發生變化, 如腎上腺素激增和性腺功能初現, 激素水平的變化與抑郁以及對壓力的應激反應有關(Angold, Costello,Erkanli, & Worthman, 1999)。多數研究均發現, 對女生來說, 生理發育過早(早熟)是抑郁情緒爆發的重要風險因素(Ge, Brody, Conger, & Simons, 2006),早熟女生的抑郁情緒顯著高于正常發育和晚熟的女生, 但這種負面影響隨時間的推移而降低(Natsuaki,Biehl, & Ge, 2009)。然而, 生理發育對男生抑郁情緒的影響結果并不一致。有些研究發現, 早熟的男生在社交活動中更具有優勢, 在同伴群體中更受歡迎(Ge et al., 2003), 但也有一些研究發現早熟男生也會遭受負面情緒的困擾(Ge, Conger, & Elder, 2001b)。

環境放大假說(the contextual amplification hypothesis)聚焦于青春期生理發展與環境的交互作用。一方面, 負性生活事件(如, 結交不良同伴、人際關系變動等)增多(Ge, Brody, Conger, Simons, &Murry, 2002); 另一方面, 青少年的神經認知系統和情緒調控能力的發展滯后于生理發育, 不能很好地應對突如其來的轉變(Nelson, Leibenluft, McClure,& Pine, 2005), 多方面的因素綜合作用放大了青春期生理發育帶來的負面影響。例如, Ge, Lorenz, Conger,Elder, 和Simons (1994)以及Ge, Conger和Elder (2001a)的研究發現女生對負性生活事件更易感, 負性生活事件的變化與抑郁情緒的變化正相關; 對男生來說,生活事件的變化與抑郁的變化無關, 但生活事件的數量與抑郁情緒正相關。在負性生活事件中, 和抑郁情緒相關尤甚的是人際關系(如, 同伴和親子關系)的變動(Ge et al., 2006; Hankin, Mermelstein, & Roesch,2007; Natsuaki et al., 2009)。

突出強調假說(the accentuation hypothesis)從發展角度入手, 認為青春期的過渡伴隨著新奇、含糊和不確定性, 會將兒童期未能解決的情緒和行為問題凸顯出來(Caspi & Moffitt, 1991)。同時, 遺傳因素對抑郁情緒的影響也在青春期升高(Rice, Harold,& Thapar, 2002)。

綜上所述, 遺傳、生理發育和社會角色轉變多方面的因素導致了個體的抑郁情緒在青春期的變化。然而, 目前尚未有研究探討中國青少年抑郁情緒在青春期的發展變化。

1.3 中國青少年抑郁情緒的特點

已有研究顯示, 我國青少年的抑郁情緒特點與西方有所不同。首先, 抑郁癥的發病率低于西方國家。流行病學的研究發現, 抑郁癥的發病率因國家和種族的不同而不同(Plant & Sachs-Ericsson, 2004)。行為遺傳學的研究也發現中國青少年抑郁情緒的遺傳率與西方略有差異(侯金芹, 陳祉妍, 李新影,楊小冬, 張建新, 2012)。其次, 性別差異的研究結果不一致。西方研究發現女生的抑郁情緒顯著高于男生(Hankin et al., 1998), 而國內的研究發現青春期男生的抑郁情緒和女生一樣高(Li et al., 2012),甚至有研究顯示男生的抑郁情緒高于女生(Sun et al.,2010)。再次, 抑郁情緒的影響因素具有文化特異性。例如, 負性生活事件中的人際關系壓力和學業壓力對中國青少年抑郁情緒的解釋力高于美國青少年(Chen, Rubin, & Li, 1995; Greenberger, Chen,Tally, & Dong, 2000)。

基于已發現的中國青少年抑郁情緒的獨特性,本研究意在從動態發展的角度探討中國青少年抑郁情緒的發展軌跡, 區分青少年抑郁情緒發展的亞群組, 并探討青春期生理發育、人際關系和學業壓力對抑郁情緒發展變化的影響。首先, 鑒于已有的研究發現, 我們預測中國青少年的抑郁發展軌跡會呈現出不同于西方的發展模式; 其次, 探討中國青少年抑郁情緒發展軌跡的亞類型。根據已有的研究結果, 我們假設中國青少年抑郁情緒的發展軌跡也有恒高組、恒低組和居中升高組, 但鮮有降低組。再次, 探討青春期生理發育、人際關系和學業壓力對抑郁情緒發展變化的影響。

2 研究方法

2.1 實測程序與研究對象

本研究數據來于全國青少年心理健康狀況調查項目, 此項研究啟動于2008～2009年。第一輪(T1)調查采用多階段分層整群隨機抽樣的方法, 從東部、中部、西部和東北部四大區域選取了9個城市,其中, 每個區域選取2個代表城市, 一個為省會城市,一個為非省會城市。由于東部區域人口比例更大,因此在東部增加了一個城市, 分別為北京市、杭州市、烏魯木齊市、焦作市、本溪市、沈陽市、泉州市、慶陽市和武漢市, 有效保證了調查樣本的全國代表性。每個城市按照重點和非重點分層抽取中小學,每所學校分層抽取自然班, 調查以班級為單位進行。

1年之后, 追蹤調查啟動, 由于跨地域追蹤的難度和資源有限, 北京市和慶陽市未參加追蹤調研。因此, 設計的追蹤樣本的主體為余下7個城市的非畢業班同學(小學四、五年級, 初一、初二以及高一、高二), 第二輪(T2)的追蹤率為75.23%。其中,五年級、初二和高二中一二輪均參加的青少年的抑郁情緒顯著低于一輪參加二輪流失的青少年(五年級：

(956)=3.10,

< 0.05, 初二：

(997)=3.20,

<0.05, 高二：

(1274)=2.29,

< 0.05), 其他年級無顯著差異。2011年, 對第二輪中的非畢業班同學(即,一輪中的小學四年級、初一和高一)啟動第三輪(T3)追蹤調查, 追蹤率為61.41%。其中, 第三輪調查流失的樣本與未流失的樣本在第二輪調查的抑郁情緒上沒有顯著差異,

(1343)=1.23,

。除了上述的以學校為單位的追蹤方式, 為了能盡可能地擴大追蹤樣本的規模, 本研究也采用了以家庭為單位的追蹤方式, 按此方法, 第二輪(T2)中追蹤到了427名畢業班的同學, 其中追蹤到的畢業生和未追蹤到的畢業生在抑郁情緒上沒有顯著差異(六年級：

(926)=0.17,

., 初三：

(880)=1.54,

ns.

;高三：

(1056)=0.13,

ns.

)。第三輪(T3)中追蹤到了563名畢業班的同學, 主要包括第一輪中的五年級和初二年級, 其中追蹤到的畢業班同學與未追蹤到的畢業生在抑郁情緒上沒有顯著差異(五年級：

(708)=1.12,

ns.

, 初二：

(606)=0.13,

ns.

)。

本研究采用的數據來源于參加了T1、T2和T3三輪調查的、出生年為1992～1998年的青少年。785名男生和859名女生參加了3輪的追蹤研究, 初始測量階段的平均年齡分別是12.99 ± 1.84和12.96 ±1.87歲。其中, 獨生子女有1113人, 占總人數的68%。

2.2 調查工具

抑郁情緒采用流調中心抑郁量表簡版測量。本研究采用抑郁具有“量的差異”的觀點, 即輕度、中度和重度抑郁是線性相關的, 處于同一個連續體的不同點, 可以用量表來測量(Flett, Vredenburg, &Krames, 1997)。近些年來, 越來越多的學者們傾向于認為抑郁是連續的, 因此采用量表的方法來測量抑郁的研究也越來越多 (Brown & Barlow, 2005)。流調中心抑郁量表(The Center for Epidemiological Studies Depression Scale, CES-D)為Radloff于1977年編制, 在國際上被廣泛用于對普通人群進行抑郁情緒的調查, 適用于青少年(Radloff, 1977; 陳祉妍,楊小冬, 李新影, 2009)。CES-D共20題, 要求被試使用0～3評定最近1周內癥狀出現的頻度。CES-D有多種簡版, 本次調查使用了CES-D中的13題,包括情緒低落、積極情緒缺乏、絕望、人際交往困難、做事困難、睡眠困擾等癥狀, 本研究中3輪測量內部一致性系數為0.84～0.88。

青春期生理發育采用青春期發育量表(Pubertal Development Scale, PDS; Petersen, Crockett, Richards, &Boxer, 1988)測量,該量表從1(還未開始)到4(已發育完成)采用4點計分, 測量了身高、皮膚和體毛等多方面的發育情況。同時, 男生還回答了胡子的生長以及嗓音的變化情況; 女生回答了乳房的發育情況以及是否來月經。本研究采用的是第一輪測量的結果, 男生的平均發育水平為2.0 ± 0.57, 內部一致性系數為0.78; 女生的平均發育水平為2.25 ± 0.48,內部一致性系數為0.73。

負性生活事件采用的是中學生活事件調查(Junior High Life Experiences Survey) (Swearingen & Cohen,1985)的修正版。中文版本的負性生活事件包括家庭、同伴和學校環境三大方面, 本研究主要從人際關系壓力和學業壓力兩個角度測量個體在過去一年中所經歷的不良生活事件。3輪測量的內部一致性系數為0.67～0.68。其中, 人際關系壓力有8道題目, 分別從師生關系、同伴關系和父母關系角度測量個體在過去一年中所經歷的人際關系壓力。將3次測量的數據加權平均作為學生遭遇的人際關系壓力指標(男生：1.62 ± 1.63, 女生：1.69 ± 1.58)。學業壓力有3道題目, 分別為“重大考試失敗”, “學習負擔重”和“家長施加學習壓力”。將3次測量的數據加權平均作為學生學業壓力的指標(男生：0.90 ±0.64, 女生：0.97 ± 0.68)。

家庭社會經濟地位由3個人口學變量(家庭收入、父親學歷和母親學歷)加權生成, 采用的是第一輪中父母報告的數據。其中家庭收入對家庭社會經濟地位的載荷為0.48 (

< 0.01), 父親學歷對家庭經濟地位的載荷為0.86 (

< 0.01), 母親的為0.79(

< 0.01)。

2.3 數據處理

首先, 采用Mplus的群組序列設計(cohort sequential design; Nesselroade & Baltes, 1979)對青少年抑郁情緒的發展軌跡進行分析。群組序列設計又稱為加速追蹤設計(an accelerated longitudinal design; Bell,1953)適用于對多個年齡段個體進行追蹤的數據,可以將年齡效應和發展效應同時納入模型對發展軌跡進行擬合分析。該方法對發展曲線擬合的正確度已被證實非常接近對同一年齡組個體的追蹤研究(cohort study) (Duncan, Duncan, & Hops, 1996)。群組序列設計摒棄了傳統的以追蹤輪數為單位(wave as the unit of analysis)的分析方法, 而以年齡為分析單位(age as the unit of analysis), 這種分析方法有以下優勢：(1)適用于年齡跨度大的追蹤樣本設計, 可以充分考慮到被試年齡的變異(年齡分布信息見表1)。(2)可以有效整合年齡效應和發展效應, 在有限的追蹤次數下模擬出更長年齡跨度的發展曲線。(3)可以控制和平衡同一輪數據收集時間的差異, 有效控制了同一輪追蹤研究中數據收集時間點的差異。

其次, 采用Mplus潛類別分析(latent class analysis)(Nylund, Asparouhov, & Muthén, 2007), 根據一組連續的觀測指標信息來確定個體的亞群組。潛類別分析是在考慮到個體差異性的基礎上從動態發展的角度來考察抑郁情緒隨時間的發展變化, 是一種基于“以人為中心”(person-centered)的分析方法, 意在確定出抑郁亞群組的不同發展路徑。

再次, 已有研究發現家庭社會經濟地位影響個體抑郁(Lorant et al., 2003), 本研究將家庭社會經濟地位作為控制變量納入模型。同時, 鑒于有研究發現獨生子女的抑郁情緒高于非獨生子女(樊敏杰,2015; Tseng et al., 1988), 也有研究發現相反的結論(Yang, Ollendick, Dong, Xia, & Lin, 1995), 甚至有研究未發現兩者之間的差異(Falbo & Polit, 1986;Falbo & Poston, 1993), 本研究也將獨生子女與否作為控制變量進入模型。在此基礎上, 采用多元邏輯斯蒂回歸的方法考察青春期生理發育、人際關系和學業壓力對抑郁情緒發展軌跡亞群組的影響。

3 結果與分析

3.1 描述性統計結果

青少年的抑郁情緒呈現中等程度穩定性, 男生的系數為0.33～0.52 (

< 0.01), 女生的系數為0.31～ 0.48(

< 0.01), 如表2所示。

3.2 群組序列設計結果

分別對男女生抑郁情緒的增長曲線進行模型擬合, 指標如表3所示, 模型擬合良好。男生的抑郁情緒呈現線性增長(見圖1), 15歲時抑郁情緒得分為9.90 (

< 0.001), 線性增長速率為5.93 (

<0.001)。女生抑郁情緒發展軌跡呈現出開口向下的倒U型曲線, 二次項增長速率為?3.45 (

< 0.05),線性增長速率為6.27 (

< 0.001) (見圖2), 模型擬合的結果顯示抑郁情緒的最高點大約出現在24歲,之后出現下降趨勢。

表1 各年齡段人數在各輪次上的分布

表2 三輪青少年抑郁情緒的平均值及相關

3.3 潛類別分析：確定亞群組

潛類別模型采用多個指標協同來確定最佳擬合模型(Nylund et al., 2007; Nylund, Bellmore, Nishina, &Graham, 2007; 紀林芹, 陳亮, 徐夫真, 趙守盈, 張文新, 2011)。本研究采用如下標準選擇最佳模型：(1)貝葉斯信息標準(Bayesian Information Criterion, BIC),BIC值越小越好。(2) Lo-Mendell-Rubin似然比率檢驗(LMR-LRT test),

值顯著說明支持

組分類而拒絕

1組分類。(3)每個亞群組中的人數比例不低于1%。分別對男生和女生的無條件化潛類別模型進行擬合, 如表4所示。對男生來說, 隨著組數的增加,BIC值降低, 但3組及以上時LMR-LRT值不顯著,說明兩組的分類與一組有顯著差異, 但3至5組的劃分與兩組沒有顯著差異。因此, 男生抑郁情緒的發展軌跡分為兩組, 其中, 85%男生的抑郁情緒逐漸升高, 為緩升組(截距

=6.18,

=0.20,

< 0.001;斜率

=1.22,

=0.17,

< 0.001), 15%男生的抑郁情緒一直維持在高水平, 為恒高組(截距

=17.94,

=1.08,

< 0.001; 斜率

=0.21,

=0.74,

.)。恒高組抑郁情緒的初始水平遠遠高于緩升組的初始水平(截距)。對于女生來說, 4組時的BIC值較小, 同時LMRLRT值顯著。即, 女生的抑郁情緒發展軌跡分為4組, 其中, 64%女生的抑郁情緒逐年緩升, 為緩升組(截距

=5.17,

=0.35,

< 0.001; 斜率

=1.09,

=0.21,

p <

001), 10%女生的抑郁情緒逐年陡升, 為陡升組(截距

=8.27,

=0.82,

< 0.001; 斜率

=7.74,

=0.93,

p <

001), 21%女生的抑郁情緒維持在中等水平不變, 為居中組(截距

=13.57,

=1.23,

< 0.001; 斜率

=1.22,

=0.76,

.),還有5%女生的抑郁情緒居高緩降, 為高?降組(截距

=24.47,

=1.15,

< 0.001; 斜率

=?2.20,

=1.11,

p <

05) (見圖3)。

表3 模型擬合結果

圖1 男生抑郁情緒發展變化的原始數據結果(A)與模型擬合結果(B)

圖2 女生抑郁情緒發展變化的原始數據結果(A)與模型擬合結果(B)

表4 無條件化潛類別模型的擬合指數

圖3 男女生抑郁情緒發展軌跡的亞類型

表5 邏輯斯蒂回歸結果(男生)

3.4 邏輯斯蒂回歸：確定影響因素

采用二分類邏輯斯蒂回歸考察男生抑郁情緒發展軌跡亞群組的影響因素。分別將家庭經濟地位、獨生子女與否、生理發育水平、學習壓力以及人際關系納入回歸模型, Hosmer和Lemeshow檢測顯示模型擬合良好(χ=11.05,

ns.

), 結果如表5所示。人際關系壓力每增加一個單位, 個體被歸入恒高組的概率是緩升組的1.31倍, 而其它變量對分組的預測效力不顯著。

采用多項式邏輯斯蒂回歸考察女生抑郁情緒發展軌跡亞群組的影響因素。分別將家庭經濟地位、獨生子女與否、生理發育水平、學習壓力以及人際關系納入回歸模型。如表6所示, 學習壓力和人際關系對分組的預測作用顯著。

與緩升組相比, 人際關系壓力每增加一個單位,個體被歸入居中組的概率是緩升組的1.50倍(

<0.001), 被歸入高?降組的概率是緩升組的1.94倍(

p <

001)。學業壓力每增加一個單位, 個體被歸入陡升組的概率是緩升組的1.91倍(

p <

05)。

4 討論

4.1 中國青少年抑郁情緒發展軌跡的特點

本研究采用群組序列設計分性別考察中國青少年抑郁情緒的發展軌跡。結果發現, 10～19歲期間,男生的抑郁情緒線性增長, 雖然女生的抑郁情緒在此期間也呈現線性增長, 但模型擬合的結果顯示女生抑郁情緒的增長趨勢延伸至成年期, 之后有下降趨勢, 呈現出倒U型的發展曲線。雖然抑郁情緒均值的性別差異在第一輪(T1)和第三輪(T3)均不顯著,但是動態的發展軌跡說明男女生遵循著不同的發展路線, 其中在T1時, 有15%男生的抑郁情緒維持在較高的水平, 高于女生5%的比例。此研究結果與已有的臨床研究發現抑郁情緒高的男生的比例在兒童期和青春早期比女生高的結論一致(Anderson,Williams, McGee, & Silva, 1987; Kashani, Cantwell,Shekim, & Reid, 1982), 然而與西方研究不一致的結果是隨著時間的推移, 多數男生的抑郁情緒隨時間增長。具體來說, 首先, 中國男生的抑郁情緒在青春期呈現線性增長的趨勢, 而西方的研究發現男生的抑郁情緒在整個青春期保持穩定(Hankin et al.,1998), 中西方男生抑郁情緒的發展趨勢不同。其次,女生抑郁情緒的總體發展趨勢與西方相同, 均呈現倒U型的發展曲線, 但中國女生倒U型曲線的年齡跨度卻大于西方女生。中國女生的抑郁情緒最高點出現在成年早期, 而西方女生抑郁情緒最高點出現在青春中期(Hankin et al., 1998)。

表6 邏輯斯蒂回歸結果(女生)

為了進一步探究中國青少年抑郁情緒的發展特點, 本研究采用潛類別分析方法分性別考察了男女生抑郁情緒發展的亞群組分類。結果發現, 男生抑郁情緒的發展軌跡分為兩個亞群組, 大部分男生的抑郁情緒在青春期緩慢升高, 小部分男生的抑郁情緒一直維持在較高水平。與西方的研究結果并不一致：首先, 不同于西方發現的3～4組亞群組分類(Stoolmiller et al., 2005; Wiesner & Kim, 2006), 中國男生抑郁情緒發展軌跡的異質性較低, 僅有兩個亞群組; 其次, 不同于西方研究中發現了下降趨勢的亞群組, 中國男生抑郁情緒穩中有升。女生抑郁情緒發生發展變化的亞群組分類與西方的研究結果相近。西方研究也發現女生抑郁情緒的發生軌跡有3～4個亞群組, 但不同研究中每個亞群組的特點和人數分布略有不同。例如, Brendgen, Wanner, Morin和Vitaro (2005)對414名青春早期(11～14歲)青少年(未區分性別)的追蹤研究發現, 青少年的抑郁發展軌跡有恒低組(48%)、居中組(30%)、恒高組(9%)和陡升組(13%)。Wiesner和Kim (2006)對青春中期(15～17歲)女生的追蹤研究發現, 26%女生的抑郁情緒高中有降, 52.6%女生的抑郁情緒處于中等水平,還有21.3%女生的抑郁情緒一直較低。Costello,Swendsen, Rose和Dierker (2008)對整個青春期(12～25歲)青少年的追蹤研究發現28%的青少年未遭受過抑郁情緒的困擾, 59%的青少年抑郁情緒水平較低, 10%青少年的抑郁水平較高, 還有3%的青少年抑郁情緒隨時間迅速升高。雖然由于被試的年齡、追蹤時間和測量工具等差異, 不同研究中抑郁情緒軌跡的亞類型特點和人數分布不完全一樣, 但總體來說, 已有研究均發現有近一成青少年的抑郁水平較高, 還有一成左右青少年的抑郁情緒在青春期迅速增加。與本研究中女生的研究結果相一致。

4.2 中國青少年抑郁情緒發展軌跡的影響因素

對影響中國青少年抑郁情緒發展軌跡的因素分析發現, 男生抑郁情緒發展軌跡的異質性較低,僅為兩組, 影響因素也更為集中。在生理發育、人際關系和學業壓力中僅有人際關系對男生抑郁情緒發生發展的預測作用顯著, 表現為人際關系壓力越大, 男生被歸入恒高組的可能性越大, 即人際關系壓力越大, 男生抑郁情緒的基線水平越高(截距)。

對女生來說, 抑郁情緒發生發展的異質性較高,分為4個亞群組。其中, 人際關系對居中組和緩升組的預測作用顯著, 對高?降組和緩升組的預測作用也顯著, 表現為人際關系壓力越大, 女生被歸入居中組和高?降組的可能性越大, 并且被歸入高?降組的可能性高于居中組, 即人際關系壓力越大,女生抑郁情緒的基線水平越高(截距)。學業壓力對陡升組和緩升組的預測作用顯著, 表現為學業壓力越大, 女生被歸入陡升組的可能性越大, 即女生抑郁情緒的增長速率越大。

綜上所述, 男女生的研究結果均顯示人際關系壓力能顯著預測青少年抑郁情緒的基線水平(截距),表現為人際關系壓力越大, 青少年抑郁情緒的基線水平越高。這與已有的研究相一致, 學者對中西方的比較研究發現人際關系對中國青少年的影響遠大于美國青少年(Chen et al., 1995; Greenberger et al.,2000)。這可能是因為中國是集體主義國家, 傾向于把自我看成是團體的延伸, 強調團體內部的和諧相處。如若團體內部相處不良, 人際關系壓力會成為一個重要的應激事件(黃任之, 2008)。一方面, 從生理的角度來看, 人際關系壓力與下丘腦?垂體?腎上腺軸(HPA軸)的功能失調有關, 而HPA軸功能失調又是抑郁的生理基礎(Calhoun et al., 2014); 另一方面, 社會資本理論認為, 青春期是個體集聚社會資本的重要時期, 如果青少年在各個生態環境中(如, 師生關系、同伴關系和親子關系)都適應良好,各方面的社會支持就成為他們應對情緒以及行為困擾的社會資本。反之, 如果適應不良, 社會資本的缺乏就容易引發各種情緒和行為問題(Bourdieu, 1986;Smokowski et al., 2014)。

而女生抑郁情緒發展軌跡的4個亞群組中, 群組之間的差異不僅體現在基線水平(截距)上, 同時也體現在增長速度(斜率)上, 研究發現學業壓力是女生抑郁情緒發展變化的影響因素之一。壓力越大,女生抑郁情緒隨時間增長的速率越快。這可能是由于女生對壓力更易感(Hyde, Mezulis, & Abramson,2008), 感受到的學業壓力更高(陳旭, 2004; 袁瑛,2014), 因此女生抑郁發展軌跡的異質性高于男生,與已有的研究結論相一致(Hankin et al., 1998)。

生理發育對男女生抑郁情緒發展軌跡的預測作用均不顯著, 這可能是因為本研究中青少年已進入發育晚期所致。2011年的一項研究發現國內女生的發育高峰期為9～10歲(陳娜,2011), 而本研究中青少年首次測量的平均年齡為13歲左右, 已進入發育晚期, 這與已有研究發現生理發育對抑郁情緒的不良影響隨著發育的完成而消逝(Natsuaki et al.,2009)的結論相一致。未來的研究應在年齡更小的群體中探討生理發育對青少年抑郁情緒發展軌跡的影響。

4.3 本研究的優勢和局限性

本研究從動態發展的角度剖析了中國青少年抑郁情緒的發展軌跡, 并從個體差異性的角度考察了青少年抑郁情緒發展軌跡的亞群組分類, 并界定了影響因素, 這在國內尚屬首次, 為相關的后續研究奠定了基礎。首先, 為解釋國內青少年抑郁情緒性別差異研究結果的不一致性提供了新的解釋視角。已有的研究僅僅關注了抑郁情緒均值的比較,卻忽略了抑郁情緒在整個青春期是動態發展變化的, 僅僅對一個橫斷面情況進行性別的差異比較,結果會因為選取樣本年齡的不同而不同。其次, 本研究首次發現中國青少年抑郁情緒的發展軌跡呈現出與西方不完全相同的發展特點, 具有特異性,為后續進一步探索中西方的差異開辟了道路。

除此之外, 本研究也具有一定的局限性。首先,全國跨地域跨城市跨學校的追蹤難度很大, 在畢業班的同學中, 流失掉樣本的抑郁情緒顯著高于未流失的樣本, 因此, 本研究結論是否能推論至其他群體還有待驗證。畢業班中流失的樣本有兩種可能,一為學生仍在校(包括轉學), 但未參與調研; 二為學生已離校。由于第一種情況也存在于非畢業班中,但流失的樣本和未流失的樣本在抑郁情緒方面不存在顯著差異, 因此, 我們推測畢業班同學中流失的樣本和未流失的樣本在抑郁情緒上的差異更可能是由于部分畢業班的同學不想繼續求學而提前離校所致。而這也與已有的研究相一致, 2013年《中國青少年心理健康報告》指出, 同年齡段的非在校青少年的抑郁情緒顯著高于在校青少年(中國青少年心理健康調查課題組, 2013)。由于本研究的取樣主要基于學校環境, 因此, 本研究所發現的在校青少年抑郁情緒的發展軌跡能否直接推論至非在校青少年群體中尚需進一步的研究。未來的研究需要將非在校的青少年納入研究體系, 從動態的發展角度來剖析非在校青少年在抑郁情緒發生發展方面的特點, 進一步完善中國青少年抑郁情緒發生發展的亞群組分類。

其次, 各個亞群組的抑郁情緒發展趨勢在青春早期已出現差異, 這種差異起源于什么年齡段？早期造成這種差異的影響因素是什么？由于本研究聚焦于青春早期, 缺少兒童期甚至更早期的數據,因此對亞群組影響因素的探討有待進一步細化, 未來的研究應從遺傳、環境以及遺傳和環境的交互作用角度深入細致地探討抑郁情緒發展軌跡亞群組的影響因素。

再次, 本研究主要關注了影響抑郁情緒的不良因素, 并未探討抑郁情緒的保護性因素。例如, 已有研究證實了“近朱者赤近墨者黑”的交友選擇, 研究發現與沒有朋友的青少年相比, 個體如果結交了有較高抑郁情緒的朋友, 那么其本身也表現出抑郁情緒的上升趨勢, 如果朋友的抑郁情緒低, 那么個體也很少有抑郁情緒(Brendgen et al., 2010)。同時,也有研究發現父母積極正性的教養方式可以有效弱化父母抑郁的代際傳遞(Elgar, Mills, McGrath,Waschbusch, & Brownridge, 2007)。這些研究均證實積極的父母教養和同伴等是抑郁情緒的保護性因素, 未來的研究應從系統生態學的視角從家庭、學校以及同伴群體等多環境、從保護性因素和不良因素等多角度來探討抑郁情緒發展變化以及亞群組分類的影響因素。

5 結論

中國青少年抑郁情緒的發展軌跡和影響因素與西方的研究結果既有相似之處又有獨特的特點,中西方的文化、社會結構以及政策方面的因素可能在其中扮演著重要角色。本研究發現男女生抑郁情緒的發生發展遵循不同的路線, 男生線性上升, 分為兩個亞群組, 人際關系壓力是重要的影響因素。而女生的抑郁情緒在10～19歲期間處于單調遞升區間, 細分為4個亞群組, 學業壓力和人際關系壓力是影響因素。

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