引言

抑郁易感性是指个体自身的一种或多种素质，这些素质致使个体在特定条件下更容易出现抑郁症状^[1]。Monroe等人指出，抑郁易感性的基本特点是个体具有罹患抑郁症的素质和触发点，但是否发病取决于个体面对的压力情境与抑郁易感性的交互作用，当交互作用超过一定程度时，个体可能发展为抑郁症患者^[2]。这一观点解释了为什么在面对同等压力时有些个体可以积极应对，而有些个体则会出现抑郁症状。已有研究成果支持了抑郁易感理论并使其得到了广泛认可^{[1, 3]}。

Blatt等人根据其研究结果，提出情感依赖性人格和自我批判性人格是重要的抑郁易感人格^[4]，多项研究也为这一观点提供了证据^[5-7]。在Blatt的人格理论中，情感依赖性人格(dependency)和自我批评性人格(self-criticism)是两个具有抑郁倾向的人格，并分别对应两种抑郁亚型：情感依赖性抑郁(anaclitic depression)和内射性抑郁(introjective depression)^[4]。1974年，Blatt基于此理论编制了抑郁体验问卷(Depressive Experiences Questionnaire, DEQ)^[8]。抑郁体验问卷主要区分了依赖和自我批评两个因素，其中依赖反映了渴望被认可与被关注、恐惧被抛弃，而自我批评体现了个体对自身目标的关注，追求完美。DEQ自问世以来便被广泛应用于临床和非临床样本的抑郁研究。已有研究证实了该量表在中国人群中有良好的适用性^[9]，即DEQ可作为评价中国人群依赖和自我批评两种抑郁易感人格的有效测量工具。

目前，国内已有研究者采用DEQ对依赖和自我批评进行评估，探讨这两种抑郁易感人格与抑郁之间的关系^{[7, 10]}。例如，姚树桥等人以大学生为研究对象，运用层次回归分析的方法，发现在大学生群体中DEQ的依赖因子和自我批评因子可以预测抑郁症状^[10]。唐秋萍等人在抑郁障碍病人中运用多元线性回归的方法，也发现了依赖、自我批评对抑郁症状有良好的预测作用^[7]。以上研究均支持依赖和自我批评的抑郁易感人格与抑郁症状有较强的关系，进一步为这两种人格是重要的抑郁易感人格提供了证据。但上述研究只是单独考察这两种人格与抑郁之间的关系，而根据以往的理论与研究结果，国外的学者提出要基于应激易感模型来考察人格因素在应激与疾病发生之间的作用。Rick等人在介绍应激易感模型时，将易感性的内容扩展至各种社会心理因素，其中提到了人格因素^[11]。国内学者将人格视为应激-疾病关系的中介变量，考察抑郁人格易感性与应激间的相互作用。^{[12, 13]}如洪炜等人发现积极人格在应激和心理症状之间产生中介作用^[12]，凌宇等发现述情障碍在应激-抑郁关系中起调节作用^[13]。

鉴于先前研究支持DEQ所测量的依赖和自我批评这两种人格与抑郁症状存在一定关系，本研究纳入应激这个重要变量，基于抑郁的应激-易感模型理论，考察依赖和自我批评这两种人格特质在应激-抑郁关系中的具体影响效应。鉴于先前研究已证实抑郁体验问卷(DEQ)可以应用于大学生群体^[9]，本研究将DEQ应用于大学生人群，探讨抑郁易感人格(依赖和自我批评)在应激-抑郁关系中具有中介效应还是调节效应，进一步验证抑郁的易感模型。

一.   对象与方法

一   对象

为了方便取样，招募长沙某高校选修某两项课程的大学生为被试，共634人完成问卷，最终得到有效问卷621份，问卷有效率为97.95%。所有被试年龄在16-23岁(20.11±1.10)之间，其中男性290人(46.70%)，女性331人(53.30%)，年龄有显著的性别差异，男性平均年龄高于女性平均年龄(p < 0.001，Cohen's d=0.54)。

本研究已通过中南大学湘雅二医院伦理委员会的审批，所有被试均签署了知情同意书。

二   工具

1.抑郁体验问卷(Depressive Experiences Questionnaire, DEQ)

DEQ是基于Blatt提出的人格理论发展而来的自评问卷，主要用来评估抑郁的两种亚型：依赖性抑郁和自我批判性抑郁。该问卷共有66个条目，3个分量表，采取7级评分(1=非常同意，7=完全不同意)。本文采用条目计分法计分^[14]：20个条目归入依赖因子(dependency；总分在20-140之间)；15个条目归入自我批评因子(self-criticism；总分在15-105之间)；8个条目归入效能感因子(efficacy；总分在8-56之间)；剩下的23个条目无法分类。个体在某一分量表上的得分越高，则表明该个体此特征越明显。因依赖和自我批评两个分量表更契合作者最初的设想，并且与抑郁相关度较高，因此本研究选用依赖和自我批评两个分量表^[14]。先前的研究已支持DEQ的中文版具有良好的信度和效度^[9]。

2.学生日常生活和学业应激量表(General Social and Academic Hassles Scale, GSAHS)

GSAHS主要用于测量在过去的一个月(包括当天)中大学生在家庭、工作和学习等方面日常的应激程度，包括从程度较小的烦心事到难以解决的问题等大的事件。GSAHS共30个条目，采用7级评分(0=无应激，6=应激经常发生)。该量表总分在0-180之间，个体得分越高，表明该个体在过去的一个月(包括当天)中应激程度和频率越高。研究表明，此量表中文版信效度较好^[15]。

3.流调中心用抑郁评定量表(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale, CES-D)

CES-D主要用于评定普通人群中当前抑郁症状的频度，侧重于抑郁情感或心境。CES-D有20个条目，采用4级评分(1=完全没有，4=非常明显)。该量表总分在20-80分之间，个体得分越高表示抑郁程度越重。此量表在国内有良好的适用性^[16]。

三   统计方法

本研究使用SPSS22.0统计软件对数据进行分析处理。采用独立样本t检验比较受试在GSAHS总分、CES-D总分、DEQ依赖因子得分、DEQ自我批评因子得分上的性别差异。采用Cohen's d值代表效应量，d=0.20、d=0.50和d=0.80分别为小、中和大的效应量(下同)^[17]。计算受试在应激、抑郁、依赖、自我批评得分之间的pearson相关系数。根据国外研究，依赖因子和自我批评因子分数按大小排序后，得分在30%以下和70%以上分别为低分组和高分组^[18]。因此，本研究按照依赖和自我批评得分筛选出双低组(依赖和自我批评得分均为低分)28人和双高组(依赖和自我批评得分均为高分)26人。采用独立样本t检验比较依赖、自我批评双高组与双低组在应激和抑郁量表上的得分差异。

运用回归分析的方法，分别建立依赖和自我批评在应激-抑郁中的中介、调节效应模型，并作检验。根据温忠麟等人提出的方法进行中介效应检验(以依赖作为中介变量为例，自我批评的中介效应检验方法相同)^[19]。第一步，检验应激(X)对抑郁(Y)的总效应c是否显著，不显著则停止中介效应分析，如若显著则进行下一步。第二步，分别检验应激(X)对依赖(D)的效应a以及应激(X)、依赖(D)对抑郁(Y)的效应b是否显著。第三步，若a与b都显著，说明中介效应显著，继续检验c'的显著性，c'显著说明此模型为部分中介效应模型，c'不显著则说明此模型为完全中介效应模型。当a、b至少有一个不显著时，则进行Sobel检验，Sobel检验显著则表明中介效应显著，Sobel检验不显著则表明中介效应不显著。中介效应占总效应比例的数学计算公式为：c'=ab/c。根据温忠麟等人总结的方法进行调节效应检验(以依赖作为调节变量为例，自我批评的调节效应检验方法相同)^[19]。第一步，做抑郁(Y)对应激(X)和依赖(D)的回归，得到测定系数R1²。第二步，做抑郁(Y)对应激(X)、依赖(D)和应激×依赖(XD)的回归，得到R2²。如果R2²显著大于R1²，即△R²(R2²- R1²)显著，则模型调节效应显著。

二.   结果

一   GSAHS总分、CES-D总分、DEQ依赖和DEQ自我批评的性别差异

独立样本t检验结果显示，CES-D总分和DEQ依赖因子在得分上均存在显著性别差异，男性CES-D总分显著高于女性得分，女性DEQ依赖因子得分显著高于男性得分，但Cohen's d值均小于0.5。而在GSAHS总分和DEQ自我批评因子上，则不存在显著的性别差异。详见表 1。

表  1  大学生心理测验得分的性别比较(M±SD)

	总样本	男性	女性	t	|Cohen's d|
	(n=621)	(n=290)	(n=331)
GSAHS总分	91.25±26.58	91.87±25.48	90.70±27.54	0.55	—
CES-D总分	49.71±4.81	50.16±5.26	49.32±4.35	2.15*	0.17
DEQ依赖	87.04±12.78	85.61±11.97	88.29±13.34	-2.64**	0.21
DEQ自我批评	59.85±12.32	60.26±12.68	59.49±12.00	0.78	—
注：*表示p < 0.05，* *表示p < 0.01；|Cohen's d|为Cohen's d的绝对值，代表了两样本比较之间的效应量。

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二   GSAHS总分、依赖、自我批评和CES-D总分的相关分析

表 2数据结果表明，GSAHS总分、依赖、自我批评和CES-D总分两两之间均存在显著正相关(均p < 0.01)。

表  2  GSAHS总分、依赖、自我批评、CES-D总分的相关分析

	GSAHS总分	依赖	自我批评
依赖	0.24**
自我批评	0.24**	0.61**
CES-D总分	0.20**	0.37**	0.55**
注：*表示p < 0.05，* *表示p < 0.01。

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表  3  DEQ依赖因子和自我批评因子双高组和双低组心理测验得分比较(x±s)

	双低组(n=28)	双高组(n=26)	t	|Cohen's d|
GSAHS总分	72.53±23.63	98.49±32.68	3.36**	-0.88
CES-D总分	45.79±2.50	56.98±6.68	8.04**	-2.20
注：*表示p < 0.05，* *表示p < 0.01;|Cohen's d|为Cohen's d的绝对值，代表了两样本比较之间的效应量。

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三   依赖和自我批评双高组和双低组心理测验得分比较

大学生依赖和自我批评双高组和双低组在GSAHS和CES-D量表上的得分比较显示，依赖和自我批评双高组在应激和抑郁上的得分均显著高于双低组，效应量显示差异均很大(Cohen's d值均大于0.80)。

四   抑郁人格中介效应的分析结果

根据相关分析结果，可继续进行中介效应检验^[19]，以GSAHS总分为自变量，DEQ依赖因子为中介变量，CES-D总分为因变量，进行中介效应的依次检验。第一步回归分析表明依赖对抑郁有显著的预测作用(β=0.20，p < 0.01)，第二步回归分析表明应激对依赖具有显著的预测作用(β=0.24，p < 0.01)，第三步回归分析表明在引入中介变量依赖(D)后，应激水平对抑郁症状的标准化回归系数由0.20下降到0.11。而此时，应激水平仍然能显著预测抑郁症状(t=2.94，p < 0.01)，所以依赖因子在应激-抑郁中起部分中介作用，而非完全中介作用，中介效应占总效应的比例为42.34%，如表 4所示。

表  4  依赖和自我批评的中介效应检验

中介效应检验	步骤	标准化回归方程	R2	SE	β	t
依赖因子 中介效应检验	第一步	Y=0.20X	0.04	0.01	0.20	4.95**
	第二步	D=0.24X	0.06	0.02	0.24	6.16**
	第三步	Y=0.11X+0.34D	0.15	0.01	0.11	2.94**
				0.01	0.34	9.00**
自我批评因子 中介效应检验	第一步	Y=0.20X	0.04	0.01	0.20	4.95**
	第二步	S=0.24X	0.06	0.02	0.24	6.01**
	第三步	Y=0.07X+0.54S	0.31	0.01	0.07	2.01**
				0.01	0.54	15.64**
注：R2：测定系数，SE：标准误，β：标准化回归系数；*表示p < 0.05，* *表示p < 0.01。

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自我批评中介效应检验的逐步回归结果显示，应激水平与抑郁症状的回归效应显著，应激(X)与自我批评(S)、自我批评(S)与抑郁(Y)的回归均显著。在第三步回归分析中，在引入中介变量自我批判(S)后，应激水平对抑郁症状的标准化回归系数由0.20下降到0.07。而此时，应激水平仍然能显著预测抑郁症状(t=2.01，p < 0.01)，因此自我批评对应激-抑郁起部分中介作用。中介效应占总效应的比例为64.72%，如表 4所示。

五   抑郁人格调节效应的分析结果

采用层次回归分析检验依赖和自我批评在应激-抑郁之间的调节效应。在依赖因子的层次回归分析中，第一步做GSAHS总分、依赖对CES-D总分的回归，第二步做GSAHS总分、依赖以及乘积项对CES-D总分的回归，第二步中乘积项的回归系数不显著(t=1.78，p=0.08)，△R²为0.00，因此，依赖的调节作用不显著，如表 5所示。

表  5  DEQ依赖因子和自我批评因子的调节效应检验

调节效应检验	步骤	变量	R2	B	SE	β	t
依赖调节效应检验	第一步	GSAH总分	0.15	0.02	0.01	0.11	2.94**
		依赖		0.13	0.01	0.34	9.00**
	第二步	GSAHS总分	0.15	-0.05	0.04	-0.30	-1.28
		依赖		0.05	0.05	0.14	1.12
		GSAHS总分×依赖		0.00	0.00	0.51	1.78
自我批评调节效应检验	第一步	GSAHS总分	0.31	0.01	0.01	0.07	2.94*
		DEQ自我批评		0.21	0.01	0.54	9.00**
	第二步	GSAHS总分	0.31	-0.02	0.03	-0.10	-0.67
		自我批评		0.21	0.01	0.54	15.66
		GSAHS总分×自我批评		0.00	0.00	0.18	1.15
注：R2：测定系数，B：回归系数，SE：标准误；β：标准化回归系数；*表示p < 0.05，* *表示p < 0.01。

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依照同样的方法，分析自我批评在应激-抑郁关系中的调节效应，发现第二步中的乘积项回归系数不显著(t=1.15，p>0.05)，△R²为0.00。因此，自我批评的调节作用不显著。但自我批评对抑郁症状的效应显著(p < 0.01)，即说明自我批评会影响抑郁症状，而调节效应不显著只是说明自我批评的变化不会影响应激对抑郁症状的作用程度，如表 5所示。

三.   讨论

近30年来，抑郁易感性中的人格成分是临床心理学的研究热点之一，抑郁易感人格的相关研究主要集中于依赖-自我批评、社会性依赖-自助及完美主义等^[3]。Blatt的抑郁理论主要围绕依赖-自我批评展开。该理论和相应的DEQ量表有两个优点。第一，Blatt等人认为，从个体抑郁倾向发展到临床抑郁是一个连续状态。因此，与其他评定抑郁症状严重性的量表不同，DEQ主要评估的是抑郁倾向的人格，这是该理论的重要贡献之一。第二，DEQ量表对临床病人和正常个体均适用^{[9，20—22]}。因此，本研究采用DEQ测查正常大学生的抑郁人格易感性，分析依赖和自我批评这两个抑郁易感人格的维度在应激-抑郁关系中所起的具体作用，得到了比较有价值的研究结果。

大学生在自我批评因子得分和GSAHS总分上不存在显著的性别差异，虽然CES-D总分和依赖因子得分存在显著的性别差异，但其效应量均较小，提示其显著的性别差异可能与样本量有较大关系，而不是男女大学生在依赖因子与抑郁水平上存在较大的差异。先前有研究结果提示了在依赖与自我批评上存在性别差异，如唐秋萍等发现女性的自我批评因子得分显著高于男性^[7]，McBride等人的研究发现女性表现出更高程度的社会依赖性^[23]，但已有的研究并未进一步考察效应值大小，这种性别差异欠缺说服力。性别取样是否平衡、差异检验标准是否严格、取样群体文化与群体特征是否相同都可能会影响性别差异的比较结果^[24]。就目前来说，对于抑郁人格的两个维度——依赖和自我批判在性别上的差异尚未有确定的结论，有待进一步研究。应激、依赖、自我批评以及抑郁之间均两两正相关，依赖和自我批评得分双高组在应激和抑郁程度上都显著高于依赖和自我批评得分双低组，这与已有的研究结果比较一致，共同提示了应激水平越高的大学生有更高的依赖和自我批评程度，也较容易出现抑郁状况^{[7, 10, 25]}，并进一步支持了依赖和自我批评是抑郁发生易感因素这一结论。当然，鉴于本研究只是一个横断面研究，无法完全阐明其因果关系，尚需纵向追踪研究来进一步证明。

本研究采用中介与调节两种分析方法具体考察依赖与自我批评这两种人格在应激与抑郁的关系中所起的作用。调节作用分析显示，依赖和自我批评在应激和抑郁之间均无调节作用，而中介作用分析则发现, 两种抑郁易感人格(依赖和自我批评)均在应激-抑郁关系中起部分中介效应，依赖和自我批评的中介效应占总效应的比例分别为42.34%、64.72%。这表明，应激不仅对大学生抑郁症状产生直接影响，而且可通过依赖和自我批评对抑郁症状产生间接影响，本结果进一步支持了抑郁的人格易感模型，与邹涛在中国大学生人群中的研究结果一致^[25]。根据Blatt的理论，具有高依赖性人格的个体过度重视人际关系，一旦遭遇应激性事件，高依赖个体有强烈的依赖别人的需求，当其人际关系不顺利或依赖需求得不到满足时，就有可能出现抑郁症状；具有自我批评性人格的个体过度重视自我价值，一旦遭遇不良事件，就会表现出强烈的成就欲和对周围环境的控制欲，这也可能导致其出现抑郁症状^[4]。本研究结果支持了Blatt的理论，即作为抑郁的易感性人格，依赖与自我批评会使得个体在应激状态下更容易出现抑郁症状。这一研究结果对大学生抑郁预防具有一定的启示，可通过培养大学生正确的人际关系态度和成就动机来预防抑郁发生，提升心理健康水平。

综上所述，本研究通过考察大学生依赖和自我批评在应激-抑郁关系中的作用，从抑郁人格角度验证了应激-易感性模型在中国大学生人群中的有效性，这不仅为抑郁的应激-易感理论提供了进一步的证据，而且为促进大学生心理健康水平提供了思路。接下来的研究可通过扩大样本量、增加临床样本、纵向追踪高低依赖与自我批评个体的抑郁发生情况、结合生物学指标等方法来进一步阐明依赖与自我批评对应激与抑郁发生之间的影响效应及其机制。