1 引言
抑郁症状(depressive symptoms)被定义为一种情绪障碍，表现为以悲伤、绝望、冷漠、快感缺失和主观不适感觉为主的认知和生理症状组合，导致对日常生活活动的兴趣明显下降(Baquero & Martín, 2015)。成年早期(emerging adulthood)处于青春期至成年期的过渡时期，通常界定为18至25岁(Sawyer et al., 2018)。这一时期个体面临目标感不确定、进入高等教育或就业市场等多重压力，导致抑郁和焦虑等情绪障碍的发病率逐年上升(Arnett, 2000)。研究表明，经历童年创伤个体在成年早期患抑郁症的风险是未经历童年创伤群体的1.98～2.78倍(Mandelli et al., 2015)。生命历程理论认为，童年逆境具有长臂效应，即早期不良经历不仅在当时对个体发展产生负面影响，还通过持续机制提高其后续压力暴露风险，进而对成年期身心健康造成长期负面影响(Elder, 1998; Hertzman, 1999)。实际上，个体往往同时遭遇多种类型的童年创伤，这一现象被称为童年累积创伤(Briere et al., 2008)。一项涵盖美国23个州、样本量为214 157人的大数据研究显示，24.64%的成年人经历了三种及以上的累积童年不良经历(Merrick et al., 2018)。这种童年累积创伤不仅与成年早期心理健康不良密切相关，还增加了过早死亡的风险(Daníelsdóttir et al., 2024; Jones et al., 2020)。本研究采用追踪设计，探讨童年累积创伤对成年早期抑郁症状的影响机制，为制定针对童年累积创伤群体的干预措施提供实证依据。
1.1 童年累积创伤对成年早期抑郁症状的影响
童年创伤(childhood trauma)是成年早期抑郁症状的重要风险因素，指在童年和青春期遭遇的各类创伤事件，如身体、情感或性虐待等(Copeland et al., 2018; Grummitt et al., 2021)。早期关于童年创伤的理论和实证研究主要关注单一维度童年创伤对个体发展的负面影响(Danese & Uher, 2023; Yu et al., 2024)。然而，这一研究视角忽略了部分群体中童年创伤的协同发生性。累积风险模型认为个体的发展不仅受到单一风险因素的影响，更是多种风险因素共同作用的结果(Evans et al., 2013)。实证研究也表明，同时经历4种以上童年创伤的个体不仅增加了成年早期抑郁症状风险，还会提升其健康风险行为的发生率(如吸烟、大量饮酒等)(Merrick et al., 2018)。国内学者利用中国健康与养老追踪调查数据发现，童年早期遭遇的不幸事件种类越多、持续时间越长，个体成年后消极情绪的上升速度就越快(石智雷, 吴志明, 2018)。本研究提出H1：相较于单一童年创伤，童年累积创伤对成年早期抑郁症状的影响效应更强。
1.2 童年累积创伤与成年早期抑郁症状的关系模式
在探究童年累积创伤与抑郁症状间的关系时，识别二者间的关系模式具有重要的现实意义。累积风险因素与健康结果的关系主要表现为线性模式和非线性模式两种(Ashworth & Humphrey, 2020)。在线性模式中，随着风险因素数量的增加，个体适应不良问题也会随之呈线性加剧(Appleyard et al., 2005)。非线性模式中，风险因素之间可能存在相互作用，导致其整体的负面影响超出独立风险因素效应的简单叠加(Evans et al., 2013)。在线性模式下，每减少一个风险因素即可相应减少一种情绪问题，因此全面预防或重点干预都是有价值的。反之，在非线性模式下，要抑制情绪问题的急剧增长，需对多个风险因素进行同时干预(Appleyard et al., 2005)。
然而，目前关于童年创伤与健康结果的关系模式存在不一致的研究证据。一些研究支持线性的剂量−反应关系，即童年创伤经历越多，适应不良程度越高(Beekman et al., 2009)。实证研究支持了童年累积创伤与心理健康间呈线性模式，童年累积创伤数量越多，个体的焦虑水平、认知功能障碍及创伤后应激障碍症状越严重(Seery et al., 2010)。也有研究指出，童年创伤与健康结果可能呈非线性关系，适度的创伤经历反而可能促使个体适应能力的发展(Garmezy, 1986; Maercker et al., 2016)。鉴于当前证据不一致，同时考虑到厘清童年累积创伤与抑郁症状间的关系模式具有重要实践价值，本研究将对此影响模式进行探索性分析，不提出具体假设。
1.3 压力知觉的中介作用机制
压力知觉被定义为个体将生活事件视为超出自身控制能力或难以克服的挑战，从而产生的一种主观压力感受(Cohen et al., 1983)。童年创伤可能通过干扰压力相关内分泌系统及大脑结构发育，使个体更易感知压力，从而增加其抑郁症状的发生风险(Heim et al., 2008)。实证研究揭示了压力知觉在童年期虐待与抑郁症状间起中介作用(Zheng et al., 2022)。但多数研究将童年创伤处理为连续变量，这可能导致对童年创伤总分的估计出现过高或过低的偏差(Anda et al., 2020)。同时，难以揭示不同程度的童年创伤对个体抑郁症状的具体影响，限制了对压力知觉如何在不同创伤程度下发挥中介作用的理解。因此，本研究旨在通过区分不同程度的童年创伤，并探讨压力知觉在其中的中介作用，以提供更为细致的中介机制解释。
压力知觉在童年创伤与成年早期抑郁症状间的中介作用可能会因个体所经历童年创伤的严重程度而有所不同。由创伤诱发的“敏化效应(sensitizing effect)”会降低个体的压力阈值并提升其对压力的敏感性(Rutter, 2012)，由此，个体遭遇的童年创伤越多或越严重，则会促使其产生更强的压力知觉，进而对其心理健康产生更为显著的负面影响(Norman et al., 2012)。然而，与“敏化效应”相反，“钢化效应(steeling effect)”认为，经历轻度童年创伤更可能引发心理韧性而非压力知觉，进而促进积极适应(Rutter, 2012)。这也与健康的有益模型观点一致，即个体对逆境的压力反应可能存在异质性，童年创伤经历并不必然损害健康，也可能产生积极适应结果(Antonovsky, 1996)。由此，压力知觉在童年创伤与成年早期抑郁症状间的中介作用可能随个体遭遇童年创伤的数量而发生改变。本研究提出H2：压力知觉在童年创伤与成年早期抑郁症状间具有中介作用。H3：压力知觉在不同程度童年创伤与成年早期抑郁症状间的中介效应存在差异。
本研究将同时分析压力知觉在童年创伤与成年早期抑郁症状间的整体和相对中介作用，以揭示其具体的中介作用机制，这一探索具有重要的理论与实践价值。首先，整体中介作用成立有助于确认压力知觉是否在童年创伤与抑郁症状间具有中介作用，为相对中介模型提供基础。其次，相对中介模型关注在不同数量童年创伤分类情况下，中介效应的存在与否，以验证累积风险模型。从统计学角度来看，相比于研究变量均为连续变量的整体中介效应分析，Hayes和Preacher(2014)提出的相对中介效应(relative mediation effect)能够检验多类别自变量的某一个水平相对于参照水平而言是否存在显著的中介效应。可见，相对中介分析适用于探讨压力知觉在不同程度童年创伤与成年早期抑郁症状间的中介作用机制。实践层面上，如果整体中介模型成立，通过干预中介变量可能阻断童年创伤对抑郁症状的影响。然而，这种广泛的干预可能并不适用于所有童年创伤的情况，且干预成本也很高。相对地，如果相对中介模型得到验证，可揭示不同童年创伤水平下的中介机制，有助于制定更精准、有效的干预策略。
综上，本研究基于累积风险模型，考察童年累积创伤与成年早期抑郁症状的关系模式。同时，探讨压力知觉在童年创伤与成年早期抑郁症状间的整体中介作用，再进一步验证压力知觉在不同程度童年创伤与成年早期抑郁症状间的相对中介作用。
2 研究方法
2.1 被试与程序
在湖南长沙、湘潭、衡阳三个地区的高校随机抽取大一学生进行追踪测查。调查实施均获得学校、学生及其家长的知情同意，由统一培训的心理学教师担任主试。本研究首次调查时间为2022年11月，发放问卷700份，有效收回问卷635份，平均年龄为17.38±1.30岁，其中男生288人(45%)，女生347人(55%)。一年后进行追踪测量，调查时间为2023年11月，由于学生请假、自愿退出测试等原因共流失87人，最后有效问卷为548份，平均年龄为18.74±1.25岁，男生236人(43%)，女生312人(57%)。
对第一次参与测试的被试与流失被试进行卡方及独立样本t检验，结果显示，在性别[χ2(1)=3.18, p=0.591]和抑郁症状[t(547)=0.14, p=0.254]均不存在显著差异，表明被试不存在结构化流失。
2.2 研究工具
2.2.1 童年累积创伤
童年创伤采用Bernstein等人(1994)编制的童年创伤问卷(Childhood Trauma Questionnaire，CTQ)测量，经验证在我国大学生群体中有较好的信效度(傅文青 等, 2005)。量表要求被试回忆16岁之前的成长经历，共28个条目，包含5个分量表：情感虐待(EA)、情感忽视(EN)、躯体虐待(PA)、躯体忽视(PN)和性虐待(SA)。采用1～5级计分，“1”表示“从不”，“5”表示“总是”。参照Agorastos等人(2014)的计算童年累积创伤的方法，依据各维度临界值(EA≥13, EN≥15, PA≥10, PN≥10, SA≥8)，将达到临界值计为“1”，低于临界值计为“0”，构建童年创伤分类指标：无童年创伤组(0种)、单一童年创伤组(1种)和累积童年创伤组(≥2种)。本研究中童年创伤问卷的Cronbach’s α系数为0.76。验证性因素分析表明问卷结构效度良好，χ2/df=1.18，CFI=0.97，TLI=0.97，SRMR=0.02，RMSEA=0.07。
2.2.2 压力知觉
2.2.3 抑郁症状
抑郁症状采用简版流调中心抑郁量表(Short Form of the Center for Epidemiological Studies Depression Scale, SF-CES-D)测量，该量表由Andresen等人(1994)编制，并已在我国大学生群体中验证具有良好的适用性(刘贤臣 等, 1995)。量表包含10个条目，采用1～4级计分，“1”表示“没有或很少”，“4”表示“绝大多数或全部”。本研究中T1抑郁症状、T2抑郁症状问卷的Cronbach’s α系数分别为0.74、0.75。验证性因素分析表明问卷结构效度良好(T1: χ2/df=1.42, CFI=0.99, TLI=0.99, SRMR=0.01, RMSEA=0.04; T2: χ2/df=1.16, CFI=0.99, TLI=0.99, SRMR=0.02, RMSEA=0.03)。
2.3 数据处理
采用Mplus8.4、SPSS24.0和PROCESS宏程序4.1分析数据。首先，对问卷进行验证性因子分析，对各变量进行描述统计及相关分析。
其次，检验童年累积创伤与抑郁症状的关系模式。根据Cohen等人(2003)的建议，在童年累积创伤一次项基础上进一步纳入童年累积创伤二次项，当二次项的预测作用显著，表明其与结果变量间呈非线性关系；如果仅一次项的预测作用显著，则为线性关系。本研究采用分层回归分析探究童年累积创伤与抑郁症状的关系模式，该方法的统计效度已在以往研究中得到验证(Ashworth & Humphrey, 2020)。
最后，同时考察压力知觉的整体与相对中介作用机制。根据Hayes和Preacher(2014)的建议，在进行多类别自变量的相对中介分析之前，需以整体中介效应显著为前提，否则K−1个相对中介效应全部为0，无法进行相对中介分析。本研究整体中介模型中自变量(X)为童年创伤总分，相对中介作用模型中自变量(X)为多分类童年创伤(分为无童年创伤组、单一童年创伤组和累积童年创伤组)，是三类别自变量(K=3)。中介变量(M)为T1压力知觉，因变量(Y)为T2抑郁症状，M与Y均为连续变量。所有回归系数的显著性检验均采用Bootstrap重复抽样进行。
2.4 共同方法偏差检验
本研究采用自我报告，可能存在共同方法偏差。因此，采用Harman单因素检验。将被试报告的所有项目纳入探索性因子分析，首个因子的方差解释率为20.64%，低于40%的临界值，表明本研究数据不存在共同方法偏差。
3 结果
3.1 描述性统计及相关分析
如表1 所示，相关分析表明，T1情感虐待、T1情感忽视、T1躯体虐待、T1躯体忽视、T1性虐待、T1童年创伤、T1压力知觉与T2抑郁症状之间呈两两正相关。采用Bonferroni检验对p值进行多重校正，校正后显著性水平为p<0.001。
表1 各变量描述统计及相关矩阵 |
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | |
| 1.性别 | ||||||||||
| 2.情感虐待T1 | 0.03 | |||||||||
| 3.情感忽视T1 | 0.01 | 0.43*** | ||||||||
| 4.躯体虐待T1 | −0.10 | 0.61*** | 0.19*** | |||||||
| 5.躯体忽视T1 | 0.01 | 0.52*** | 0.57*** | 0.40*** | ||||||
| 6.性虐待T1 | −0.01 | 0.69*** | 0.21*** | 0.71*** | 0.43*** | |||||
| 7.童年创伤T1 | −0.01 | 0.85*** | 0.66*** | 0.73*** | 0.78*** | 0.76*** | ||||
| 8.压力知觉T1 | 0.04 | 0.30*** | 0.20*** | 0.19*** | 0.12** | 0.25*** | 0.28*** | |||
| 9.抑郁症状T1 | 0.01 | 0.19*** | 0.15** | 0.10 | 0.08 | 0.13** | 0.18*** | 0.41*** | ||
| 10.抑郁症状T2 | 0.04 | 0.36*** | 0.20*** | 0.21*** | 0.18*** | 0.22*** | 0.31*** | 0.37*** | 0.36*** | |
| M | 8.39 | 13.23 | 6.16 | 8.60 | 7.29 | 43.67 | 28.94 | 21.23 | 21.58 | |
| SD | 3.28 | 3.28 | 2.52 | 3.14 | 2.43 | 11.19 | 21.23 | 4.55 | 5.23 |
注：性别(1=男生，0=女生)；T1、T2表示第一次测量、第二次测量；***表示经过Bonferroni校正后的显著性水平p<0.001。 |
3.2 童年累积创伤的取值分布及其与抑郁症状的关系模式
首先，对童年累积创伤变量的取值分布进行频次统计。结果显示，取值有0～5共6种。各类的频数、百分比及其对应的抑郁症状得分见表2 。
表2 童年累积创伤变量的取值分布及其在抑郁症状上的得分 |
| 童年累积创伤数目 | n(%) | T1抑郁症状 | T2抑郁症状 |
| 0创伤 ① | 237(43.2%) | 20.61±4.14 | 20.45±4.12 |
| 1创伤 ② | 122(22.3%) | 21.05±4.82 | 21.14±4.81 |
| 2创伤 ③ | 92(16.8%) | 21.44±5.06 | 21.92±5.32 |
| 3创伤 ④ | 45(8.2%) | 22.04±4.40 | 23.88±7.17 |
| 4创伤 ⑤ | 31(5.7%) | 22.77±4.08 | 25.19±6.34 |
| 5创伤 ⑥ | 21(3.8%) | 24.38±4.38 | 25.69±6.62 |
| F(5, 542) | 4.05** | 9.87*** | |
| Post-hoc | ⑥>①②③④, ⑤>① | ⑥>①②③④, ⑤>①, ④>①②③, ③>①②③, ②>① |
注：**表示p<0.01，***表示p<0.001，以下同。 |
其次，采用分层回归分析探讨童年累积创伤与抑郁症状的关系模式，在控制性别后，童年累积创伤一次项作为第一层预测变量，童年累积创伤二次项作为第二层预测变量，通过ΔR2及其p值判断关系模式。童年累积创伤一次项能显著预测T1、T2抑郁症状(βT1=0.18, p<0.001; βT2=0.28, p<0.001)，二次项不显著(表3 )。图1 显示，童年累积创伤≥2时，T1与T2抑郁症状均呈明显上升趋势。
再者，线性关系模式说明，抑郁症状水平随童年累积创伤增加呈线性上升趋势，但该模式并不能清楚地描述各个风险数目对应的群体在抑郁症状上的差异情况，进一步采用MANOVA分析。结果显示，童年累积创伤在T1抑郁症状[F(5, 542)=4.05, p<0.01, $ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.04]和T2抑郁症状[F(5, 542)=9.87, p<0.001, $ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.08]上均有显著主效应。事后检验(LSD)发现(表2 )，童年累积创伤数目为5的群体在T1/T2抑郁症状得分上显著高于童年累积创伤数目为0、1、2、3的群体。
3.3 压力知觉的中介效应检验
为同时考察压力知觉在童年创伤与成年早期抑郁症状间的整体与相对中介作用。使用SPSS宏程序PROCESS4.1检验整体中介作用，再进一步进行多类别自变量的相对中介效应检验(方杰 等, 2017; Hayes & Preacher, 2014)。检验整体和相对中介效应时，均将性别、T1抑郁症状作为每个方程中的控制变量。整体中介分析结果显示(表4 、图2 )，总效应为0.32，直接效应0.28，占总效应的87%，间接效应为0.04，占总效应的13%。Bootstrap检验显示中介效应显著(95%CI=[0.01, 0.07], p<0.001)。
表4 整体中介分析模型检验 |
| 预测变量 | T2抑郁症状(Y) | T1压力知觉(M) | T2抑郁症状(Y) | ||||||||
| β | SE | p | β | SE | p | β | SE | p | |||
| 性别 | 0.03 | 0.62 | 0.332 | 0.03 | 0.66 | 0.361 | 0.03 | 0.61 | 0.423 | ||
| T1抑郁症状 | 0.31 | 0.04 | <0.001 | 0.38 | 0.05 | <0.001 | 0.24 | 0.05 | <0.001 | ||
| 童年创伤(X) | 0.28 | 0.02 | <0.001 | 0.21 | 0.02 | <0.001 | 0.24 | 0.02 | <0.001 | ||
| T1压力知觉(M) | 0.20 | 0.04 | <0.001 | ||||||||
| R2=0.21 | R2=0.21 | R2=0.24 | |||||||||
| F=44.25, p<0.001 | F=24.91, p<0.001 | F=21.71, p<0.001 | |||||||||
整体中介模型成立为进一步相对中介效应检验提供了支持。将自变量童年创伤进行虚拟编码(无童年创伤组编码为“0”，单一童年创伤组编码为“1”，累积童年创伤组编码为“2”)。以无童年创伤组为参照组，检验T1压力知觉在童年创伤多分类情况下与T2抑郁症状间的相对中介作用。结果显示(表5 )，单一童年创伤组的压力知觉水平比无童年创伤组要高0.39(a1=0.39, p<0.001; 95%CI=[1.08, 3.38])，相对中介效应显著(a1b=0.09, p<0.001; 95%CI=[0.03, 0.16])，但相对直接效应不显著(c’1=−0.01, p=0.973; 95%CI=[−1.12, 1.09])。累积童年创伤组的压力知觉水平比无童年创伤组要高0.43(a2=0.43, p<0.001; 95%CI=[1.41, 3.47])，相对中介效应显著(a2b=0.09, p<0.001; 95%CI=[0.04, 0.17])。累积童年创伤组的T2抑郁症状比无童年创伤组要高0.35(c’2=0.35, p<0.001; 95%CI=[0.89, 2.89])，相对直接效应显著(图3 )。研究结果进一步表明，累积童年创伤组不仅直接正向预测抑郁症状，还会通过提升压力知觉，进而促进抑郁症状；而单一童年创伤组则仅通过提升压力知觉间接促进抑郁症状。
表5 相对中介分析模型检验 |
| 预测变量 | T2抑郁症状(Y) | T1压力知觉(M) | T2抑郁症状(Y) | |||||||||||
| β | SE | p | β | SE | p | β | SE | p | ||||||
| 性别 | 0.03 | 0.64 | 0.384 | 0.03 | 0.66 | 0.453 | 0.02 | 0.62 | 0.492 | |||||
| T1抑郁症状 | 0.36 | 0.04 | <0.001 | 0.38 | 0.05 | <0.001 | 0.24 | 0.05 | <0.001 | |||||
| 单一童年创伤组(X1) | c1 | 0.09 | 0.57 | 0.391 | a1 | 0.39 | 0.58 | <0.001 | c’1 | −0.01 | 0.56 | 0.973 | ||
| 累积童年创伤组(X2) | c2 | 0.45 | 0.51 | <0.001 | a2 | 0.43 | 0.52 | <0.001 | c’2 | 0.35 | 0.50 | <0.001 | ||
| T1压力知觉(M) | b | 0.23 | 0.04 | <0.001 | ||||||||||
| R2=0.17 | R2=0.21 | R2=0.22 | ||||||||||||
| F=25.90, p<0.001 | F=32.77, p<0.001 | F=27.29, p<0.001 | ||||||||||||
4 讨论
本研究基于累积风险模型的观点，采用追踪设计考察了童年累积创伤与成年早期抑郁症状的关系模式，并进一步探讨了压力知觉在童年创伤与成年早期抑郁症状间的整体和相对中介作用。压力知觉不仅在童年创伤与成年早期抑郁症状间起部分中介作用，在童年创伤多分类情况下，压力知觉还介导了单一童年创伤和童年累积创伤与成年早期抑郁症状之间的预测关系。本研究从更细致的角度揭示了童年创伤对成年早期抑郁症状的特异性影响。
4.1 童年累积创伤与成年早期抑郁症状的关系模式
与研究假设一致，童年累积创伤与成年早期抑郁症状的关系模式为线性关系。具体而言，童年创伤风险的增加与抑郁症状水平的上升呈现出剂量−反应的线性正向预测效应，这一发现与以往的实证研究结果相一致(Seery et al., 2010)。相关研究基于中国健康与养老追踪调查数据发现，与没有早期不良经历的个体相比，每增加1种早期不良经历，个体成年后的抑郁指数便会上升3.47%(石智雷, 吴志明, 2018)。进一步的分析发现，在经历2种及以上童年创伤的个体中，随着童年创伤数量的增加，其抑郁症状水平亦随之上升，并且T2抑郁症状水平比T1抑郁症状水平更严重。这提示，在童年累积创伤与抑郁症状的线性模式下，针对某一特定类型创伤的干预并不会因其他创伤类型的存在而失效，因此对遭遇童年创伤群体进行全面干预或聚焦于某一关键创伤类型进行干预都有价值。
4.2 童年累积创伤对成年早期抑郁症状的影响
研究发现，累积童年创伤组能够显著预测成年早期抑郁症状，而单一童年创伤组对成年早期抑郁症状的预测作用并不显著。该研究结果印证了累积风险模型，即遭遇多重童年创伤对个体成年期适应不良造成的危害更大(Evans et al., 2013)。与以往实证研究结果一致，经历3～5种童年创伤的个体在成年早期会表现出更严重和更持久的抑郁症状(Huh et al., 2017)。例如，个体若同时遭受情感虐待和情感忽视，在成年早期罹患重度抑郁症的风险将显著增加(Ross et al., 2019)。童年期的忽视、虐待经历破坏了个体所需的关爱、支持的成长环境，对抑郁症状的影响具有持久效应(Humphreys et al., 2020)。这提示，童年累积创伤使成年早期抑郁症状显著高于无童年创伤和单一童年创伤群体，应重点对经历多种童年创伤的成年早期群体进行早期筛查，以便及时识别潜在的抑郁风险并采取必要的干预措施。
4.3 压力知觉在童年累积创伤与成年早期抑郁症状间的中介机制
本研究同时考察了压力知觉在童年创伤与成年早期抑郁症状间的整体和相对中介作用机制。整体中介效应支持了压力知觉在童年创伤与成年早期抑郁症状间起部分中介作用。相对中介效应发现，经历单一童年创伤或累积童年创伤都会提升个体的压力敏感性，尤其是童年累积创伤所带来的压力感知更为强烈，从而进一步加重抑郁症状。这一发现与Rutter(2012)的观点一致，由逆境诱发的“敏化效应”会削弱个体的自我调节能力，增加压力知觉，从而导致持续的抑郁症状。
研究结果对评估经历不同数量童年创伤个体成年早期抑郁症状和精准干预需求提供了一定的启示。对经历单一童年创伤的个体，对由创伤引发的压力知觉进行干预可能是减缓抑郁症状增长的关键策略。而对经历多种童年创伤的个体，除了干预由创伤引发的压力知觉外，还应结合家庭教育干预措施以减少童年创伤的发生率。例如，美国健康家庭项目通过让父母参加育儿技巧课程，或者让风险较高的父母参加家访项目等改善亲子互动干预措施，已被证明可以有效降低儿童虐待和忽视率，并改善了青少年成年后药物使用、暴力和精神病理的后果(Eckenrode et al., 2017)。另外，对于有童年创伤史及目前面临创伤性压力或抑郁症的人群，行为减压项目(Behavioral Stress Reduction Programs, BSRP)在减少他们的危险行为和抑郁症状方面，比一般的健康促进干预措施更为有效(Shchaslyvyi et al., 2024)。
4.4 研究意义与局限
本研究基于累积风险模型，同时考察压力知觉的整体与相对中介模型，揭示了具有互补性的中介路径，有助于全面理解压力知觉在童年累积创伤与抑郁症状间的复杂过程。本研究存在一定局限性。首先，受样本量限制，未能细分低累积创伤组和高累积创伤组，限制了对童年创伤不同程度与抑郁症状间影响关系的探讨。未来研究可扩大样本量，在更细致的累积童年创伤分组下，探讨创伤程度与类型对抑郁症状的差异化影响。其次，压力知觉仅通过问卷测量，缺乏客观生理指标，未来研究可考虑皮质醇或下丘脑−垂体−肾上腺轴系统基因指标，以丰富研究结果。最后，压力知觉具有一定的动态性，未来研究可采用多时间点追踪测量，进一步考察压力知觉变化与抑郁症状发展之间的关系。
5 结论
(1)童年累积创伤与成年早期抑郁症状间呈线性关系，即童年经历的创伤种类越多，个体在成年早期的抑郁症状水平越高。(2)童年累积创伤能够直接预测成年早期的抑郁症状，而单一童年创伤无显著预测作用。(3)在考虑整体中介效应或相对中介效应时，压力知觉均是关键的中介机制。具体而言，压力知觉不仅在童年创伤与成年早期抑郁症状间起部分中介作用，也在童年创伤的多分类情况下，介导了单一童年创伤和童年累积创伤对成年早期抑郁症状之间的预测关系。