普遍信任在女性青少年抑郁症患者依恋与抑郁之间的中介作用

唐 兰，刘 健，*，李 琳，刘丹丹，沈欣欣，董介正

（1.安徽医科大学精神卫生与心理科学学院，安徽 合肥 230032；2.杭州市第七人民医院，浙江 杭州 310013；3.浙江理工大学心理学系，浙江 杭州 310018 *通信作者：刘 健，E-mail：lj7037@126.com）

抑郁症是常见的精神疾病之一，主要表现为显著且持久的情绪低落［1］。近年来，全球青少年抑郁症患病率呈上升趋势［2］，2019 年-2020 年，我国青少年抑郁症检出率高达24.6%［3］。青少年抑郁症患病率存在明显的性别差异，女性青少年抑郁症患病率为男性青少年的2 倍［4-6］，且女性的抑郁症状更严重［7］。在遇到人际问题时，女性青少年的心理韧性水平低于男性青少年［8］；在遇到心理压力时，女性青少年更倾向于寻找人际支持来缓解心理压力［9］。依恋是指个体与重要他人建立的亲密、持久、强烈的情感连接［10］。良好的依恋关系可以为个体提供人际支持，满足个体对安全感的需求［11］。依恋水平高的个体在建立和维持新的人际关系时更具优势［12］。研究表明，不安全依恋与抑郁症状严重程度呈正相关［13-15］。故提出研究假设1：女性青少年抑郁症患者的父亲、母亲和同伴依恋负向预测其抑郁症状严重程度，依恋水平越低，其抑郁症状越严重。

普遍信任是指当个体无法判断他人（不指向特定的个体或群体）的意向或行为时，依然对其意向或行为持有积极预期［16-17］。研究显示，青少年的信任水平与抑郁症状严重程度呈负相关［18］，依恋与信任呈正相关［19］，安全依恋者的信任水平高于非安全依恋者［20］。故提出研究假设2：普遍信任在父亲、母亲、同伴依恋与抑郁之间起中介作用。本研究以女性青少年抑郁症患者为研究对象，探讨父母和同伴依恋、普遍信任与抑郁之间的关系，并分析普遍信任在依恋与抑郁之间的中介作用，为女性青少年抑郁症的预防及干预提供参考。

1 对象与方法

1.1 对象

纳入2022 年3 月-10 月在杭州市第七人民医院门诊和住院部治疗的抑郁症患者为研究对象。入组标准：①年龄12～18 岁，女性；②由两名主治及以上职称的精神科医生根据《国际疾病分类（第10版）》（International Classification of Diseases，tenth edition，ICD-10）诊断为抑郁症；③认知功能相对完整，能配合完成测试；④自愿参与研究且监护人同意，并签署保密协议和知情同意书。排除标准：①伴有重大躯体疾病、脑外伤等器质性损伤；②存在物质滥用及药物依赖史；③合并其他精神障碍。符合入组标准且不符合排除标准共80例，最终回收有效问卷73 份，有效问卷回收率为91.25%。本研究经杭州市第七人民医院伦理委员会审查批准（审批号：2022-039）。

1.2 评定工具

采用一般情况调查表收集被试的人口学资料，包括年龄、是否为独生子女、家庭年收入以及居住地。

采用儿童抑郁量表（Children’s Depression Inventory，CDI）［21］评定被试的抑郁症状。该量表由Kovacs 等于1992 年修订，共27 个条目，包括5 个分量表，分别为负面情绪、人际问题、效率低下、快感缺乏和负性自尊。采用0～2分3级评分，总评分范围0～54分，评分越高表明抑郁症状越严重，以19分作为抑郁症状的划界分。本研究中，该量表Cronbach’s α系数为0.87。

采用普遍信任量表（The Inclusive General Trust Scale，IGTS）［22］评定被试的普遍信任水平。该量表共9 个条目，采用1～5 分5 级评分，总评分越高表明普遍信任水平越高。本研究中，该量表Cronbach’s α系数为0.83。

采用修订版青少年依恋问卷（Revised Inventory of Parent and Peer Attachment，IPPA-R）［23］评定被试的依恋水平。该量表包括父亲、母亲、同伴依恋3个分量表，各25个条目。采用1～5分5级评分，总评分越高表明依恋水平越高。本研究中，该量表3 个分量表的Cronbach’s α系数为0.74～0.89。

1.3 质量控制

由2名经过一致性培训的应用心理专业研究生进行调查。调查开始前，调查人员向被试介绍研究目的和内容及填写规范，被试及家属同意参加并签署知情同意书后开始测评。测评在安静且舒适的房间进行，问卷评定耗时约25 min。问卷完成后，调查人员立即回收问卷并进行整理检查。

1.4 统计方法

使用SPSS 25.0 进行统计分析。计数资料以［n（%）］表示，正态分布的计量资料以（±s）表示。对人口学资料进行描述性统计，不同亚组各量表评分比较采用独立样本t 检验或单因素方差分析，使用Pearson相关分析探讨各量表评分的相关性，采用Boootstrap 方法进行中介效应检验，使用Process 4.0组件的Model 4 进行中介效应检验，采用5 000 个bootstrap样本，规定95%的置信区间［24］。

2 结 果

2.1 共同方法偏差检验

采用Harman 单因子法检验数据的共同方法偏差程度。对本研究使用的3个量表的所有项目进行探索性因子分析，结果表明，特征值大于1的因子共有28 个，第一个因子解释的总变异仅为24.19%，小于临界值40%，表明本研究受共同方法偏差影响较小［25］。

2.2 一般资料

共73名女性青少年抑郁症患者完成问卷评定。年龄（14.99±1.56）岁；独生子女24 人（32.88%），非独生子女49 人（67.12%）；家庭年收入：＜10 万20 人（27.40%），10～30 万38 人（52.05%），30～50 万11 人（15.07%），＞50 万4 人（5.48%）；生源地：城市市区30 人（41.09%），城市郊区33 人（45.21%），农村10人（13.70%）。

2.3 不同人口学特征的女性青少年抑郁症患者各量表评分比较

女性青少年抑郁症患者CDI 评分、IGTS 评分以及IPPA-R 中父亲、母亲、同伴依恋分量表评分分别为（29.39±10.80）分、（25.10±6.88）分、（69.77±22.02）分、（69.05±21.24）分、（86.38±23.70）分。

是否为独生子女、不同家庭年收入、不同居住地的女性青少年抑郁症患者CDI 评分、IGTS 评分以及IPPA-R 中父亲、母亲、同伴依恋分量表评分差异均无统计学意义（P均＞0.05）。见表1。

表1 不同人口学特征的女性青少年抑郁症患者各量表评分比较（±s，分）Table 1 Scores of each scale in female adolescents depression patients with different demographic charateristics

注：CDI，儿童抑郁量表；IPPA-R，修订版青少年依恋问卷；IGTS，普遍信任量表；t、P，是否为独生子女的患者各量表评分比较；F1、P1，不同家庭年收入的患者各量表评分比较；F2、P2，不同居住地的患者各量表评分比较

组 别是否为独生子女IPPA-R评分IGTS评分24.21±7.50 25.53±6.60 25.85±7.34 24.05±6.66 26.55±7.62 27.25±4.92 25.87±5.37 24.30±7.31 25.40±9.57-0.769 0.445 0.654 0.583 0.410 0.665家庭年收入居住地是（n=24）否（n=49）＜10万元（n=20）10～30万元（n=38）30～50万元（n=11）＞50万元（n=4）城市市区（n=30）城市郊区（n=33）农村（n=10）t P F1 P1 F2 P2 CDI评分32.04±10.72 28.09±10.70 27.65±10.91 29.75±11.40 30.45±9.38 31.75±10.69 29.20±9.32 29.70±11.94 28.95±12.06 1.481 0.143 0.278 0.841 0.026 0.975父亲依恋74.17±23.51 67.61±21.17 75.39±19.34 69.58±24.80 66.84±16.79 51.50±7.85 72.23±22.21 68.69±21.39 65.90±24.95 1.199 0.235 1.443 0.238 0.375 0.689母亲依恋63.33±19.01 71.85±21.89 68.40±25.52 70.55±21.31 66.73±16.81 64.50±9.26 71.93±20.36 66.33±21.45 69.40±24.14-1.628 0.108 0.168 0.918 0.542 0.584同伴依恋85.92±27.04 86.61±22.19 86.90±24.32 84.37±24.83 85.09±21.31 106.50±4.43 92.07±18.91 79.30±26.16 92.70±23.95-0.117 0.907 1.069 0.368 2.826 0.066

2.4 相关分析

IPPA-R 中的父亲、母亲、同伴依恋分量表评分与CDI评分均呈负相关（r=-0.463、-0.459、-0.447，P 均＜0.01）；IPPA-R 中的父亲、母亲、同伴依恋分量表评分与IGTS 评分均呈正相关（r=0.372、0.318、0.395，P 均＜0.01）；IGTS 评分与CDI 评分呈负相关（r=-0.531，P＜0.01）。见表2。

表2 各变量评分的相关分析（r）Table 2 Descriptive statistics and correlation analysis of each scale scores

2.5 中介效应检验

中介效应分析显示，女性青少年抑郁症患者的父亲依恋对抑郁的直接效应显著（效应值=-0.138，95% CI：-0.236～-0.039）；母亲依恋对抑郁的直接效应显著（效应值=-0.136，95% CI：-0.242～-0.029）；同伴依恋对抑郁的直接效应显著（效应值=-0.107，95% CI：-0.203～-0.012）。见表3、图1、图2、图3。

图1 父亲依恋对抑郁的影响：普遍信任的中介作用Figure 1 Effect of paternal attachment on depression：the mediating role of generalized trust

图2 母亲依恋对抑郁的影响：普遍信任的中介作用Figure 2 Effect of maternal attachment on depression：the mediating role of generalized trust

间接效应分析表明，普遍信任在父亲依恋与抑郁之间的中介作用显著（效应值=-0.069，95% CI：-0.127～-0.021）；普遍信任在母亲依恋与抑郁之间中介作用显著（效应值=-0.066，95% CI：-0.137～-0.010）；普遍信任在同伴依恋和抑郁之间的中介作用显著（效应值=-0.071，95% CI：-0.145～-0.018）。普遍信任在父亲、母亲、同伴依恋与抑郁之间均起部分中介作用，中介效应分别占总效应的33.49%、32.72%、39.87%。见表3。

3 讨 论

本研究探讨女性青少年抑郁症患者依恋对抑郁的影响，并分析普遍信任在依恋与抑郁之间的中介作用。研究结果显示，女性青少年抑郁症患者的抑郁症状严重程度与父亲、母亲、同伴依恋水平均呈负相关，与既往研究结果相似［13-15］，即女性青少年抑郁症患者的依恋水平越低，其抑郁症状越重。相关研究显示，依恋水平较低的个体在人际交往中对负面信息的感知和注意更多［26］。在抑郁症患者中，依恋水平较低者获得的心理和情感支持较匮乏，对负面信息更敏感，孤独感更强，从而使抑郁症状进一步加重。普遍信任与父亲、母亲、同伴依恋水平均呈正相关，与既往研究结果一致［19-20］，即女性青少年抑郁症患者依恋水平越低，其普遍信任水平越低。依据依恋理论，与重要他人的依恋关系良好会让个体感觉到自己是被爱的以及他人是值得信赖的［12］。反之，依恋关系越差的个体在人际关系中获得的正向情感反馈更少，会对他人产生更多的消极预期，从而难以建立信任。研究结果显示，女性青少年抑郁症患者普遍信任水平与抑郁症状严重程度呈负相关，与既往研究结果相似［18］，即普遍信任水平越低，抑郁症状越重。相关研究显示，抑郁症患者对医生的信任有利于提高治疗依从性［27］。个体对他人的信任越差，与他人的情感交流更少，难以建立亲密关系，不仅会加重抑郁症状，还可能影响治疗依从性从而削弱治疗效果［28］。

本研究结果表明，女性青少年抑郁症患者的父亲、母亲、同伴依恋水平均可直接影响其抑郁症状严重程度，且普遍信任在父亲、母亲、同伴依恋与抑郁症状严重程度之间的中介效应均显著，较低的依恋水平会降低女性青少年抑郁症患者的普遍信任水平，进而加重其抑郁症状。既往研究揭示了依恋影响信任的生理机制，个体的依恋水平越高，则催产素水平越高［29］，而个体在吸入催产素后信任水平大幅增高［30］。此外，依据依恋理论中的内部工作模式，个体在与重要他人的良好依恋关系中，形成对他人的积极信念，在人际交往中对他人的积极行为期待更多，可能有助于提高普遍信任水平。而信任基于个体对人际关系的安全感，在亲子、恋爱、家庭以及社会中都起着重要作用，有利于个体进行有效的沟通，帮助个体建立良好的人际关系，获得更多正向心理支持，从而维持良好的心理健康状况。

综上所述，女性青少年抑郁症患者的依恋水平可以直接影响抑郁症状，也可以通过普遍信任间接影响抑郁症状。本研究结果提示，在对女性青少年抑郁症患者的干预治疗中，可通过提高患者的普遍信任水平，降低由依恋水平低引发的抑郁症状。本研究局限性：样本量较小且研究对象单一；数据均来源于自我评价量表，未来可采集行为学数据和影像学数据等，以提高研究的信度。