家庭经济压力是指个体感知到家庭资源不能满足家庭需要时所产生的一种压力感(Wadsworth & Compas，2002)。它是影响青少年抑郁等情绪问题的重要风险因素(Haushofer & Fehr，2014；Yoshikawa，Aber，& Beardslee，2012)。已有研究表明，家庭经济压力与青少年抑郁呈显著正相关(Bradley & Corwyn，2002；Gallo & Matthews，2003；Herman，Bi，Borden，& Reinke，2012；Lima et al., 2013；王建平，李董平，张卫，2010；张卫，李董平，谢志杰，2007)。近期的追踪研究发现，家庭经济压力对青少年抑郁具有显著的正向预测作用(Elovainio et al., 2012；Najman，Hayatbakhsh，Clavarino，Bor，O Callaghan，& Williams，2010；Shanahan，Copel and ，Costello，& Angold，2011)。

那么，家庭经济压力到底怎样影响青少年的抑郁？研究表明，人们总是对经济压力大的个体存在各种歧视和偏见，认为他们懒惰或人品低劣(Brody et al., 2006)。根据符号互动理论，个体的自我概念主要是通过与他人的互动而建立。长期遭受歧视的个体，最终会把他人的偏见内化为自己的观点，从而影响其自我价值感和情绪适应(David & Thompson，2005)。在现实生活中，歧视是经济压力较大个体可能面临且影响其情绪发展的重要压力环境。由于歧视行为大多以微妙的形式表现出来，很难从第三者的角度进行客观测量，因此研究者主要关注个体自身的歧视知觉(范兴华，方晓义，刘杨，蔺秀云，袁晓娇，2012)。歧视知觉(perceived discrimination)是指个体知觉到由于自己所属团体成员身份(如种族、贫困等)而受到有区别或不公正的对待(刘霞，赵景欣，师保国，2011；Pascoe & Smart Richman，2009)。与年幼儿童相比，青少年由于认知容量和社会意识的迅速发展，对贫富差距越来越敏感，同时青少年的主要生活背景扩展至家庭以外的环境，他们花费更多时间与同伴交往，这也增加了个体之间相互比较的机会，因而经济压力较大的青少年所感知到的歧视较为明显且危害尤为严重(English，Lambert，& Ialongo，2014；McLoyd，Kaplan，Purtell，Bagley，Hardaway，& Smalls，2009；Simons，Murry，McLoyd，Lin，Cutrona，& Conger，2002)。尽管以往研究对歧视知觉进行了大量探讨，但研究对象多以西方国家青少年或成人为主，研究内容侧重于种族、性别等相关歧视知觉对心理适应的影响。目前，很少有研究关注经济因素引发的歧视知觉所带来的影响(Fuller-Rowell，Evans，& Ong，2012)。

已有研究表明，家庭经济压力对歧视知觉具有正向预测作用(刘霞，申继亮，2010)。歧视是存在经济压力的青少年普遍经历且可能损害其心理健康的风险因素(Herman et al., 2012)。家庭经济压力大可能意味着个体无法享受优质社会资源或受到不公平待遇，此类青少年一般自尊心偏低、同伴关系较差，比同龄人知觉到更多的歧视(Fuller-Rowell et al., 2012；李海燕，申继亮，王晓丽，张莉，2011)。此外，歧视知觉又可能导致青少年抑郁。根据相对剥夺理论，个体主要通过与他人进行社会比较来评价自己的地位和处境，弱势群体成员经常体验到一种被剥夺基本权利的感觉，这种剥夺感会对其心理发展带来损害(如导致抑郁等消极情绪)(Mummendey，Kessler，Klink，& Mielke，1999)。实证研究也证实了该观点，歧视知觉可以显著正向预测青少年抑郁(Cooper，Brown，Metzger，Clinton，& Guthrie，2013；Lambert，Robinson，& Ialongo，2014；Pascoe & Smart Richman，2009；Umana-Taylor，Updegraff，& Gonzales-Backen，2011)。此外，歧视知觉在少数种族与抑郁的关系中起中介作用(Cooper et al., 2013；English et al., 2014；Pascoe & Smart Richman，2009)。尽管上述研究大多聚焦于种族歧视，但其结论对推广到其它类型的歧视知觉也有所启发(Pascoe & Smart Richman，2009)。考虑到经济压力对歧视知觉具有正向预测作用，歧视知觉对抑郁有正向预测效应，本研究提出如下假设：歧视知觉在经济压力与青少年抑郁之间具有中介作用。目前很少有研究对该假设进行直接检验。

另外，青少年在感知到歧视后可能出现抑郁等情绪问题，也可能健康发展，这取决于个体和环境因素的保护作用(Lerner，1998)。在众多环境因素中，良好的亲子依恋质量被认为是青少年情绪适应的重要保护因素，值得研究者关注(Bannink，Broeren，van de Looij-Jansen，& Raat，2013；Letourneau，Duffet-Leger，Levac，Watson，& Young-Morris，2011)。首先，从概念层面来看，亲子依恋作为社会资本可能有助于缓解歧视知觉所带来的不利影响、可通过干预方案加以改变、对个体而言是近端而非远端因素、对个体发展的影响较为持久、可以生成许多其它资源(如积极的自我图式和他人图式)(Luthar，2006；Gladstone & Beardslee，2009)。其次，Simmons，Burgeson，Carlton-Ford和Blyth(1987)曾提出“舒适区域”(arenas of comfort)的概念，用于解释青少年如何应对在人际关系中经历的伤害性事件。舒适领域是指安全、接纳的环境或关系(如亲子关系)，在伤害应对中起保护作用。如果个体在某一人际关系中经历伤害或威胁性事件，这种伤害可以在另一环境或关系中得到安抚和弥补。对青少年而言，父母是其重要的依恋对象和支持系统(Steinberg，1999)。良好的亲子依恋质量可能在修复伤害性事件(如来自他人的歧视)中起着至关重要的作用。已有研究发现，亲子依恋是预防青少年抑郁的重要保护性因素(Walsh，Harel-Fish，& Fogel-Grinvald，2010)。良好的亲子依恋质量能缓解歧视知觉对青少年抑郁的不利影响(Brody et al., 2006；Gibbons et al., 2010)。来自家庭的支持可以帮助个体在遭受他人歧视之后重塑自我价值，以防止抑郁的发生(Pascoe & Smart Richman，2009)。据此，本研究假设，亲子依恋可以缓冲歧视知觉对抑郁的影响。

再者，性别对歧视知觉存在一定影响，男生知觉到的种族歧视高于女生(Zeiders，Uma a-Taylor，& Derlan，2013)。性别也会影响青少年抑郁，女生的抑郁水平显著高于男生(Sirin，Ryce，Gupta，& Rogers-Sirin，2013)。此外，歧视知觉和抑郁水平也受到年级的影响(Elovainio et al., 2012)。因此，本研究拟将性别、年级作为协变量予以控制。 综合而言，本研究的主要目的是探讨经济压力对青少年抑郁的影响是否通过歧视知觉这一中介变量实现，并进一步考察不同亲子依恋水平下歧视知觉在经济压力与抑郁关系间的中介效应是否存在差异。如图 1所示，这些问题构成了一个“条件过程模型”(conditional process model)。该模型对中介和调节分析进行了整合，中介效应的大小会随着调节变量取值的不同而变化(Hayes，2013)。具体到本研究，经济压力通过歧视知觉影响抑郁的中介过程可能受到亲子依恋的调节。

图 1 假设模型

图选项

采用整群抽样，选取三所初级中学进行调查。在每所学校每个年级各随机抽取两个班。经学校领导、班主任和青少年本人知情同意，共有703名青少年参加并完成全部问卷。其中，男生351人(49.93%)，女生352人(50.07%)。初一266人(37.84%)，初二237人(33.71%)，初三200人(28.45%)。被试平均年龄14.30岁(SD=1.08)。所选学校均为普通中学，所选家庭父亲有稳定工作者589人(83.78%)，母亲有稳定工作者487人(69.27%)。父亲和母亲受教育水平为“没有上过学或小学”者分别为137人(19.49%)和190人(27.03%)，“初中”水平者分别为403人(57.32%)和409人(58.18%)，“高中”水平者分别为138人(19.63%)和90人(12.80%)，“大学专科/大学本科/研究生”水平者分别为25人(3.56%)和14人(1.99%)，这与第六次全国人口普查的结果较为接近。 2.2 研究工具 2.2.1 家庭经济压力量表

该量表由王建平等人(2010)编制。包含4个项目，例如，“我家没有足够的钱买新衣服”。要求被试报告最近12个月以来家庭出现经济压力的频率。采用4点计分，从“从不”到“总是”分别计1 ~ 4分。计算所有项目的平均分，分数越高表示家庭经济压力越大。本研究中，验证性因子分析表明，单因子模型对数据拟合良好，χ²/df=4.86，RMSEA=0.07，NNFI=0.97，CFI=0.99，SRMR=0.03。量表的Cronbach s α系数为0.75。 2.2.2 歧视知觉问卷

在参考以往同类研究工具(范兴华等，2012；刘霞，赵景欣，申继亮，2013；Lorenzo-Blanco，Unger，Ritt-Olson，Soto，& Baezconde-Garbanati，2011)的基础上编制而成，用于考察青少年在同伴交往中因家庭经济因素所知觉到的被歧视程度。诚然，青少年因经济困难感知到的歧视可能来自多方面，如同伴、教师、社区成员等。但以往有研究发现，青少年感受最强烈的是同伴交往中的歧视(蔺秀云，方晓义，刘杨，兰菁，2009)，因此本问卷测查的均是同伴交往中的歧视知觉，包含3个项目，例如，“有些家庭环境比较好的孩子对我不友好”。要求被试对每个句子描述的情况与其现实相符合的程度进行回答。采用6点计分，从“完全不符合”到“完全符合”分别计1 ~ 6分。计算所有项目的平均分，分数越高表示被歧视的体验越明显。该问卷只含3个项目，在验证性因子分析中属于恰好识别模型，不适合报告拟合指数。本研究中，问卷的Cronbach s α系数为0.84。 2.2.3 亲子依恋问卷

该问卷是在“父母和同伴依恋问卷”基础上修订而成(Li，Li，Wang，Zhao，Bao，& Wen，2013；李霓霓，张卫，李董平，麦玉娇，王晶晶，邢文利，2009)。包含13个项目，从亲子信任、亲子沟通、亲子疏离(反向计分)三个方面测量亲子依恋的安全性。例如，“我信任父母”。采用5点计分，从“从不”到“总是”分别计1 ~ 5分。计算所有项目的平均分，分数越高表示亲子依恋的安全性越高。本研究中，验证性因子分析表明，三因子模型对数据拟合良好，χ²/df=4.09，RMSEA=0.07，NNFI=0.97，CFI=0.97，SRMR=0.06。问卷的Cronbachs α系数为0.87。 2.2.4 儿童抑郁调查表

采用王晶晶(2010)修订的“儿童抑郁调查表”(Children s Depression Inventory，CDI；Kovacs，1992)简本进行测量。该工具适合青少年人群。包含10个项目，例如，“最近两周，我不高兴”。这些项目反映了与抑郁有关的情感、认知和行为症状。要求青少年报告每种描述与自身实际情况的符合程度。采用3点计分。计算所有项目的平均分，分数越高表示抑郁越严重。本研究中，验证性因子分析表明，单因子模型对数据拟合良好，χ²/df=4.11，RMSEA=0.07，NNFI=0.93，CFI=0.94，SRMR=0.05。该工具的Cronbachs α系数为0.75。 2.3 研究程序

以班级为单位进行团体施测，每班配备1或2名主试。每位主试均接受八小时左右的正式培训。施测时，主试向被试详细讲解指导语和例题，在指导语中说明本次调查的意义，并强调本调查不记名、答案无对错之分，要求被试根据自己的实际情况独立作答。 2.4 数据处理

采用SPSS 21.0进行数据处理。由于本研究数据缺失比例小于1%，因此采用均值替代法对缺失数据进行处理。当数据缺失比例很低时，各种缺失数据处理方法所得结果不会有太大差别。具体分析思路如下：(1)对各变量进行描述性统计和相关分析。(2)采用Hayes(2013)开发的PROCESS程序中的模型4检验歧视知觉在经济压力与抑郁之间的中介作用。该检验使用了偏差校正的百分位Bootstrap方法来确定中介效应的显著性。(3)采用Hayes(2013)开发的PROCESS程序中的模型14检验条件过程模型。该检验需要对三个回归方程的参数进行估计。方程1估计自变量(经济压力)对因变量(抑郁)的总体效应；方程2估计自变量(经济压力)对中介变量(歧视知觉)的预测效应；方程3估计调节变量(亲子依恋)对中介变量(歧视知觉)与因变量(抑郁)之间关系的调节效应。如果模型估计满足以下条件，则说明条件过程模型成立：(a)方程1中，经济压力对抑郁的总效应显著；(b)方程2中经济压力对于歧视知觉的主效应显著；(c)方程3中歧视知觉对抑郁的主效应显著且歧视知觉对抑郁的效应受到亲子依恋的调节(Hayes，2013)。 3 结果 3.1 共同方法偏差的控制与检验

采用自我报告法收集数据可能导致共同方法偏差效应，因此，在数据收集过程中，根据相关研究的建议(周浩，龙立荣，2004)，从程序方面进行了相应控制，如采用匿名方式进行测查，部分条目使用反向题等。数据收集完成后，我们采用Harman单因子检验法进行了共同方法偏差的检验。将所有变量放至一个探索性因素分析中，检验未旋转的因素分析结果，确定解释变量变异必需的最少因子数，若只分析出一个因子或某个因子解释力特别大，即可判定存在严重的共同方法偏差(周浩，龙立荣，2004)。检验结果表明，7个因子特征值大于1，且第一个因子解释的变异量为23%(小于40%的临界标准)，可见共同方法偏差的威胁并不明显。 3.2 描述统计和相关分析

表 1列出了各变量的平均数、标准差和皮尔逊积差相关矩阵。结果表明，经济压力与歧视知觉和抑郁均呈显著正相关，说明家庭经济压力越大，青少年歧视知觉和抑郁水平也越高。另外，亲子依恋与歧视知觉和抑郁均呈显著负相关，说明亲子依恋越高，青少年歧视知觉和抑郁则越低。最后，歧视知觉与抑郁呈显著正相关，表明歧视知觉是青少年抑郁的风险因素。

为了检验歧视知觉在经济压力与抑郁之间的中介作用，采用Hayes(2013)开发的PROCESS程序中的模型4来进行统计分析。结果表明，在控制性别和年级后(Cohen，Cohen，West，& Aiken，2003)，经济压力能显著正向预测歧视知觉，a=0.84，SE=0.08，p < 0.001；在控制了性别、年级和经济压力后，歧视知觉能显著正向预测抑郁，b=0.07，SE=0.01，p < 0.001；在控制性别、年级和歧视知觉后，经济压力仍然能显著正向预测抑郁，c=0.14，SE=0.03，p < 0.001。偏差校正的百分位Bootstrap方法检验表明，歧视知觉在经济压力与抑郁之间的中介作用显著，ab=0.06，SE=0.02，95%的置信区间为［0.03，0.09］。 3.4 经济压力与抑郁的关系：条件过程模型检验

根据前述条件过程模型的检验方法，依次对三个回归方程的参数进行估计。如表 2所示，方程1中，经济压力能显著正向预测抑郁；方程2中，经济压力对歧视知觉的正向预测作用显著；方程3中，歧视知觉显著正向预测抑郁，且歧视知觉与亲子依恋的交互项负向预测抑郁。根据相关研究的建议(Frazier，Tix，& Barron，2004)，为了更清楚地揭示该交互效应的实质，我们计算出亲子依恋为平均数正负一个标准差时，歧视知觉对抑郁的效应值(即进行简单斜率检验)，并根据回归方程分别取歧视知觉和亲子依恋正负一个标准差的值绘制了简单效应分析图(见图 2)。检验发现，当亲子依恋水平较低时，歧视知觉能显著正向预测抑郁，B_simple=0.06，t=4.79，p < 0.001；当亲子依恋水平较高时，歧视知觉并不能显著预测抑郁，B_simple=0.00，t=0.11，p>0.05。

图 2 亲子依恋对歧视知觉与抑郁之间关系的调节作用

图选项

综合而言，家庭经济压力通过歧视知觉这一中介变量对抑郁的影响受到亲子依恋的调节，index=-0.03，SE=0.02，95%的置信区间为［-0.07，-0.00］。对于亲子依恋水平较低的青少年，家庭经济压力对抑郁的影响是通过歧视知觉这一中介变量来实现的，ab=0.05，SE=0.02，95%的置信区间为［0.02，0.09］；相比之下，对于亲子依恋水平较高的青少年，经济压力通过歧视知觉对抑郁的中介效应不显著，ab=0.00，SE=0.02，95%的置信区间为［-0.03，0.04］。 4 讨论

本研究发现家庭经济压力对青少年抑郁具有正向预测作用，这与以往研究相一致(Gallo & Matthews，2003；Herman et al., 2012；王建平等，2010)。在此基础上，本研究重点考察了歧视知觉、亲子依恋在经济压力与抑郁关系中的中介和调节作用。 4.1 歧视知觉的中介效应

本研究在证实了经济压力能显著正向预测青少年抑郁后，进一步对歧视知觉在经济压力与青少年抑郁间的中介作用进行了探讨。结果发现，歧视知觉中介了经济压力对抑郁的正向预测效应。具体而言，家庭经济压力越大，青少年在同伴群体中感知到的歧视越多，进而促进抑郁水平的增加。经济压力大一般意味着低收入、低消费以及无法享受优质的社会和教育资源。相比经济压力较小的家庭，家庭经济压力大的青少年存在着资源获取上的不足，这使他们处于发展的高危状况中，更容易知觉和体验到各种歧视现象，尤其是来自同伴的歧视(蔺秀云等，2009；刘霞，申继亮，2010)。同伴交往增多是青少年人际关系的一个重要变化，高质量的同伴关系是情绪健康发展的前提(徐夫真，张文新，张玲玲，2009)。当家庭经济压力较大的青少年在同伴交往过程中感知到家庭经济优越的青少年对其不予理睬或者不友好，可能会使他们无法与同伴群体建立有效的联结，从而被孤立和排斥，进而导致抑郁。以往研究表明，歧视的表现形式更多的是被孤立、排斥，所以被歧视的青少年处于一个相对孤立的生活和学校环境中(蔺秀云等，2009)，此类青少年通常自尊较低，同伴关系较差(Oxman-Martinez et al., 2012)，而较差的同伴关系又是青少年抑郁的重要风险因素(Bosacki，Dane，Marini，& YLC-CURA，2007；Gladstone & Beardslee，2009)。这提示，减轻青少年的歧视知觉，可以部分降低经济压力较大青少年的抑郁水平。 4.2 亲子依恋的调节效应

本研究发现，青少年亲子依恋对经济压力与抑郁的中介过程存在调节作用，相对于亲子依恋水平较高的青少年，中介效应仅在亲子依恋安全性较低的青少年中显著。该调节作用主要体现在中介链条后半段，即歧视知觉与抑郁之间的关系取决于青少年的亲子依恋水平，这验证了原假设。亲子依恋是个体应对歧视知觉、降低抑郁水平的重要资源，可以在一定程度上缓解歧视知觉所带来的不良后果。可见，青少年在同伴群体中所受到的排斥可以在良好的家庭关系中得到修复。亲子依恋质量高的家庭环境就是一片“舒适区域”，可以为青少年提供温暖的港湾，让其感知到被接纳，这种温暖接纳的环境在应对他人歧视等伤害性事件中起到重要的保护作用(Simmons et al., 1987)。换言之，当遭受同伴歧视或被孤立的青少年无法在同伴群体中寻求支持和安慰时，他们可能会陷入抑郁等消极情绪的困扰；此时若能在父母所提供的另一个“舒适区域”寻求情感接纳，则可以为青少年提供情感补偿，从而缓解歧视知觉所带来的不良后果。除了为青少年提供温暖支持的家庭环境，良好的亲子依恋质量还可以提升青少年应对负性事件的能力(Bannink et al., 2013)。当青少年因经济因素感知到歧视时，他们会综合自己所拥有的一切资源去应对这一伤害性事件，高水平的亲子依恋就是一种重要的韧性资源，可以有效提升青少年应对歧视知觉的能力。本研究结果提示，经济压力会使青少年感知更多的歧视，但良好的亲子依恋能大大削弱歧视知觉对青少年抑郁的不利影响。 4.3 研究意义

首先，本研究以中国青少年为被试考察经济压力和歧视知觉对抑郁的不利影响，进一步拓展了研究范围。其次，研究揭示了歧视知觉和亲子依恋在经济压力与青少年抑郁关系中的作用，对促进经济压力较大青少年的情绪适应具有一定的参考价值：第一，经济压力和诸多资源匮乏并不一定会直接导致青少年产生情绪问题，更多的原因在于经济压力所造成的青少年心理知觉上的变化(李海燕等，2011)。政府在推出大量扶贫政策的同时，也要联合大众媒体及学校加强对青少年进行正面引导，减少或消除有关的歧视和偏见，为青少年健康发展创造良好的成长环境；第二，相比经济压力小的父母，贫乏的物质资源可能导致经济压力大的父母存在很多负性情绪，亲子依恋质量也相对较低。对此类青少年而言，本来就面临资源缺乏所带来的压力，如果还无法得到父母的信任和关爱，无异于雪上加霜。因此，亲子依恋质量对于存在经济压力的家庭尤为重要，需要对家庭经济压力较大的父母进行心理疏导和教育，引导他们学会与孩子沟通，信任孩子，营造良好的家庭氛围，努力提升亲子依恋的质量，这样有利于降低或消除歧视知觉带来的消极情绪。 4.4 局限与展望

本研究存在某些局限，需要在今后的研究中加以改进。首先，本研究采用问卷法来收集数据，尽管在儿童青少年歧视研究中，自我报告不失为一种较好的测量方法(范兴华等，2012)，但对于其它变量的数据收集应结合多种方法来完成。如家庭经济压力可以采用父母报告家庭收入的方式来完成，既能避免共同方法偏差，又能保证客观性和准确性。其次，本研究采用的是横断设计，难以得出经济压力与抑郁之间因果关系的结论，今后可采用追踪设计来验证本研究的结论。另外，未来的研究也可探讨其它重要环境变量和个体变量(如父母教养、自我弹性等)在经济压力和抑郁之间的中介和调节作用。 5 结论

本研究得出以下结论：

(1)在控制了性别、年级后，家庭经济压力对青少年抑郁具有显著的正向预测作用；

(2)与中介假设相一致，歧视知觉在经济压力与抑郁之间具有中介作用；

(3)良好的亲子依恋对经济压力与抑郁的中介过程存在调节作用，相对于亲子依恋水平较高的青少年，中介效应仅在亲子依恋水平较低的青少年中显著。