PTSD易感性人格特質、工作記憶能力和創傷期間認知加工對模擬創傷閃回的影響

/PTSD易感性人格特質、工作記憶能力和創傷期間認知加工對模擬創傷閃回的影響【摘要】基于模擬創傷研究范式，采用道路交通事故影片對159名健康大學生進行模擬創傷，考察PTSD易感性人格特質(特質焦慮、特質分離和神經質)、工作記憶能力(注意控制和工作記憶容量)和創傷期間認知加工(數據驅動加工和概念加工)對模擬創傷后不同時段閃回的影響。運用結構方程模型分析數據，結果發現：(1)數據驅動加工正向預測不同時段閃回(即時閃回、一周閃回和觸發閃回)的數量、生動性、痛苦度以及一周侵入頻率；(2)神經質正向預測觸發閃回痛苦度，注意控制和工作記憶容量負向預測一周侵入頻率；(3)概念加工在注意控制與即時閃回痛苦度之間起中介作用。研究結果提示：數據驅動加工是創傷后不同時段閃回的主要影響因素；概念加工主要作用于早期急性應激反應，注意控制是其保護因素；神經質和工作記憶能力對閃回具有較長期的影響，且工作記憶能力具有一定的保護作用。【關鍵詞】模擬創傷；閃回(侵入性表象)；人格特質；工作記憶能力；創傷期間認知加工 1引言 閃回(flashback)是急性應激障礙(acutestressdisorder，ASD)和創傷后應激障礙(posttraumaticstressdisorder，PTSD)最典型的再體驗癥狀之一(AmericanPsychiatricAssociation，2013)。閃回的主要內容是創傷事件的片段或碎片(AmericanPsychiatricAssociation，2013)，包含生動的感知覺特征，因此也被稱為侵入性表象(intrusiveimagery)(Brewin，2014；Brewinetal.，2010)。與創傷事件本身有關或無關的內部或外部情境線索常常觸發(trigger)閃回，即閃回的非自愿侵入(involuntaryintrusion)，使人在缺乏時間與背景信息的情形下再次經歷創傷事件并伴有害怕、悲傷、憤怒、無助等強烈的痛苦情緒(Brewinetal.，2010)。由于閃回在PTSD的發展過程中具有關鍵作用(AmericanPsychiatricAssociation，2013；Brewin，2014；Brewinetal.，2010)，探討閃回的影響因素有助于PTSD的預防、早期識別與干預，對維護與促進民眾心理健康具有重要的意義。 1.1解釋閃回表征和提取的兩個理論 PTSD的認知行為取向理論對閃回的形成(表征)和觸發出現(提取)做了較好的解釋和預測(Wangetal.，2019)。其中，PTSD的認知模型(cognitivemodelofPTSD，CM)(Ehlers&Clark，2000)和雙重表征理論(dualrepresentationtheoryofPTSD，DRT)(Brewinetal.，2010)關注創傷期間認知加工(peritraumaticcognitiveprocessing)，即個體對創傷信息特殊的加工方式或表征方式(閃回的形成)，強調創傷信息從記憶系統中特殊的提取方式(閃回的觸發出現)。 它們對閃回表征和提取的解釋主要如下(王銘，江光榮，2016；Wangetal.，2019)：(1)CM認為創傷情境干擾個體正常的自傳體記憶，部分創傷信息未被充分背景化(contextualisation)(即未能從時間、地點、前后信息以及其他自傳體記憶知識等方面整合進創傷事件背景之中)，從而形成閃回；具體表現為數據驅動加工(data-drivenprocessing，即加工感覺印象)相對強烈，而概念加工(conceptualprocessing，即加工情境的意義、以有組織的方式加工、將其置于背景之中)相對削弱；與原初創傷情境相關或相似的刺激或內外情境線索具有強有力的知覺啟動(perceptualpriming)作用(即個體對這些刺激或線索的知覺閾限降低)，導致閃回從聯結記憶(associativememory)中觸發出現。(2)DRT則認為創傷情境引發的高水平應激損害個體正常的認知功能，導致創傷信息加工異常：感覺表征(sensationalrepresentation，S-rep)增強但背景表征(contextualrepresentation，C-rep)減弱，且二者之間失去聯結；其中C-rep受到認知加工容量限制，S-rep則不受限，閃回即是未被充分背景表征的創傷情境部分感知覺信息，儲存在基于感覺的記憶(sensation-basedmemory，S-memory)中；內外情境線索觸發部分創傷信息從S-memory提取，提取過程由S-rep自下而上驅動且不受微弱激活的C-rep影響。對比這兩個理論可以看出，在閃回的形成過程中，數據驅動加工與S-rep相對應，概念加工則與C-rep相對應。 1.2創傷期間認知加工對閃回的影響 模擬創傷(analoguetrauma)研究范式始于20世紀中葉Lazarus及其同事(如Lazarus&Alfert，1964；Lazarus&Opton，1964)關于情緒的研究，道路交通事故(roadtrafficaccidents，RTAs)影片是最常用的模擬創傷刺激之一。Horowitz最早在PTSD的研究中應用該范式，發現模擬創傷能夠有效引發健康被試PTSD的類似癥狀(含閃回)(Horowitz，1969)。隨后幾十年，越來越多的研究者在PTSD的研究中應用該范式(Jamesetal.，2016；Lau-Zhuetal.，2018)，通常做法是讓健康被試觀看災難或事故視頻或影片、負性圖片等以模擬創傷情境。 目前已有許多研究證實數據驅動加工對模擬創傷后不同時段閃回(包括創傷后5分鐘以內的即時閃回以及創傷后一段時間內閃回)的作用，即影響閃回的數量、閃回內容的生動性以及閃回引發的情緒痛苦度。比如，數據驅動加工正向預測模擬創傷后2分鐘內和5天內閃回的數量、生動性和痛苦度(Morinaetal.，2013)、1周內閃回的數量和痛苦度(Halliganetal.，2002)以及2周內閃回的數量(Sundermannetal.，2013)。但上述研究并未發現概念加工對閃回的作用。新近的一項模擬創傷研究試圖檢驗氯沙坦(losartan，一種抗高血壓藥物)減少PTSD癥狀的作用機制，發現氯沙坦盡管能夠促進健康被試的背景加工(與概念加工相對應)，但氯沙坦組被試與安慰劑組被試在模擬創傷后4天內閃回的數量和痛苦度上均無差異(Shkrelietal.，2020)；也就是說，模擬創傷期間的背景加工增強并不影響閃回。可見，概念加工在理論上對閃回的作用仍需探討。 此外，考察創傷后不同時段閃回不僅是模擬創傷研究范式的通常做法，還與創傷后不同時段閃回在PTSD病理發展過程中的不同作用有關。比如，Creamer等人(1992)基于一些縱向研究結果提出，創傷后的早期閃回越多對PTSD的預后越有利。并且，由于以往的研究較少關注模擬創傷后一段時間的觸發閃回，本研究擬考察即時閃回、創傷后一段時間內閃回和觸發閃回的影響因素。根據CM和DRT的理論觀點并結合以往研究結果，本研究假設： H1：數據驅動加工正向預測模擬創傷后不同時段閃回(數量、生動性、痛苦度)。 H2：概念加工負向預測模擬創傷后不同時段閃回。 1.3影響閃回的個體變量 1.3.1PTSD易感性人格特質 創傷心理的個體因素或變量歷來是重要的研究領域。某些易感性人格特質對個體應激反應及PTSD的負面影響一直備受關注。研究發現，特質焦慮(traitanxiety)與急性應激反應密切相關(彭惠妮等，2018)，與普通民眾經歷創傷(如火災、性侵犯等)的PTSD癥狀(含閃回；下同)正相關(Hagenaars，2016)，與健康被試模擬創傷后2天內的閃回數量正相關(楊慧芳等，2013)；特質分離(traitdissociation)是PTSD的危險人格因素(Nardoetal.，2013)，與恐怖襲擊幸存者及其配偶的閃回正相關(Weinbergetal.，2015)，正向預測普通民眾經歷創傷的PTSD癥狀(Hagenaars，2016)；神經質(neuroticism)也是PTSD的危險人格因素(侯彩蘭，李凌江，2006；Brownetal.，2020)，與交通事故受害者的PTSD癥狀正相關(寧麗等，2013；Holeva&Tarrier，2001)，與青少年經歷地震(聶衍剛等，2011)和管道爆炸(Guoetal.，2015)的PTSD癥狀正相關。上述3種PTSD易感性人格特質均可被視為影響閃回的“危險因素”。基于以往研究結果和觀點，本研究假設： H3：PTSD易感性人格特質(特質焦慮、特質分離、神經質)正向預測模擬創傷后不同時段閃回。 1.3.2工作記憶能力 由于回避或壓抑創傷記憶(含閃回)影響PTSD的發展(Brewin，2011)，個體的工作記憶能力(workingmemoryability)逐漸受到研究者的關注。對觸發線索或威脅線索的注意控制(attentionalcontrol)失敗是PTSD的一個危險因素(Derryberry&Reed，2002；VanElzakkeretal.，2020)；在創傷相關的臨床心理學研究中，注意控制作為一種工作記憶能力主要表現為個體對負性信息的認知抑制能力(楊慧芳等，2013；Derryberry&Reed，2002)，即控制著對威脅刺激的注意解除，可能與晚期的高級調節機制有關(張禹等，2014)。一些研究發現，注意控制與交通事故、伴侶暴力等受害者的PTSD癥狀負相關(Sippel&Marshall，2013)，負向預測健康被試模擬創傷后2天內的閃回數量(楊慧芳等，2013)。工作記憶容量(workingmemorycapacity)是個體在加工信息時同時保存的信息量，可以反映工作記憶的儲存能力、加工效率和控制注意的能力(畢翠華，黃希庭，2012)，與個體的注意控制能力有關(Eysencketal.，2007)，與個體對侵入性想法和行為的抑制能力有關(Brewin，2011)。研究發現，ASD和PTSD患者均表現出工作記憶容量不足或受損(Jelineketal.，2010；LaGardeetal.，2010)，且PTSD患者在情感性背景中表現更明顯(Schweizer&Dalgleish，2016)。工作記憶容量不足或受損也可能是一個易感性因素而非創傷記憶喚起所致的后果(Jelineketal.，2010)，但尚不清楚其能否預測PTSD的發展(Brewin，2011)。上述2種工作記憶能力均可被視為影響閃回的“保護因素”。基于以往研究結果和觀點，本研究假設： H4：工作記憶能力(注意控制和工作記憶容量)負向預測模擬創傷后不同時段閃回。 1.4個體變量和創傷期間認知加工對閃回的共同作用 個體在創傷期間對創傷信息的認知加工本質上是一種情緒信息加工(emotionalinformationprocessing)，CM和DRT提出的兩類創傷期間認知加工則是特殊的情緒信息加工。研究發現，人格特質(丁妮等，2007；張禹等，2014；Bishop，2007，2009)和工作記憶(Liuetal.，2016)都能影響個體的情緒信息加工。也就是說，不同個體在創傷期間的具體“心理表現”不盡相同。比如，高特質焦慮的個體因前額葉功能相對不足(Bishop，2009)很難將注意從威脅性刺激中脫離開(張禹等，2014；Bishop，2007)，因此他們在創傷期間的數據驅動加工(而非概念加工)可能更多，創傷后的閃回也就更多。結合創傷期間認知加工和兩類個體變量對閃回的影響，可以推知創傷期間認知加工在個體變量與閃回之間具有中介作用。但目前考察個體變量和創傷期間認知加工對閃回共同作用的研究很少，其相互關系尚不清楚。Halligan等人(2002)發現，數據驅動加工對閃回的預測作用獨立于特質焦慮和特質分離的影響，人格特質沒有調節作用；Hagenaars和Putman(2011)則發現，在緊張性不動(tonicimmobility，一種應激性軀體狀態)對閃回的影響中，注意控制具有調節作用。可見，個體變量在創傷期間認知加工與閃回之間是否具有調節作用需要進一步探討。根據CM和DRT的理論觀點并結合以往研究結果，本研究假設： H5：在PTSD易感性人格特質和工作記憶能力與模擬創傷后不同時段閃回之間，創傷期間認知加工具有中介作用。 H6：在創傷期間認知加工與模擬創傷后不同時段閃回之間，PTSD易感性人格特質和工作記憶能力具有調節作用。 綜上，本研究擬采用模擬創傷研究范式考察PTSD易感性人格特質、工作記憶能力、創傷期間認知加工對模擬創傷后不同時段閃回的影響，理論模型如圖1所示。 圖1理論模型示意圖 2方法 2.1研究對象 本研究經華中師范大學生命科學倫理審查委員會審批(CCNU-IRB-202106034)，在湖北省武漢市公開招募被試。根據模擬創傷研究范式的倫理要求，納入健康成人被試參加研究。在本研究中，被試納入標準如下：(1)在校大學生(含研究生)，(2)自愿參加研究，(3)主觀報告身心健康。 根據模擬創傷研究的一般做法(如Morinaetal.，2013)，使用被試基本情況問卷采集被試基本信息并篩選健康被試，以盡可能減少模擬創傷的負面影響。剔除符合下列任一條件者：(1)經歷過至今仍有重大消極影響的創傷事件；(2)自殺史；(3)近兩年接受精神/心理專業治療；(4)近一年有自殺意念；(5)目前正在接受心理咨詢/治療；(6)罹患或曾經罹患腦疾病；(7)在貝克抑郁量表第2版(Beckdepressioninventory-II，BDI-II)(王振等，2011)達到中度抑郁；(8)在焦慮自評量表(self-reportanxietyscale，SAS)(汪向東等，1999)達到中度焦慮。 根據研究倫理，被試在整個研究過程中均可無理由退出，觀看實驗影片(見2.2.1)1周后施測BDI-II和SAS，再過1周后隨訪“結束研究1周后的情緒狀態”以及“是否仍受到實驗影片較明顯的消極影響”。對所有剔除者、退出研究者、再測及隨訪時報告異常者，均安排專業人員及時進行心理評估與干預，必要時為他們聯系安排學校心理咨詢。 被試知情同意后進行篩選，共有162名健康大學生(含研究生)參加研究。剔除因未完成一周侵入日記(見2.2.2)而中途退出研究的被試3人，最終159名被試納入統計分析[男生38人；年齡17～26歲(M=20.44±1.80)]。 2.2研究工具 2.2.1實驗影片 采用道路交通事故電影節選模擬創傷。實驗影片由美國系列電影《死神來了》(FinalDestination)的三個片段(帶中英文字幕)拼接而成，總時長14分34秒，包括賽車場事故、高速公路事故和服務站事故(三個片段的播放順序在被試間平衡)。國內已有研究發現，該實驗影片能有效引起被試生理、情緒變化及類似PTSD的癥狀(竇偉偉等，2014；楊慧芳等，2013)。在本研究中，參照以往研究的做法并考慮背景信息增加模擬創傷效果(Brewin&Burgess，2014)，為每段影片配置標題。被試在光線昏暗的實驗室獨自一人觀看影片。 2.2.2測量工具及施測 被試觀看影片前，施測特質焦慮量表(state-traitanxietyinventory-traitversion，STAI-T)(汪向東等，1999)、分離體驗量表第2版(dissociativeexperiencesscale-II，DES-II)(方莉，劉協和，2006)、艾森克人格問卷簡式量表中國版(therevisedEysenckpersonalityquestionnaireshortscaleforChinese，EPQ-RSC)(錢銘怡等，2000)、注意控制量表(attentionalcontrolscale，ACS)(楊慧芳等，2013)。其中，STAI-T測量特質焦慮，共20個條目(如“我感到自我滿足”)，采用4點計分(1=幾乎沒有……4=幾乎總是如此)；DES-II測量特質分離，共28個條目(如“有些人在照鏡子的時候認不出自己了”)，采用11點計分(0=完全不符合……100%完全符合)；僅將EPQ-RSC神經質分量表納入統計分析，該量表共12個條目(如“你的情緒是否時起時落”)，以“是”或“否”作答；ACS測量注意控制，共20個條目(如“我的專注力很好，即使旁邊有音樂”)，采用4點計分(1=幾乎從不……4=經常)。在本研究中，上述4個量表的α系數分別為0.88、0.93、0.77和0.83。 積極情感消極情感量表(positiveaffectandnegativeaffectscale，PANAS)(邱林等，2008)用以測量被試觀看影片前后的積極情感(如“快樂的”)和消極情感(如“害怕的”)，兩類情感各9個詞匯，均采用5點計分(1=非常輕微或根本沒有……5=非常強烈)；積極情感和消極情感的前測α系數分別為0.94和0.87，后測α系數分別為0.78和0.88。配對t檢驗結果發現，前測積極情感(M=25.07±8.21)與后測積極情感(M=14.68±5.71)差異顯著(t(158)=17.98，p＜0.001，Cohen'sd=1.47)，后測消極情感(M=19.92±6.87)與前測消極情感(M=10.74±2.53)差異顯著(t(158)=17.13，p＜0.001，Cohen'sd=1.77)。說明實驗影片有效引起被試情緒變化。 想法與感受問卷—中文修訂版(thoughtsandfeelingsquestionnaire-Chineserevised，TFQ-CR)在看完影片后立即施測，測量被試觀看影片時(即模擬創傷期間)的認知加工，采用5點計分(0=完全不符合……4=非常符合)。將14個條目的原TFQ(Halliganetal.，2002)翻譯為中文，預研究1(N=92)發現其信效度較低；修訂部分條目表述并根據被試訪談新編8個條目后形成22個條目的最初問卷，再根據預研究2(N=49)結果(相關系數和鑒別指數)挑選條目，形成10個條目的初步問卷。在本研究中，從全部162名被試中隨機選取55%作為樣本1(N=92)對初步問卷進行探索性因子分析(EFA)，剩下45%被試作為樣本2(N=70)進行驗證性因子分析(CFA)。在EFA中，KMO=0.71，Bartlett球形檢驗結果顯著(=285.11，df=45，p＜0.001)，碎石圖檢驗表明適合抽取2個因子；采用主成分法、正交旋轉抽取因子，最終得到2個因子(即概念加工和數據驅動加工)，保留7個條目(概念加工維度4個條目，如“我對事情的發生過程脈絡清晰”；數據驅動加工維度3個條目，如“我的腦海里縈繞著一些感覺上的印象(如畫面、聲音等)”)，累計解釋總方差的64.98%；2個因子的α系數分別為0.77和0.75，二者之間相關不顯著(r=0.10，95%CI==0.14～0.33，p=0.352)，2個因子分與各自所屬條目之間高相關(r=0.73～0.86，95%CI=[0.64，0.81]～[0.81，0.91]，ps＜0.001)；2個因子各自所屬條目之間相關較高(r=0.34～0.71，95%CI=[0.15，0.52]～[0.60，0.81]，ps≤0.001)，各條目的鑒別指數D=0.31～0.55。CFA結果表明，2因子模型擬合可接受：=19.42，df=13，p=0.110，/df=1.49，RMSEA=0.084，SRMR=0.087，CFI=0.945，TLI=0.911。 被試填完PANAS和TFQ-CR后獨自在實驗室休息5分鐘，再閱讀介紹閃回的統一文字材料并聽取主試講解，正確理解閃回的內容(主要是實驗影片中的畫面、聲音等)和出現方式(一般是在腦海中自然闖入或浮現，或是被外界事物或情境觸發出現，或是被自己的情緒、感覺或觀念等觸發出現)，隨后在主試協助下填寫修訂的侵入問卷。該問卷參照侵入問卷(intrusionquestionnaire)的用法(如Morinaetal.，2013)并根據視覺模擬評分法(visualanaloguescale，VAS)編制，采用11點量尺(0～10，兩點之間距離為1cm)。被試填寫該問卷報告5分鐘休息期間的閃回(即時閃回)數量、生動性(0=完全模糊不清……10=非常生動逼真)和痛苦度(0=完全不痛苦……10=極其痛苦)。該問卷也用于被試1周后返回實驗室報告觸發閃回(詳見后文描述)。 被試離開實驗室后，連續1周每天完成修訂的侵入日記。本研究參照經驗取樣法(段錦云，陳文平，2012)和Priebe等人(2013)的做法改編傳統的侵入日記(intrusiondiary)(Jamesetal.，2016)，不再要求被試書寫具體的閃回內容，以避免書寫閃回帶來的暴露治療(exposuretherapy)效果(ThompsonHollandsetal.，2019)；參照修訂的侵入問卷，要求被試離開實驗室后1周內每天在3個固定時間(12時、18時、22時；被試設置手機提醒)自行通過微信或QQ向主試發送數據，報告上午、下午和晚上三個時段的閃回數量、生動性(0=完全模糊不清……10=非常生動逼真)和痛苦度(0=完全不痛苦……10=極其痛苦)。若被試漏發數據的次數超過應發次數的三分之一，則視為無效被試，并由主試通知退出研究。本研究以被試為分析單位，將其1周內的閃回總數量、平均生動性和平均痛苦度納入統計分析。 事件沖擊量表修訂版(impactofeventscale-revised，IES-R)(吳坎坎等，2009)在被試1周后返回實驗室時填寫。IES-R共22個條目，采用5點計分(0=從未出現……4=總是出現)，用以測量模擬創傷后1周內的侵入(如“任何與那件事相關的事物都會引發當時的感受”)、回避(如“我設法遠離一切能使我記起那件事的事物”)和高喚起(如“我感覺我易受刺激、易發怒”)等3類創傷后癥狀的頻率。在本研究中，IES-R侵入分量表和全量表的α系數分別為0.84和0.91。 圖片喜歡度評價任務是一個單盲的偽實驗任務，參照以往研究中觸發閃回的做法(如Holmesetal.，2009，2010)設計，當被試1周后返回實驗室時用以觸發閃回；采用E-Prime2.0編制程序。要求被試在鍵盤上雙手按鍵評價20張圖片的喜歡程度(1=非常不喜歡……6=非常喜歡)，大約用時2分鐘；所有圖片尺寸相同，包括10張與實驗影片相關的圖片(車輛、場所等)和10張無關圖片(自然風光、植物等)。被試完成任務后，立即填寫修訂的侵入問卷，報告任務期間的閃回(觸發閃回)數量、生動性和痛苦度。 工作記憶容量測試是最后一個研究任務，參照工作記憶操作廣度任務(operationspantask，OSPAN)的漢語變式(孔慧君，2004)設計；采用E-Prime2.0編制任務程序。該測試包含60個實驗刺激，每個實驗刺激由1個算式和1個詞語組成，比如“(10÷2)+1=6測試”；實驗刺激共分為5組，每組3個試次(trial)；第1組每個試次呈現2個實驗刺激，第2組每個試次呈現3個實驗刺激，以此類推。算式均為20以內四則運算(正誤各半)，隨機出現；詞語均為2個漢字，按順序出現。當屏幕上呈現實驗刺激，被試立即大聲而勻速地朗讀算式和詞語，一邊讀一邊心算并記住詞語；讀完后盡快在鍵盤上按鍵判斷算式是否正確。某試次結束，被試在答題紙上按詞語出現順序寫下詞語。某試次詞語及順序均正確才可得分，以該試次詞數計分；總分0～60。 2.2.3研究質量控制 研究質量控制問卷主要根據VAS編制，采用11點量尺(0～10)，分別在被試觀看實驗影片后的不同時段施測。描述統計結果發現，被試觀看實驗影片的注意程度(0=完全沒有注意……10=始終全神貫注觀看)和對影片人物的情感卷入程度(0=一點也不關心同情……10=非常關心同情)都很高(Md均為9)，對侵入日記任務的理解程度(0=完全不理解……10=完全理解)以及任務預期(0=完全無法完成……10=極其出色完成)都很高(Md分別為10和9)，離開實驗室1周內沒有找原影片觀看，1周任務實際表現自評(0=完全沒有完成……10=極其出色完成)也很好(Md=8)。說明被試認真觀看了實驗影片，理解并較好地完成了1周侵入日記。 2.3統計方法 運用SPSS20和Mplus8.3對研究數據進行描述統計、相關分析、結構方程模型(SEM)等。 3結果 采用Harman單因子檢驗法，結果表明第一個因子解釋變異量為28.30%，小于40%的臨界標準。說明本研究共同方法偏差并不明顯。 3.1描述統計結果及相關矩陣 各研究變量均無缺失數據，其描述統計結果及相關矩陣見表1。 由表1可知：(1)PTSD易感性人格特質(特質焦慮、特質分離和神經質)與概念加工負相關(r或ρ=-0.33～-0.18，95%CI=[-0.48，-0.18]～[-0.32，-0.03]，ps≤0.028)，與數據驅動加工相關不顯著(r或ρ=-0.13～0.13，95%CI=[-0.29，0.04]～[-0.04，0.29]，ps≥0.101)；與模擬創傷后不同時段閃回(即時、一周、觸發)的數量、生動性和痛苦度以及一周侵入頻率相關大多不顯著(r或ρ=-0.15～0.14，95%CI=[-0.30，0.01]～[-0.02，0.29]，ps≥0.062)，僅特質焦慮與一周閃回數量負相關(ρ=-0.16，95%CI=-0.30～-0.01，p=0.040)，與觸發閃回痛苦度正相關(ρ=0.16，95%CI=0.02～0.31，p=0.039)；神經質與即時閃回痛苦度(ρ=0.17，95%CI=0.00～0.32，p=0.031)、觸發閃回痛苦度(ρ=0.25，95%CI=0.10～0.40，p=0.001)、一周侵入頻率(ρ=0.16，95%CI=-0.03～0.32，p=0.045)之間正相關。(2)注意控制與概念加工正相關(r=0.35，95%CI=0.20～0.48，p＜0.001)，與數據驅動加工相關不顯著(r=0.07，95%CI=-0.11～0.25，p=0.364)；工作記憶容量與概念加工、數據驅動加工相關均不顯著(ρ分別為0.14和0.03，95%CI分別為[-0.01，0.28]和[-0.15，0.20]，p分別為0.084和0.748)；工作記憶能力(注意控制和工作記憶容量)與三類閃回的數量、生動性和痛苦度以及一周侵入頻率相關大多不顯著(r或ρ=-0.15～0.04，95%CI=[-0.30，0.01]～[-0.12，0.19]，ps≥0.054)，僅注意控制與一周侵入頻率負相關(r=-0.17，95%CI=-0.32～-0.03，p=0.031)。(3)概念加工與三類閃回的數量、生動性和痛苦度以及一周侵入頻率相關均不顯著(r或ρ=-0.12～0.12，95%CI=[-0.29，0.04]～[-0.05，0.27]，ps≥0.136)；數據驅動加工則與它們正相關(r或ρ=0.26～0.53，95%CI=[0.12，0.40]～[0.39，0.64]，ps≤0.001)。 3.2模擬創傷閃回的影響因素分析 基于本研究理論模型(見圖1)，分別以即時閃回、一周閃回和一周侵入頻率、觸發閃回為因變量，采用SEM分別考察PTSD易感性人格特質、工作記憶能力和創傷期間認知加工的作用，并采用Bootstrap法(方杰等，2012)分別檢驗中介效應和調節效應。主要根據理論假設和路徑系數的顯著性水平進行模型修正。 3.2.1即時閃回的影響因素 即時閃回的最終模型擬合非常好：=4.58，d=5，p=0.469，/df=0.92，RMSEA=0.000，SRMR=0.029，CFI=1.000，TLI=1.004。該模型對即時閃回的數量、生動性和痛苦度的解釋率()分別為0.11、0.26、0.30。由圖2可知，數據驅動加工正向預測即時閃回數量(β=0.34，t=4.37，p＜0.001)、生動性(β=0.51，t=8.05，p＜0.001)和痛苦度(β=0.53，t=8.46，p＜0.001)；注意控制正向預測概念加工(β=0.35，t=4.74，p＜0.001)；概念加工負向預測即時閃回痛苦度(β=-0.15，t=-3.02，p=0.002)，且在注意控制與即時閃回痛苦度之間起中介作用(ab=-0.017，t=-2.55，p=0.011，95%CI=-0.034～-0.006，不包含0；標準化中介效應為-0.052，注意控制的直接效應為-0.039，中介效應占總效應的57.14%)。 圖2即時閃回的影響因素示意圖 注：圖中僅顯示統計顯著的路徑系數和相關系數，且均為標準化系數；下同。 3.2.2一周閃回和一周侵入頻率的影響因素 一周閃回和一周侵入頻率的最終模型擬合非常好：=1.49，df=6，p=0.960，/df=0.25，RMSEA=0.000，SRMR=0.022，CFI=1.000，TLI=1.056。該模型對一周閃回的數量、平均生動性、平均痛苦度和一周侵入頻率的解釋率()分別為0.06、0.10、0.16、0.22。由圖3可知，數據驅動加工正向預測一周閃回數量(β=0.24，t=2.44，p=0.014)、平均生動性(β=0.32，t=4.20，p＜0.001)、平均痛苦度(β=0.40，t=5.43，p＜0.001)和一周侵入頻率(β=0.41，t=5.10，p＜0.001)，注意控制(β=-0.16，t=-2.71，p=0.007)和工作記憶容量(β=-0.15，t=-2.71，p=0.007)則負向預測一周侵入頻率。 圖3一周閃回和一周侵入頻率的影響因素示意圖 3.2.3觸發閃回的影響因素 觸發閃回的最終模型擬合良好：=3.13，df=2，p=0.209，/df=1.56，RMSEA=0.060，SRMR=0.023，CFI=0.996，TLI=0.981。該模型對觸發閃回的數量、生動性和痛苦度的解釋率()分別為0.07、0.11、0.16。由圖4可知，數據驅動加工正向預測觸發閃回數量(β=0.26，t=3.39，p=0.001)、生動性(β=0.33，t=4.66，p＜0.001)和痛苦度(β=0.36，t=4.87，p＜0.001)；神經質正向預測觸發閃回痛苦度(β=0.14，t=2.72，p=0.007)。 圖4觸發閃回的影響因素示意圖 3.3事后統計 3.3.1PTSD診斷風險的預測因素 根據IES-R總分劃分PTSD診斷風險，考察兩類個體變量和創傷期間認知加工的預測作用。以IES-R總分超過35為標準(黃國平等，2006)，發現21名被試(13.21%)PTSD診斷風險高。以PTSD診斷風險二分變量作為因變量，根據兩類個體變量和創傷期間認知加工的平均數或中位數分別生成二分變量(高分組和低分組)作為預測變量，采用逐步法(向前：LR)進行Logistc回歸，最終模型擬合良好(=11.33，df=2，p=0.003；Hosmer-Lemeshow檢驗不顯著p=0.957)，對PTSD診斷風險的預測百分比為86.80%(分類標準值為0.50)。在該模型中，特質分離顯著預測PTSD診斷風險(B=1.13，S.E.=0.56，Wald=4.11，df=1，p=0.043)，高分組比低分組的PTSD診斷風險增加3.09倍(OR的95%CI=1.04～9.18)；特質焦慮對PTSD診斷風險的預測邊緣顯著(B=1.01，S.E.=0.53，Wald=3.64，df=1，p=0.056)，高分組比低分組的PTSD診斷風險增加2.75倍(OR的95%CI=0.97～7.76)。 3.3.2兩種創傷期間認知加工的典型被試特點 以概念加工和數據驅動加工各自平均數作為高低分組標準，剔除兩項均屬高分組的被試，分別得到概念加工高分組被試39人和數據驅動加工高分組被試35人，采用獨立樣本t檢驗考察兩類被試在PTSD易感性人格特質和工作記憶能力上的特點。結果表明：兩組被試的注意控制(M=58.23±7.66和54.51±6.84)、特質焦慮(M=32.44±6.89和36.20±6.11)、特質分離(M=34.21±24.18和52.63±39.97)和神經質(M=2.79±2.69和4.40±2.61)差異顯著(t(72)=2.19，p=0.032，Cohen'sd=0.52；t(72)=-2.47，p=0.016，Cohen'sd=0.58；t(54.72)=-2.37，p=0.022，Cohen'sd=0.57；t(72)=-2.60，p=0.011，Cohen'sd=0.62)。 4討論 4.1創傷期間認知加工對閃回的作用 與以往研究結果一致，本研究發現數據驅動加工正向預測模擬創傷后不同時段閃回(即時閃回、一周閃回、觸發閃回)的數量、生動性和痛苦度以及一周侵入頻率，H1得到驗證，支持CM和DRT的理論觀點。值得注意的是，盡管創傷期間分離(peritraumaticdissociation)或狀態分離(statedissociation)是PTSD的一個強力預測因素(Ozeretal.，2003)，但它有別于數據驅動加工。Hagenaars(2016)針對普通民眾的一項大樣本(N=4781)調查發現，當控制人格特質(如特質焦慮、特質分離)后，創傷期間分離與PTSD癥狀(含閃回)之間不再相關。在本研究中，采用層級回歸分析發現，當控制3種PTSD易感性人格特質和2種工作記憶能力后，數據驅動加工仍正向預測三類閃回的數量、生動性、痛苦度以及一周侵入頻率(ΔR[2]=0.05～0.23，β=0.22～0.50，t=2.73～7.03，ps≤0.007)。該結果提示，數據驅動加工是個體在創傷期間一種特殊的認知加工，影響創傷后不同時段的閃回。因此，在臨床干預實踐中，創傷后即時評估數據驅動加工的水平對于PTSD的早期識別和干預具有重要意義。但需要注意區分不同年齡人群，一項針對兒童與青少年的元分析發現數據驅動加工作用于PTSD癥狀(含閃回)的效應量較小(Memarziaetal.，2021)。另外，本研究采用的TFQ-CR信效度基本可接受，今后可基于該問卷研發針對真實創傷期間認知加工的評估工具。 概念加工的作用僅見于其(作為注意控制的中介變量)負向預測即時閃回痛苦度，該結果部分支持H2，未能很好支持CM和DRT。即時閃回痛苦度可看作是一種早期急性應激反應，概念加工對其的積極作用值得注意，這可能啟發個體在創傷期間如何積極應對并預防PTSD。當然，以往同類研究并未發現概念加工對閃回的直接作用，這可能與模擬創傷研究范式的局限(Jamesetal.，2016；Lau-Zhuetal.，2018)有關，尤其是創傷沖擊“劑量”不夠，對概念加工削弱不多。畢竟，模擬創傷與真實創傷相去甚遠。根據CM和DRT，被試在實驗室觀看影片大大增加了概念加工或背景表征，因為他們只是觀看影片且處境安全。因此，一些研究者建議盡可能采用真實創傷的現場影音作為模擬創傷刺激(Jamesetal.，2016；Lau-Zhuetal.，2018)，比如行車記錄儀錄像、災難救援現場錄像等；采用虛擬現實(virtualreality)模擬創傷也值得考慮(比如Corriganetal.，2020)。 4.2兩類個體變量對閃回的作用 本研究并未發現全部五個個體變量對閃回的直接作用，僅發現注意控制和工作記憶容量負向預測一周侵入頻率，神經質正向預測觸發閃回痛苦度，部分支持H3和H4。可以看出，神經質和工作記憶能力(注意控制和工作記憶容量)對閃回的直接作用較明確且較為長期，前者可視為觸發閃回的危險因素，后者則對被試主觀知覺到的一周侵入頻率具有一定的保護作用。這與以往研究結果或觀點基本一致，注意控制對創傷后的閃回發展具有保護作用(Hagenaars&Putman，2011)，神經質或負性情緒性(negativeemotionality)則是PTSD發展的危險因素(侯彩蘭，李凌江，2006；Brownetal.，2020)。由此提示，評估個體的神經質水平對于PTSD的預防和早期識別具有重要意義，還應重視工作記憶能力在PTSD發展中的積極作用，圍繞工作記憶能力訓練開展針對性的預防和干預研究。 對工作記憶容量的測量是本研究的一個不足和局限。首先，盡管有研究表明漢語OSPAN任務變式能較好反映言語工作記憶容量(verbalworkingmemorycapacity)和視覺空間工作記憶容量(visuospatialworkingmemorycapacity)(孔慧君，2004)，但其主要測量的仍是言語工作記憶容量，因此不能很好滿足閃回有關研究的需要。這是因為閃回包含生動的感知覺特征(Brewin，2014；Brewinetal.，2010)，甚至有研究發現閃回以視覺表象(visualimagery)為主(比如Parry&O'Kearney，2014)。閃回的表征和提取在工作記憶中既占用語音環路(phonologicalloop)，也占用視覺空間模板(visuo-spatialsketchpad)，DRT認為閃回對后者的占用更多(Brewin，2014；Brewinetal.，2010)。其次，本研究中工作記憶容量測試任務難度偏大，導致被試得分呈正偏態分布，從而難以準確探明其作用，未能滿足研究預期。因此，本研究關于工作記憶容量的研究結果在應用時受限較大。今后的研究不僅要設計難度適宜的言語工作記憶容量測試任務，還應增加視覺空間工作記憶容量測試，比如視覺空間工作記憶廣度(visuo-spatialworkingmemoryspan；Hegartyetal.，2000)。另外，如果不考慮工作記憶容量，本研究發現注意控制負向預測一周侵入頻率，該結果也能說明工作記憶能力對閃回的作用。 此外，創傷心理研究領域除了關注閃回等PTSD癥狀，還關注PTSD診斷(比如Holeva&Tarrier，2001)。本研究發現模擬創傷健康被試的PTSD診斷風險(13.21%)大大低于真實道路交通事故的PTSD陽性檢出率24.80%(李秀麗等，2012)至39%(梁美英等，2011)；特質分離和特質焦慮顯著預測PTSD診斷風險。可見，PTSD診斷風險主要受PTSD易感性人格特質的影響。盡管本研究未發現特質分離和特質焦慮對閃回的直接作用，但結合以往研究結果，仍需將它們視為PTSD的危險