小学生创伤后应激障碍对睡眠问题的影响：积极认知的调节作用(2)
此外，以往的研究对象多集中在经历人为灾难后的成人和青少年群体，尚未对自然灾难后的儿童进行研究。由于自然灾难具有不可控制性和不可预测性，它对人们的身心影响更为严重(Shakesoeare-Finch&Armstrong，2010)。再者，由于儿童期是个体身心发育的关键时期，睡眠问题的出现更可能会影响其自身的行为调节能力，增加他们的心理和行为问题的发生率(Caldwell&Redeker 2005；Gre，gory&O'Connor，2002)。因此，本研究拟以汶川地震后的儿童为研究对象，全面考察积极认知在PTSD的不同症状分别对睡眠问题影响中的调节作用，以期为灾后儿童心理援助提供实证支持。
2方法
2.1被试
被试为汶川地震极重灾区汶川县和茂县的844名小学生，其中四年级学生409名，五年级学生435名；男生410名，女生434名。被试的年龄范围为8-13岁，平均年龄为10.34岁(5D=1.00)。
2.2测量工具
灾难暴露程度调查问卷。该问卷由教育部哲学社会科学研究重大攻关项目“灾后中小学生心理疏导研究”课题组所编制(伍新春，张宇迪，林崇德，臧伟伟，2013)。问卷共18题，包括是否亲眼目睹他人的被困、受伤或死亡情况，以及是否事后得知他人的被困、受伤或死亡情况。其中，亲眼目睹计2分，事后得知计1分，无此情况计0分，最后将所有题目的分数相加作为创伤暴露程度的指标。该问卷在本研究中的Cronbach's α系数为0.69，儿童创伤后应激障碍症状量表(The ChildPTSD Syruptom Scde，CPSS)。该量表根据DSM-IV中PTSD的诊断标准而编制，包括闯入性症状、回避性症状和警觉增高症状(Foa，Johnson，Feeny，&Treadwell，2001)。问卷共包括17道题，0-3点计分，总量表得分在0-51。回避性症状有7个项目，得分范围在0-21，闯入性症状和警觉增高症状分别有5个项目，得分范围在0-15。该问卷在本研究中的内部一致性信度和结构效度良好：问卷的总体Cronbach α系数为0.90。三个维度的Cronbach's α系数在0.71-0.79之间。其验证性因素分析的拟合指数：x2/df=2.02，CFI=0.95，RMSEA=0.070。
儿童行为问题核查表。该核查表是我们根据美国中学生危险行为量表(Brener，Collins，Kann，Warren，&Williams，1995)，并结合灾区的实际情况修编而成，包括19条常见情绪或行为症状，按最近半年内的表现进行0-2的3级评分，0表示“没有”，2表示“时常”。该核查表主要包括攻击行为、自杀意向、饮食行为、睡眠问题、服药行为、网络或移动通讯工具使用、相关的正向行为等7类。根据研究需要，本文选取睡眠问题这个指标。在本研究中，该指标的Cronbach α系数为0.74。
应对方式量表。该量表依据萧丽玲(2001)的研究修订而成。修订后的量表包含17道题目，分为积极认知、逃避、负向发泄以及寻求支持四个维度。采用2点记分，0代表“否”，1代表“是”。个体在各分量表得分越高，表示采用该应对方式越多。在本研究中，问卷的总体Cronbach α系数为0.79，其中所选的积极认知这一维度的Cronbach α系数是0.60。问卷修订后的结构效度良好，验证性因素分析的拟合指数：x2/df=3.68，CFI=0.91，RM-SEA=0.05。
2.3施测和数据分析
2010年10月(震后30个月)，采用团体施测的方式进班施测。主试均为心理学专业在读研究生。在学生全部填答完毕后。由主试带领学生做一些有益身心发展的小活动。以消除学生填写问卷可能带来的不适。这些小活动主要包括“手指操’’、“我有一个梦”、“进化论”、“我真的很不错”等。所有数据用SPSS17.0进行分析处理。
3结果
3.1共同方法偏差的检验
本研究的问卷结果是在同一施测环境中，由被试自己提供的，为了避免共同方法偏差对研究结果的污染，在施测时采用了平衡项目顺序、匿名问卷测量等程序控制的方法对共同方法偏差进行了控制。在数据回收后，又采用Harman单因子检验的方法，将研究变量纳入一个探索性因素分析中，检验未旋转的因素分析结果，结果表明未旋转和旋转都得到7个因子，未旋转得到的第一个因子解释的变异量为17.68%，旋转得到的第一个因子解释的变异量为13.89%，皆远小于40%的临界值。也就是说，本研究不存在明显的共同方法偏差。
3.2各变量间的相关
考虑到性别、年龄和创伤暴露程度的差异可能与PTSD和睡眠问题有一定的关系(Babson&Feldner，2010)，因此本研究在考察PTSD、积极认知与睡眠问题的相关关系时也纳入这三个变量。结果发现性别和年龄与PTSD和睡眠问题的相关不显著，创伤暴露程度与PTSD和睡眠问题有显著的正相关。PTSD与睡眠问题有显著的正相关，积极认知与PTSD和睡眠问题的相关不显著。由于创伤暴露程度与PTSD和睡眠问题的相关显著，因此我们把创伤暴露程度作为协变量进行控制，结果发现PTSD与睡眠问题仍有显著的正相关，积极认知与FFSD和睡眠问题的相关仍不显著。
3.3积极认知在PTSD与睡眠问题间的调节作用
相关分析发现创伤暴露程度与PTSD和睡眠问题的相关显著，所以将创伤暴露程度作为协变量，PTSD的三个症状及其总体分别作为自变量，积极认知作为调节变量进行分析。为了检验积极认知在PTSD对睡眠影响中的调节效应，采用层次回归分析方法，具体步骤如下：首先将创伤暴露程度作为协变量进入第一层回归，然后将中心化后的自变量和调节变量——PTSD和积极认知进入第二层回归，最后将二者的乘积进入第三层回归，考察自变量和调节变量的作用，具体结果如表2所示。表2的结果表明，创伤暴露程度对睡眠问题有显著的正向预测作用(β=0.20，p<0.001)，PTSD的三个症状及其总体都对睡眠问题有显著的正向预测作用(β闯入性症状=0.38，p<0.001；β回避性症状=0.29，p<0.001；β警觉性增高症状=0.39，p<0.001；βPTSD总体=0.46，p<0.001)，但是积极认知对睡眠问题没有显著的预测作用(p>0.05)。积极认知在闯入性症状与睡眠问题的关系之间、警觉性增高症状与睡眠问题的关系之间不起调节作用(β闯入症状-睡眠问题=-0.02，p>0.05；β警觉性增高症状-睡眠问题=-0.06，p>0.05)，在回避性症状与睡眠问题的关系之间、FFSD总体与睡眠问题的关系之间有负向调节作用(β回避性症状-睡眠=0.10，p<0.05；βPISD 总体-睡眠=-0.08，p<0.05)。 (周宵 伍新春)
2方法
2.1被试
被试为汶川地震极重灾区汶川县和茂县的844名小学生，其中四年级学生409名，五年级学生435名；男生410名，女生434名。被试的年龄范围为8-13岁，平均年龄为10.34岁(5D=1.00)。
2.2测量工具
灾难暴露程度调查问卷。该问卷由教育部哲学社会科学研究重大攻关项目“灾后中小学生心理疏导研究”课题组所编制(伍新春，张宇迪，林崇德，臧伟伟，2013)。问卷共18题，包括是否亲眼目睹他人的被困、受伤或死亡情况，以及是否事后得知他人的被困、受伤或死亡情况。其中，亲眼目睹计2分，事后得知计1分，无此情况计0分，最后将所有题目的分数相加作为创伤暴露程度的指标。该问卷在本研究中的Cronbach's α系数为0.69，儿童创伤后应激障碍症状量表(The ChildPTSD Syruptom Scde，CPSS)。该量表根据DSM-IV中PTSD的诊断标准而编制，包括闯入性症状、回避性症状和警觉增高症状(Foa，Johnson，Feeny，&Treadwell，2001)。问卷共包括17道题，0-3点计分，总量表得分在0-51。回避性症状有7个项目，得分范围在0-21，闯入性症状和警觉增高症状分别有5个项目，得分范围在0-15。该问卷在本研究中的内部一致性信度和结构效度良好：问卷的总体Cronbach α系数为0.90。三个维度的Cronbach's α系数在0.71-0.79之间。其验证性因素分析的拟合指数：x2/df=2.02，CFI=0.95，RMSEA=0.070。
儿童行为问题核查表。该核查表是我们根据美国中学生危险行为量表(Brener，Collins，Kann，Warren，&Williams，1995)，并结合灾区的实际情况修编而成，包括19条常见情绪或行为症状，按最近半年内的表现进行0-2的3级评分，0表示“没有”，2表示“时常”。该核查表主要包括攻击行为、自杀意向、饮食行为、睡眠问题、服药行为、网络或移动通讯工具使用、相关的正向行为等7类。根据研究需要，本文选取睡眠问题这个指标。在本研究中，该指标的Cronbach α系数为0.74。
应对方式量表。该量表依据萧丽玲(2001)的研究修订而成。修订后的量表包含17道题目，分为积极认知、逃避、负向发泄以及寻求支持四个维度。采用2点记分，0代表“否”，1代表“是”。个体在各分量表得分越高，表示采用该应对方式越多。在本研究中，问卷的总体Cronbach α系数为0.79，其中所选的积极认知这一维度的Cronbach α系数是0.60。问卷修订后的结构效度良好，验证性因素分析的拟合指数：x2/df=3.68，CFI=0.91，RM-SEA=0.05。
2.3施测和数据分析
2010年10月(震后30个月)，采用团体施测的方式进班施测。主试均为心理学专业在读研究生。在学生全部填答完毕后。由主试带领学生做一些有益身心发展的小活动。以消除学生填写问卷可能带来的不适。这些小活动主要包括“手指操’’、“我有一个梦”、“进化论”、“我真的很不错”等。所有数据用SPSS17.0进行分析处理。
3结果
3.1共同方法偏差的检验
本研究的问卷结果是在同一施测环境中，由被试自己提供的，为了避免共同方法偏差对研究结果的污染，在施测时采用了平衡项目顺序、匿名问卷测量等程序控制的方法对共同方法偏差进行了控制。在数据回收后，又采用Harman单因子检验的方法，将研究变量纳入一个探索性因素分析中，检验未旋转的因素分析结果，结果表明未旋转和旋转都得到7个因子，未旋转得到的第一个因子解释的变异量为17.68%，旋转得到的第一个因子解释的变异量为13.89%，皆远小于40%的临界值。也就是说，本研究不存在明显的共同方法偏差。
3.2各变量间的相关
考虑到性别、年龄和创伤暴露程度的差异可能与PTSD和睡眠问题有一定的关系(Babson&Feldner，2010)，因此本研究在考察PTSD、积极认知与睡眠问题的相关关系时也纳入这三个变量。结果发现性别和年龄与PTSD和睡眠问题的相关不显著，创伤暴露程度与PTSD和睡眠问题有显著的正相关。PTSD与睡眠问题有显著的正相关，积极认知与PTSD和睡眠问题的相关不显著。由于创伤暴露程度与PTSD和睡眠问题的相关显著，因此我们把创伤暴露程度作为协变量进行控制，结果发现PTSD与睡眠问题仍有显著的正相关，积极认知与FFSD和睡眠问题的相关仍不显著。
3.3积极认知在PTSD与睡眠问题间的调节作用
相关分析发现创伤暴露程度与PTSD和睡眠问题的相关显著，所以将创伤暴露程度作为协变量，PTSD的三个症状及其总体分别作为自变量，积极认知作为调节变量进行分析。为了检验积极认知在PTSD对睡眠影响中的调节效应，采用层次回归分析方法，具体步骤如下：首先将创伤暴露程度作为协变量进入第一层回归，然后将中心化后的自变量和调节变量——PTSD和积极认知进入第二层回归，最后将二者的乘积进入第三层回归，考察自变量和调节变量的作用，具体结果如表2所示。表2的结果表明，创伤暴露程度对睡眠问题有显著的正向预测作用(β=0.20，p<0.001)，PTSD的三个症状及其总体都对睡眠问题有显著的正向预测作用(β闯入性症状=0.38，p<0.001；β回避性症状=0.29，p<0.001；β警觉性增高症状=0.39，p<0.001；βPTSD总体=0.46，p<0.001)，但是积极认知对睡眠问题没有显著的预测作用(p>0.05)。积极认知在闯入性症状与睡眠问题的关系之间、警觉性增高症状与睡眠问题的关系之间不起调节作用(β闯入症状-睡眠问题=-0.02，p>0.05；β警觉性增高症状-睡眠问题=-0.06，p>0.05)，在回避性症状与睡眠问题的关系之间、FFSD总体与睡眠问题的关系之间有负向调节作用(β回避性症状-睡眠=0.10，p<0.05；βPISD 总体-睡眠=-0.08，p<0.05)。 (周宵 伍新春)