2018, Vol. 34
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 周宵, 伍新春, 王文超, 田雨馨. 2018.
- ZHOU Xiao, WU Xinchun, WANG Wenchao, TIAN Yuxin. 2018.
- 青少年重复创伤暴露与创伤后应激障碍的关系:安全感与认知重评的中介作用
- The Relation between Repetitive Trauma Exposure and Posttraumatic Stress Disorder: Understanding the Roles of Feelings of Safety and Cognitive Reappraisal
- 心理发展与教育, 34(1): 90-97
- Psychological Development and Education, 34(1): 90-97.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2018.01.11
2. 北京师范大学心理学部, 应用实验心理北京市重点实验室, 心理学国家级实验教学示范中心, 北京 100875
2. Beijing Key Laboratory of Applied Experimental Psychology, National Demonstration Center for Experimental Psychology Education, Faculty of Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China
目前，创伤心理学领域的相关研究认为创伤后应激障碍(posttraumatic stress disorders, 简称PTSD)是一种常见的创伤后消极心理反应(Norris, Friedman, & Watson, 2002)，它在自然灾难后的青少年群体中具有较高的发生率(Liu, Fu, Jing, & Chen, 2016)。例如，Kadak, Nasıroǧ, Boysan和Aydın(2013)对2011年土耳其地震后青少年的研究发现，有40.69%的青少年出现了PTSD的症状。汶川地震发生后，研究者也对我国青少年PTSD的发生率进行了探讨。有研究指出汶川地震10个月后，28.4%的青少年出现了PTSD症状(Wang et al., 2012)；也有研究发现在汶川地震6个月、12个月、18个月和24个月后的青少年，其PTSD发生率分别为21.0%、23.3%、13.5%和14.7% (Fan, Long, Zhou, Zheng, & Liu, 2015)。尽管由于不同研究选取的被试及其使用的测量工具不同，研究结果之间存在差异，但这些研究都说明PTSD在自然灾难后青少年群体中普遍存在。
为分析PTSD在青少年群体中具有较高发生率的原因，研究者对PTSD的影响因素进行了探究。其中，Freedy, Resnick和Kilpatrick(1992)的灾难后身心反应的危险因素模型认为，导致PTSD产生的因素可以分为性别、年龄等灾难前因素，创伤暴露(灾难当下因素)和创伤后个体的应对、环境的变化等灾难后因素。不过，灾难前因素和灾难后因素对PTSD的影响都是以个体的创伤暴露程度为前提，创伤暴露是影响PTSD的首要因素(戴艳等, 2014)。创伤暴露程度不同的个体，其PTSD的发生率及其严重程度也会存在差异(Grubaugh, Zinzow, Paul, Egede, & Frueh, 2011)，创伤暴露程度高的个体会表现出更严重的PTSD(Liu, Chen, Ma, Bie, Liu, & Chen, 2017)。因此，有研究者认为个体的创伤暴露程度可以直接导致PTSD的产生(Bromet et al., 2017; Guo, He, Qu, Wang, & Liu, 2017)。
尽管如此，也有研究者认为，创伤暴露程度仅仅是PTSD出现的必要非充分条件，它对PTSD的影响往往需要通过个体的心理活动才能实现(周宵, 伍新春, 袁晓娇, 陈杰灵, 陈秋燕, 2015)，创伤暴露程度对PTSD的影响需要经历一个中介的过程。对此，破碎世界假设对这一过程做了详细的解释(Janoff-Bulman, 2010)。该假设认为创伤前人们对自我、他人和世界的信念是稳定的，认为他人是值得信赖的、自我是有价值的、世界也是可以预测的。经历创伤事件后，创伤经历挑战了人们已有的、稳定的信念系统，导致人们产生自我是无用的、他人是不值得信赖的、世界也是不可控制的信念(Janoff-Bulman, 2010)，从而降低了人们的安全感(Quan, Zhen, Yao, & Zhou, 2017)，并导致PTSD的出现(Bloom & Farragher, 2010)。也就是说，安全感可能是创伤暴露导致PTSD出现的一个中介因素(Quan et al., 2017)。
此外，破碎世界假设也认为，一旦个体的信念系统受到创伤事件的挑战，就会导致个体创伤前后的信念系统失衡，为了使已失衡的信念系统恢复平衡，个体需要对创伤事件进行重新理解和定义(Janoff-Bulman, 2010)。在创伤后的短时间内，个体对创伤事件的重新理解是自发的、侵入性的，它主要聚焦创伤事件的消极面(Janoff-Bulman, 2010)，随着创伤后时间的推移，这种侵入性的认知可能会给个体积极地重新评价创伤事件提供材料(Zhou & Wu, 2016)，从而增加个体认知重评的可能性。因此，在创伤后的长时间内，个体有可能对创伤事件进行认知重评(Janoff-Bulman, 2010)。不过，也有研究者认为，创伤经历可能导致个体产生恐惧的情绪反应(Scherer, 1999)，从而会限制个体的认知范围(Farnsworth & Sewell, 2011)，增加个体对创伤事件的消极认知(Fani et al., 2012)，阻碍个体对创伤事件的认知重评。可以说，尽管不同的研究者发现创伤暴露对认知重评发挥的作用不同，但是他们都肯定了创伤暴露可能会影响个体对创伤事件的认知重评。实际上，认知重评主要致力于重新理解压力情境，改变潜在的情绪诱发情境，修复个体不良的心境(Gross, 1998)，这有助于个体重新建构经历创伤后的世界意义，减少个体的不良情绪，实现创伤后的适应和发展(周宵, 伍新春, 曾旻, 田雨馨, 2016)。也的确有研究发现，认知重评可以缓解创伤后个体PTSD的严重性(Boden et al., 2013; 周宵等, 2016)。基于此，可以推论创伤经历可能会经过认知重评来影响PTSD。不过，对于地震后的青少年而言，创伤暴露通过认知重评是加剧PTSD还是缓解PTSD，目前还尚不清楚。
通过对以往的研究进行回顾，我们发现创伤暴露可以分别通过安全感和认知重评来影响PTSD。那么在这个过程中，安全感与认知重评之间的关系又如何呢？实际上，当个体感到安全时，个体更加愿意对自我的经历和情绪进行表露(Edmondson, Kramer, & Cook, 2004)，这可以促进个体与他人的交流，有助于个体重新看待自身的经历(Pennebaker & Beall, 1986)，增加对自身认知和情绪反应的理解(Lepore & Greenberg, 2002)，促进其对创伤事件重新进行认知评价(Laufer, Raz-Hamama, Levine, & Solomon, 2009)。因此，可以推论安全感的提升有助于促进个体对压力事件的认知重评。
不过，目前还很少有研究在考察创伤暴露与PTSD的关系时，将安全感和认知重评纳入进来并深入分析两者之间的关系，以探究创伤暴露通过安全感和认知重评影响PTSD的深层机制。此外，以往的研究多是考察某一次的创伤暴露对PTSD的影响，忽视了重复创伤暴露的作用。所谓重复创伤暴露，是指个体在经历某一次创伤事件之后，再次经历类似的或其他的创伤事件(Kevan et al., 2015)。实际上，重复的自然灾难暴露是非常普遍的(Marshall, Frazier, Frankfurt, & Kuijer, 2015)，对于汶川地震后的青少年而言，更是如此。汶川地震后，地震灾区先后发生了多次的余震、山体滑坡和泥石流(Tang, Zhu, Ding, Cui, Chen, & Zhang, 2011; Yin, Li, & Wang, 2015)，经历汶川地震的青少年，势必也会在后续的生活中重复地经历这些创伤性事件。以往的研究认为，个体先前的创伤经历，可能会使个体形成消极的认知倾向，甚至产生无助感，从而可能增加个体对后续创伤的易感性，加剧个体创伤后的消极心理结果(Breslau, Chilcoat, Kessler, & Davis, 1999)。因此，经历重复创伤暴露的个体，其PTSD会更加严重(Brewin, Andrews, & Valentine, 2000)，甚至有研究认为地震后的负性事件对个体心理的影响要大于地震本身的作用(Freedy, Saladin, Kilpatrick, Resnick, & Saunders, 1994)。鉴于此，我们拟以汶川地震后的青少年为研究对象，考察其重复创伤暴露对PTSD的影响，并分析个体的安全感和认知重评在其中的作用。根据破碎世界假设(Janoff-Bulman, 2010)和以上的论述，我们假设重复创伤暴露可以直接加剧PTSD，也可以通过安全感和认知重评影响PTSD，甚至还可以通过安全感经认知重评的多重中介作用来影响PTSD。
2 方法 2.1 被试本研究于汶川地震8.5年后的2016年11月份，在极重灾区汶川县和都江堰市5所学校选取1156名中学生为被试，其中男生511人(44.4%)，女生641人(55.4%)，有4人未报告性别；平均年龄14.77±1.51岁，年龄范围在10至19岁之间，其中26人未报告年龄。
2.2 研究工具 2.2.1 创伤暴露本研究采用Wu, Hung和Chen (2002)编制，并经伍新春、张宇迪、林崇德和臧伟伟(2013)修订的创伤调查问卷测查青少年的初次地震暴露。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3分，事后得知计2分，无此情况计1分，最后将所有题目的分数相加作为创伤暴露程度的指标，得分越高说明创伤的程度越严重。该问卷在本研究中的Cronbach’s α系数为0.87。
2.2.2 重复创伤暴露本研究修订了刘贤臣和刘连启(1997)编制的青少年生活事件量表，原量表共计27个项目，分人际关系、学习压力、受惩罚、丧失、健康适应和其他6个维度。考虑到汶川地震灾区经常发生余震、泥石流和山体滑坡等，因此我们在原量表的基础上增加了灾难事件暴露这一维度4个题项(如再次遭遇强烈地震、泥石流等)。修订后的量表共计31个题项，每个题项采用6点计分，1代表“未发生”，2代表“没有影响”，3代表“轻度影响”，4代表“中度影响”，5代表“重度影响”，6代表“极重影响”。在本研究中，问卷总体的Cronbach’s α系数为0.95。根据研究的需要，我们选取了其中的灾难事件分量表作为测查青少年重复创伤暴露的指标，该指标的Cronbach’s α系数为0.92。
2.2.3 安全感本研究采用丛中和安莉娟(2004)编制的安全感量表来测量青少年地震后的安全感情况，量表分为人际安全感和确定控制感两个维度，每个维度各8个项目。量表采用5点计分，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”。该量表在青少年群体中具有良好的信度(安莉娟, 丛中, 王欣, 2004)。在本研究中，量表总体的Cronbach’s α系数为0.89，人际安全感和确定控制感两个维度的Cronbach’s α系数分别为0.79和0.84。
2.2.4 认知重评本研究采用情绪调节策略问卷的中文版(王力, 柳恒超, 李中权, 杜卫, 2007)对青少年地震后的情绪调节策略进行测查。该问卷共包含10题，分为认知重评和表达抑制两个维度。问卷为7点计分，1代表“极不同意”，7代表“极同意”。该问卷在地震后青少年群体中具有良好的信效度指标(周宵等, 2016)。在本研究中，问卷总体Cronbach’s α系数为0.75。根据研究需要，本研究选取认知重评这一维度，该维度的Cronbach’s α系数为0.78。
2.2.5 PTSD本研究采用了Weathers (2013)编制，并经Zhou, Wu和Zhen (2017a)修订的DSM-5 PTSD核查表对青少年的PTSD进行测量。该量表共包含20题，分闯入性症状、回避性症状、警觉性增高症状、负性认知与情绪改变症状等四个维度。该核查表采用4点计分，0代表“从未”，3代表“总是”。修订后的核查表在地震后的青少年群体中有良好的信效度指标(Zhou et al., 2017a)。在本研究中，修订后的核查表的Cronbach’s α系数为0.89。
2.3 研究程序和数据处理 2.3.1 施测程序本研究以汶川县和都江堰市五所中学的学生为被试，采取整群抽样的方式，在征得学校、所在班级班主任和学生本人的同意，并请学生签订知情同意书后，由心理咨询专业的在读研究生采用相同的指导语，进行集体施测。要求被试仔细阅读指导语，然后按要求填答问卷。完成问卷后，所有问卷当场收回。之后，由主试带领学生进行小游戏，以消除问卷填答过程可能带来的不适。
2.3.2 数据处理研究采用SPSS17.0和Mplus 7.0进行数据分析。首先，进行描述统计和相关分析，由于所选被试都经历了汶川地震，因此研究将汶川地震暴露作为初次创伤暴露纳入相关分析之中；然后，在相关分析的基础上，采用结构方程建模的方法，考察重复创伤暴露、安全感(人际安全感和确定控制感)和认知重评对PTSD的影响。由于本研究主要考察重复创伤暴露对PTSD影响的中介机制，因此将初次创伤暴露作为协变量加以控制；最后，研究采用Bias-Corrected Bootstrap程序对中介效应的显著性进行检验。
在具体的数据处理过程中，由于被试填答、数据录入等原因导致研究中存在一定的缺失值，研究采用了缺失值完全随机的Little检验来考察缺失值的随机性，结果发现χ2(4945)=5610.952，p < 0.001，说明缺失值并非完全随机缺失。因此，我们采用均数调整似然估计(Mean Adjusted Maximum Likelihood Estimator, 简称MLM)对缺失值进行处理。此外，本研究采用χ2/df、近似误差均方根(RMSEA)、Tucker-Lewis指数(TLI)、比较拟合指标(CFI)和标准化的残差均方根(SRMR)等指标来评价模型的拟合情况，并以χ2/df小于5、CFI和TLI大于0.90、RMSEA和SRMR小于0.08作为评价模型拟合数据良好的标准。
2.4 共同方法偏差的控制采用Harman单因子检验对共同方法偏差进行统计控制，结果表明未旋转和旋转都得到14个因子，未旋转和旋转后得到的第一个因子解释的变异量分别为16.28%和7.52%，均小于40%的临界值。因此，可以认为本研究不存在明显的共同方法偏差。
3 结果 3.1 重复创伤暴露、安全感、认知重评与PTSD之间的相关在考察青少年的重复创伤暴露、安全感、认知重评与PTSD之间的关系时，也将青少年的初次地震暴露纳入相关之中进行分析，结果见表 1。由表 1可以发现，青少年的初次创伤暴露与其他主要变量之间均存在显著的相关；重复创伤暴露与确定控制感、人际安全感和认知重评之间均呈显著负相关，与PTSD之间呈显著正相关；确定控制感与人际安全感之间呈显著正相关，与PTSD之间呈显著负相关，与认知重评的相关不显著；人际安全感与认知重评之间呈显著正相关，与PTSD之间呈显著负相关；认知重评与PTSD之间呈显著负相关。
| M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |
| 1.初次创伤暴露 | 21.00±6.64 | 1.00 | ||||
| 2.重复创伤暴露 | 7.72±5.39 | 0.26*** | 1.00 | |||
| 3.确定控制感 | 23.70±6.65 | -0.11*** | -0.13*** | 1.00 | ||
| 4.人际安全感 | 27.83±5.99 | -0.07* | -0.13*** | 0.71*** | 1.00 | |
| 5.认知重评 | 27.45±5.85 | -0.05+ | -0.06* | 0.05 | 0.12*** | 1.00 |
| 6.PTSD | 13.38±8.49 | 0.22*** | 0.27*** | -0.52*** | -0.50*** | -0.13*** |
| 注：+p < 0.08, *p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001, 下同。 | ||||||
考虑到初次创伤暴露与研究的主要变量之间均存在显著的相关关系，因此在后续的研究中，对该变量加以控制。在此基础上，为了考察安全感和认知重评在重复创伤暴露与PTSD之间的中介作用，研究首先建立重复创伤暴露对PTSD影响的直接效应模型，对该模型进行检验后发现，模型拟合良好[χ2(7)=64.414, CFI=0.967, TLI=0.930, RMSEA (90% C I)=0.085 (0.066~0.104), SRMR=0.042]，路径分析发现重复创伤暴露对PTSD具有显著的正向预测作用(β=0.23，p < 0.001)。
考虑到在相关分析中确定控制感与认知重评的相关不显著，因此在重复创伤暴露对PTSD影响的直接效应模型中加入确定控制感、人际安全感和认知重评时，仅增加一条由人际安全感至认知重评的路径，不再建立由确定控制感至认知重评的路径，最终的多重间接效应模型见图 1。对图 1的模型进行分析，结果发现模型拟合良好[χ2(17)=123.756, CFI=0.965, TLI=0.926, RMSEA (90% C I) = 0.074 (0.062~0.086), SRMR=0.036]。路径分析的结果发现，控制初次创伤暴露后，重复创伤暴露对确定控制感(β=-0.12，p < 0.001)和人际安全感(β=-0.12，p < 0.001)都具有显著的负向预测作用，对PTSD具有显著的正向预测作用(β=0.15，p < 0.001)，对认知重评的预测作用不显著(β=-0.03，p>0.05)；确定控制感可以显著地负向预测PTSD(β=-0.36，p < 0.001)，人际安全感可以显著地负向预测PTSD(β=-0.26，p < 0.001)、正向预测认知重评(β=0.11，p < 0.001)；认知重评对PTSD具有显著的负向预测作用(β=-0.09，p < 0.01)。这些结果说明确定控制感、人际安全感和认知重评在重复创伤暴露与PTSD之间的关系中发挥着中介作用。
|
| 图 1 多重间接效应模型 (注：长方形代表显变量；椭圆代表潜变量) |
在上述分析的基础上，我们使用Bias-Corrected Bootstrap程序对中介效应的显著性进行检验，结果见表 2。由表 2可知，使用Bias-Corrected Bootstrap方法得到重复创伤暴露对PTSD的直接效应95%置信区间[β=0.152(0.093~0.212)]、重复创伤暴露程度经确定控制感对PTSD影响的间接效应95%置信区间[β=0.041(0.020~0.063)]、重复创伤暴露经人际安全感对PTSD影响的间接效应95%置信区间[β=0.032(0.013~0.051)]均不包括0；重复创伤暴露经人际安全感由认知重评对PTSD影响的多重间接效应95%置信区间[β=0.001(0.000~0.003)]的下限处在0的边缘，因此该多重间接效应为边缘显著。这些结果说明，重复创伤暴露可以直接正向预测PTSD，也可以通过确定控制感和人际安全感分别正向预测PTSD，还可以通过人际安全感经认知重评的多重中介作用来正向预测PTSD。不过，重复创伤暴露不能直接经过认知重评对PTSD发挥显著的预测作用，也不能通过确定控制感经认知重评来对PTSD发挥显著的多重间接预测作用。
| 路径 | 标准化的效应估计值(p) | 95%的置信区间 | |
| 下限 | 上限 | ||
| 重复创伤暴露—PTSD | 0.152*** | 0.093 | 0.212 |
| 重复创伤暴露—确定控制感—PTSD | 0.041*** | 0.020 | 0.063 |
| 重复创伤暴露—人际安全感—PTSD | 0.032** | 0.013 | 0.051 |
| 重复创伤暴露—认知重评—PTSD | 0.003 | -0.003 | 0.009 |
| 重复创伤暴露—人际安全感—认知重评—PTSD | 0.001* | 0.000 | 0.003 |
本研究在控制了青少年初次地震暴露程度后，考察了其重复创伤暴露通过安全感和认知重评对PTSD影响的机制。结果发现青少年重复创伤暴露对PTSD具有显著的正向预测作用，这与以往的研究一致(Brewin et al., 2000)，也支持了破碎世界假设(Janoff-Bulman, 2010)关于创伤暴露导致PTSD的观点。对此，我们认为在经历创伤事件后，青少年会在其认知世界中形成关于创伤事件及其相关消极心理反应的记忆(McFarlane, 1987)，一旦后续遭遇类似的创伤事件时，他们将会以侵入性回忆的方式再次体验类似初次创伤时的经历(Brett & Ostroff, 1985)，从而重新激活个体创伤后的消极心理反应，并导致PTSD的出现。
除了重复创伤暴露对PTSD的直接预测作用外，研究也发现重复创伤暴露可以通过降低青少年的安全感来间接预测PTSD的出现。具体而言，重复创伤暴露可以通过降低青少年的控制感和减少他们的人际安全感而影响PTSD。根据破碎世界假设(Janoff-Bulman, 2010)，创伤事件可能会挑战个体对自我和他人的认知，产生自我是无能、他人是不可能信任的消极信念，这不仅可能会降低个体对于创伤事件的控制感(Janoff-Bulman, 2010)，也可能会降低个体对人际安全的感知。当个体重复地暴露于类似的创伤事件时，个体对自我和他人的消极信念可能也会被强化，从而进一步降低个体的确定控制感和人际安全感。一方面，确定控制感的降低可能会影响个体对于创伤后世界掌控的自我效能感，使得个体出现无助、悲观等消极情绪，进而可能会导致其PTSD的出现(曾旻, 周宵, 伍新春, 陈杰灵, 2017)；另一方面，人际安全感的降低可能会影响个体人际交往的积极性，从而难以有效地建立起健康的人际关系，导致个体获得的社会支持力度降低。由于社会提供给创伤后个体的物质帮助、信息支持、情感陪护等支持，有助于个体采用积极应对策略来应对创伤及其消极结果(Zhou, Wu, & Zhen, 2017b)，缓解个体的PTSD。因此，当人际安全感的减少导致社会支持降低时，势必会加剧PTSD的严重性。
此外，由于积极的人际关系和支持可以帮助个体聚焦创伤事件的积极面，使其重新评价创伤后的世界(Feeney & Collins, 2015)，从而有助于个体对创伤事件进行认知重评，进而重新建构压力后的世界意义，减少个体的不良情绪，降低PTSD(周宵等, 2016)。因此，当重复创伤暴露降低个体的人际安全感时，人际关系质量和支持的降低也可能会限制个体对创伤事件的认知重评，从而可能导致PTSD。不仅如此，安全的人际关系能够给个体的反应提供积极合理的反馈(Benoit, Bouthillier, Moss, Rousseau, & Brunet, 2010)，有助于个体对创伤事件及其相关情绪进行表露，从而在与他人的交流过程中获得关于创伤事件的新看法(Pennebaker & Beall, 1986)，这将有助于促进个体对创伤事件的认知重评(Laufer et al., 2009)。因此，当重复创伤暴露导致人际安全感降低时，也可能会限制个体对创伤事件及其相关情绪的表露，并制约个体对创伤事件的认知重评，从而加剧PTSD。对此，我们的研究也发现，重复创伤暴露可以通过降低青少年的人际安全感来降低其认知重评，进而导致或加剧PTSD。
不过，我们发现重复创伤暴露并不能经过认知重评对PTSD发挥显著的间接预测作用，一个最直接的原因可能是重复创伤暴露对认知重评没有显著的直接预测作用，这与以往关于创伤经历可以导致认知重构的观点不同(Calhoun & Tedeschi, 2006)。实际上，虽然创伤暴露可能导致人们对创伤事件的重新认识，不过在短时间内，这种认知是消极的，具有侵入的性质；随着时间的变化，个体的认知才可能由对创伤事件的消极反刍逐渐转化成对创伤事件的认知重评(Janoff-Bulman, 2010)。在本研究中，尽管我们是在汶川地震8.5年后对灾区青少年进行的调查，不过由于汶川震后的余震、泥石流、山体滑坡等次生灾难在震后的很长一段时间内都经常发生，因此青少年也会经常经历这些创伤事件，这可能会使其常常沉浸于对创伤事件的消极反刍中，从而无法有效地将认知焦点转移到对创伤事件的积极认知重评上来(Janoff-Bulman, 2010)，因此重复创伤暴露对认知重评没有显著的预测作用。
另外，青少年的重复创伤暴露通过确定控制感不能经认知重评对PTSD产生显著的间接预测作用。一个直接的原因在于确定控制感对认知重评的直接预测作用不显著，这与Taylor(1983)的研究不同。实际上，对于高控制感的个体而言，他们关于自己掌控世界能力的信念较强(Affleck, Tennen, & Gershman, 1985)，这种信念一旦遭到创伤事件挑战，个体可能体验到强烈的认知失衡感，从而导致其对创伤事件进行更多的侵入性反刍，而非认知重评。
总之，通过控制青少年的初级创伤暴露，考察青少年重复创伤暴露、安全感和认知重评对PTSD的影响，我们发现重复创伤暴露对PTSD具有直接的正向预测作用，且重复创伤暴露可以通过降低青少年的确定控制感和人际安全感导致PTSD，也可以通过降低青少年的人际安全感，进而减少其对创伤事件的认知重评来导致PTSD。这些结果不仅拓展了以往关于创伤暴露与PTSD之间关系的研究，也可为创伤心理学的理论研究添砖加瓦。此外，本研究可为震后青少年的心理危机干预提供帮助，即在灾后心理危机干预中一定要注意地震带来的次生灾难对青少年心理的影响，为其提供安全的环境氛围，帮助其积极地重新评价创伤事件，以缓解青少年的PTSD。当然，本研究也存在一定的局限。虽然本研究基于以往的理论(Janoff-Bulman, 2010)，考察了重复创伤暴露对PTSD的影响，但是以往有研究也发现，创伤后的心理反应也可能会导致个体对后续创伤或消极事件的易感性(范方, 耿富磊, 张岚, 朱清, 2011)。不过，由于本研究采用横断研究的设计，难以有效地考察PTSD对后续创伤事件易感性的影响。为此，未来的研究可以通过追踪设计来进一步考察重复创伤暴露与PTSD之间随时间变化的关系。
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