2016, Vol. 32
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 伍新春, 周宵, 毋梦薇, 陈杰灵, 赵献梓 .2016.
- WU Xinchun, ZHOU Xiao, WU Mengwei, CHEN Jieling, ZHAO Xianzi .2016.
- 创伤暴露程度、主观害怕程度对儿童创伤后应激障碍影响的追踪研究:社会支持的调节作用
- The Effect of Traumatic Severity and Posttraumatic Fear on Posttraumatic Stress Disorder: The Moderating Role of Social Support
- 心理发展与教育, 32(5): 595-603
- Psychological Development and Education, 32(5): 595-603.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2016.05.10
2. 以色列特拉维夫大学社会工作学院, Ⅰ-Core重大创伤研究中心 以色列特拉维夫 69978 ;
3. 河北师范大学教育学院, 河北 石家庄 050024
2. Ⅰ-Core Research Center for Mass Trauma; School of Social Work, Tel Aviv University, Tel Aviv 69978, Israel ;
3. School of Education, Hebei Normal University, Hebei Shijiazhuang 050024, China
地震作为一种重大的自然性创伤事件，常常会给人们的心理产生巨大的冲击，导致诸多消极的心理问题，例如抑郁、创伤后应激障碍(posttraumatic stress disorder，简称PTSD)、焦虑等(Ayub, Saeed, Kingdon, & Naeem, 2015; Cao et al., 2015; Ying, Wu, Lin, & Jiang, 2014)。其中，PTSD被认为是创伤后最常见、最典型的消极心理反应(Chen et al., 2014; 周宵, 伍新春, 袁晓娇, 陈杰灵, 陈秋燕, 2015)。GökŞen, Şahingözz和Annagür (2013)对2009年土耳其康雅地震6个月后的450名青少年研究发现，有严重PTSD症状的占20.8%，有中度PTSD症状的占28.4%，有轻微PTSD症状的占20%；Wang, Long, Li和Armour (2011)对汶川地震6个月后儿童青少年的研究发现，其PTSD的发生率为21.8%；雅安地震半年后，我国研究者对灾区青少年的PTSD进行了相关的研究，发现其PTSD的发生率为11.6% (周宵等, 2015)。由于调查时间点、调查的工具等方面的不同(Priebe, Grappasonni, Mari, Dewey, Petrelli, & Costa, 2009)，关于震后儿童青少年PTSD发生率的研究结论虽然存在差异，但都发现震后青少年PTSD有较高的发生率。
随着PTSD的普遍性被确认之后，研究者越来越重视影响PTSD的因素研究(Silvestre, Anacréon, Théodore, Silvestre, & Garcia-Dubus, 2014)。其中，Freedy, Resnick和Kilpatrick (1992)在前人研究的基础上，总结出包括PTSD在内的灾难后身心反应的危险因素模型(Risk Factor Model)，强调影响PTSD的因素主要包括性别、年龄、人格等灾难前因素，亲眼目睹或事后得知他人的被困、受伤、死亡等灾难当下因子(创伤暴露)和灾难之后个体的应对、他人的支持等灾难后因子。不过，大量研究表明，虽然这些因素都可能对PTSD产生影响(伍新春, 周宵, 林崇德, 陈杰灵, 2015)，但是灾难前和灾难后因素都以灾难当下因素为前提(戴艳等, 2014)，也就是说创伤暴露程度这一灾难当下因素是导致PTSD的前提。对此，有研究者对创伤暴露程度与PTSD之间的关系进行了研究，发现创伤暴露程度对PTSD具有显著的正向预测作用(Garfin et al., 2014; Ma et al., 2011; 戴艳等, 2014)。
虽然创伤暴露程度可以正向预测PTSD，但是并不意味着经历创伤事件的个体都会出现PTSD(Goldenberg & Matheson, 2005; Lilly, Valdez, & Graham-Bermann, 2011)。有研究发现，经历创伤事件后，只有少量的幸存者出现了PTSD (Lukaschek, Kruse, Emeny, Lacruz, von Eisenhart Rothe, & Ladwig, 2013)，甚至还有研究发现严重的创伤暴露程度并不能直接影响PTSD的产生(Nygaard & Heir, 2012; 周宵等, 2015)。伍新春等(2015)认为，这可能是因为创伤暴露仅仅是客观存在的事件，它对个体的心理影响需要通过个体的心理活动来实现。其中，创伤后的恐惧情绪反应即主观害怕程度可能是诱发PTSD的一个重要因素(周宵等, 2015)。焦虑缓冲的絮乱假设(anxiety buffer disruption assumption; Pyszczynski & Kesebir, 2011)认为，当个体经历创伤事件后，其世界观容易遭受焦虑的影响，导致个体出现恐惧的情绪反应，进而增加个体在认知中对于创伤事件的提取度，导致个体对创伤事件的闯入性思维，并伴有对创伤事情进行回避的倾向以及对其他相关事件的高度唤醒(刘亚楠, 许燕, 于生凯, 2010)。基于此理论，有研究者发现创伤后的主观害怕程度可以导致PTSD的出现(Ying et al., 2014; 周宵等, 2015)。
不过，虽然创伤暴露程度与主观害怕程度都可能影响PTSD，但是以往的研究发现主观害怕程度对PTSD的影响远大于创伤暴露程度对PTSD的影响(Ying et al., 2014)，这可能是因为相对于创伤暴露程度，主观害怕程度是影响PTSD的近端因素，可以直接激活个体的消极情绪，加剧PTSD (Farnsworth & Sewell, 2011; Forbes, Parslow, Creamer, Allen, McHugh, & Hopwood, 2008; Tull, Jakupcak, McFadden, & Roemer, 2007)，而创伤暴露程度却需要经过一些心理活动才可能对PTSD发挥作用(伍新春等, 2015)。
实际上，无论创伤暴露程度和主观害怕程度对PTSD的作用大小如何，它们都发生在一定的社会环境氛围之中，在不同的社会环境下，两者对PTSD的预测作用可能也不同。一个支持性的社会环境，鼓励个体对创伤事件的积极思考，促进个体对创伤事件进行意义整合，有助于降低创伤事件对个体的消极影响；而在一个缺乏社会支持的环境中，个体无法有效地对创伤事件进行认知暴露，不利于对创伤事件的积极思考，最终会阻碍对创伤事件的意义整合(Carpenter, Fowler, & Andersen, 2010; Lepore & Greenberg, 2002)，不利于缓解创伤事件对个体心理的影响(Carpenter et al., 2010)。因此，可以说社会支持在个体创伤后的心理反应中发挥着重要的作用。
那么，社会支持到底发挥着怎样的作用呢？Cohen和Syme(1985)认为社会支持在创伤后的心理反应中，主要发挥两种重要的作用：一种是直接作用，另一个是缓冲作用。前者被认为是社会支持的直接效应模型，后者被认为是社会支持的缓冲作用模型。在社会支持的直接效应模型看来，社会支持可以通过提升人们的健康行为来直接促进个体创伤后的适应，降低创伤后的消极心理反应(Ali, Farooq, Bhatti, & Kuroiwa, 2012; Ma et al., 2011; Neria, Nandi, & Galea, 2008; 郑裕鸿, 范方, 喻承甫, 罗廷琛, 2011)。社会支持的缓冲模型则认为，社会支持可以通过提供给个体应对创伤的资源、提升人们的自我价值，进而缓解创伤事件对个体心理的影响(House, 1981; Schwarzer & Knoll, 2007)。例如，较多的社会支持可以提供给个体安全的环境，有助于增加个体的安全感和归属感(Berkman & Glass, 2000; 周宵, 安媛媛, 伍新春, 陈和琼, 龙超敏, 2014)，缓解个体的恐惧及其导致的消极心理结果，进而缓解PTSD；反之，较少的社会支持可能会增加人们的孤独，加剧恐惧情绪对个体PTSD的作用。对此，我们可以推断：社会支持不仅可以直接影响PTSD，而且还可能调节着创伤暴露程度、主观害怕程度与PTSD之间的关系。
通过对以往理论和实证研究的回顾，我们不难发现：创伤暴露程度、主观害怕程度都可能导致PTSD的出现，社会支持不仅可能会降低PTSD出现的可能性，而且还可能调节着创伤暴露程度、主观害怕程度与PTSD之间的关系。但是以往的研究多是从横断研究的视角进行考察的，忽略了时间因素在其中发挥的作用。实际上，创伤暴露之后，随着时间的推移，创伤幸存者会逐渐适应创伤后的环境，并能有效地应对自身的消极情绪问题，使得PTSD的症状逐渐缓解(Altindag, Ozen, & Sir, 2005)，PTSD的水平逐渐降低，甚至消失(Lukaschek et al., 2013)。更重要的是，随着创伤后的时间推移，过多的社会支持可能会降低自我应对创伤的效能感，增加自我的无力感(Bolger & Amarel, 2007)，导致更多的消极情绪(Burke, 2008)，并诱发更多的PTSD。因此，我们可以推论：创伤后的不同时间内，创伤暴露程度、主观害怕程度、社会支持与PTSD之间的关系可能不同。但是，这种差异在地震的幸存者中的表现如何呢？这是一个值得深入探讨的问题。此外，由于儿童期是个体身心发育的关键时期，创伤事件导致其出现PTSD的可能更为严重和持久(Schwarz & Perry, 1994)，因此有必要加强对儿童PTSD的系统研究。为此，本研究拟以雅安地震后的儿童为研究对象，全面考察创伤暴露程度、主观害怕程度对其不同时间点的PTSD的影响，深入分析社会支持在其中的调节作用，以期为灾后儿童心理援助提供实证支持。
2 方法 2.1 研究对象本研究为雅安地震后对芦山县极重灾区儿童青少年心理状况追踪调查的一部分。该研究于2013年11月份(震后半年)开始，研究首先征得雅安市教育局和芦山县教育局的同意后，在芦山县选取受地震影响较为严重的一所小学。在所选学校领导的同意下，考虑到追踪研究的方便性，我们以小学四、五年级的学生为调查对象，随机选取6个班级，其中四、五年级各3个班级。然后，以班级为单位，对所选班级的学生进行现场实测。之后，我们于2014年11月份(震后一年半)再一次对先前调查的被试进行了追踪。震后半年的调查对象是芦山县的303名小学生，其中，男生152人，女生151人；四年级147人，五年级156人；地震1.5年时，原被试中有96.7%的人(293人)参与了调研。对被试流失率进行检验发现，流失的被试除在社会支持方面的差异显著外[t(301)=2.56, p < 0.05]，在性别[χ2(1)=1.68, p>0.05]、年级[χ2(1)=0.30, p>0.05]、创伤暴露程度[t(301)=1.38, p>0.05]、主观害怕程度[t(301)=-0.01, p>0.05]和PTSD[t(301)=-0.86, p>0.05]上的差异均不显著。
2.2 研究工具 2.2.1 创伤暴露程度问卷本研究采用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”课题组修订自Wu, Hung和Chen(2002)编制的创伤调查问卷(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(例如，你是否经历同学被困)。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，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0.65。
2.2.2 主观害怕程度问卷本研究采用了上述课题组修订自Wu等人(2002)编制的主观害怕程度问卷(伍新春等, 2013)。问卷共8题，包括对自己、父母、老师和同学受伤或死亡的担心和害怕(例如，我害怕同学会受伤)。所有题目均以“是-否”作答，回答“是”计1分，回答“否”计0分，最后将所有题目得分相加作为主观害怕程度的指标，得分越高说明主观害怕程度越高。该问卷在本研究中的Cronbach’s α系数为0.83。
2.2.3 社会支持问卷本研究修订了邹泓(1999)编制的社会关系网络问卷，共20题(例如，如果有人冤枉我，这个人会为我辩解)，采用5点记分，0.代表“从不”，1.代表“很少”，2.代表“有时”，3.代表“很多”，4.代表“总是”。计算所有项目的平均分，得到被试的社会支持总分。个体的得分越高，表示主观感知到的社会支持越强。在本研究中，问卷的总体Cronbach’s α系数为0.91。问卷修订后的结构效度良好，验证性因素分析的拟合指数：χ2/df=1.98, CFI=0.93, TLI=0.91, RMSEA=0.057。
2.2.4 儿童创伤后应激障碍症状量表该量表由Foa, Johnson, Feeny和Treadwell(2001)编制，完全参照DSM-IV对PTSD的诊断标准设计题目，采用自我报告的方法测查8-18岁儿童创伤后的应激障碍状况。该量表共包含17题，分为闯入性症状(例如，与地震有关的令人难过的想法或画面，会突然闯进我的脑海中)、回避性症状(例如，对过去经常做的事明显失去兴趣)和警觉性增高症状(例如，很难入睡或容易惊醒)三个维度，包含的项目数分别为5、7、5。量表为4点计分，0代表“从未”，3代表“总是”。在本研究中，该问卷在震后半年(T1)施测时的总体Cronbach’s α系数为0.81，在震后一年半(T2)施测时的总体Cronbach’s α系数为0.88。问卷修订后的结构效度良好，验证性因素分析的拟合指数：χ2/df=1.82，CFI=0.90，TLI=0.87，RMSEA=0.052。
2.3 程序及数据处理本研究以雅安市芦山县一所小学的学生为被试，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。所得数据采用SPSS16.0进行分析。
3 结果 3.1 创伤暴露程度、主观害怕程度、社会支持与PTSD之间的相关对创伤暴露程度、主观害怕程度、社会支持与PTSD之间的相关进行分析，结果见表 1。由表 1可以发现，性别和年级两者与创伤暴露程度、主观害怕程度之间呈显著相关，且年级与社会支持之间存在显著的负相关、与T1PTSD存在显著正相关。创伤暴露程度和主观害怕程度与社会支持、T1PTSD之间存在显著正相关，创伤暴露程度与T2PTSD相关不显著，但主观害怕程度与T2PTSD之间显著正相关；社会支持与T1和T2的PTSD之间均呈显著负相关。
| M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
| 1.性别 | - | 1.00 | ||||||
| 2.年级 | - | 0.14* | 1.00 | |||||
| 3.创伤暴露程度 | 20.87±2.18 | -0.25** | -0.19** | 1.00 | ||||
| 4.主观害怕程度 | 15.49±2.54 | 0.15* | -0.17** | 0.06 | 1.00 | |||
| 5.社会支持 | 46.35±16.79 | 0.05 | -0.31** | 0.17** | 0.22** | 1.00 | ||
| 6.T1 PTSD | 11.75±7.15 | -0.06 | 0.40** | 0.19** | 0.28** | -0.13* | 1.00 | |
| 7.T2 PTSD | 11.56±8.20 | 0.07 | 0.01 | 0.02 | 0.14* | -0.14* | 0.53** | 1.00 |
| 注：*代表p < 0.05，**代表p < 0.01，***代表p < 0.001，以下同。 | ||||||||
| 自变量 | T1 PTSD | T2 PTSD | ||||||
| ΔR2 | F | β | t | ΔR2 | F | β | t | |
| 第一层 | 0.002 | 1.33 | 0.002 | 0.78 | ||||
| 性别 | -0.07 | -1.16 | 0.06 | 0.90 | ||||
| 年级 | 0.08 | 1.29 | 0.05 | 0.75 | ||||
| 第二层 | 0.05 | 4.53** | 0.01 | 1.51 | ||||
| 创伤暴露程度 | 0.23 | 3.61*** | 0.06 | 0.94 | ||||
| 社会支持 | -0.13 | -2.00* | -0.13 | -2.00* | ||||
| 第三层 | 0.05 | 3.61** | 0.01 | 1.29 | ||||
| 创伤暴露程度×社会支持 | -0.01 | -0.09 | 0.04 | 0.65 | ||||
| 第一层 | 0.00 | 1.06 | -0.004 | 0.40 | ||||
| 性别 | -0.08 | -1.35 | 0.05 | 0.79 | ||||
| 年级 | 0.04 | 0.73 | 0.02 | 0.28 | ||||
| 第二层 | 0.12 | 10.11*** | 0.05 | 4.54** | ||||
| 主观害怕程度 | 0.34 | 5.84*** | 0.19 | 3.20** | ||||
| 社会支持 | -0.17 | -2.88** | -0.19 | -3.13** | ||||
| 第三层 | 0.12 | 8.62*** | 0.06 | 4.56** | ||||
| 主观害怕程度×社会支持 | -0.09 | -1.56 | -0.12 | -1.98* | ||||
考虑到性别和年级与所研究变量之间的相关关系，我们在后续的分析中，将性别和年级作为协变量来控制。此外，由于主观害怕程度是在创伤暴露后出现的心理反应，在分析主观害怕程度与PTSD之间的关系时，一般需要将创伤暴露程度加以控制；不过，由于本研究中的创伤暴露程度与主观害怕程度之间不存在显著的相关，因此在分析主观害怕程度与PTSD的关系时，不再控制创伤暴露程度这一变量。
至此，为了检验社会支持在创伤暴露程度、主观害怕程度与T1PTSD和T2PTSD之间关系中的调节作用，我们采用层次回归分析方法，具体步骤如下：首先将性别和年级作为协变量进入回归方程的第一层，然后将中心化后的自变量和调节变量纳入回归方程的第二层，最后将二者的乘积项纳入回归方程的第三层，从而考察自变量和调节变量的作用。回归分析的结果如表 2所示。
由表 2的回归分析结果可以发现，在控制了性别和年级之后，创伤暴露程度和主观害怕程度分别对T1PTSD有显著的正向预测作用(β=0.23，p < 0.001；β=0.34，p < 0.001)，社会支持能够显著地负向预测T1PTSD(p < 0.05)。不过，社会支持与创伤暴露程度的乘积项、社会支持与主观害怕程度的乘积项对T1PTSD的预测作用均不显著(β=-0.01，p>0.05；β=-0.09，p>0.05)。创伤暴露程度对T2PTSD的预测作用不显著(β=0.06，p>0.05)，主观害怕程度对T2PTSD具有显著的正向预测作用(β=0.19，p < 0.05)，社会支持对T2PTSD具有显著的负向预测作用(p < 0.05)，社会支持与创伤暴露程度的乘积项对T2PTSD的预测作用不显著(β=0.04，p>0.05)，社会支持与主观害怕程度的乘积项对T2PTSD具有显著的负向预测作用(β=-0.12，p < 0.05)。这些结果说明，创伤暴露程度只在创伤后的短时间内可以导致PTSD的出现，随着时间的推移，创伤暴露程度对PTSD的作用将不再显著；但无论创伤后的时间长短，主观害怕程度都是PTSD的危险因子，社会支持都是其保护性因子。同时，创伤后的短时间内，社会支持既不调节创伤暴露程度对PTSD的影响，也不调节主观害怕程度对PTSD的影响；在创伤后长时间范围内，社会支持虽然不能显著调节创伤暴露程度对PTSD的影响，但却可以调节主观害怕程度对PTSD的影响。
为了进一步检验社会支持在主观害怕程度与T2PTSD关系之间的调节作用，本研究采用简单斜率检验(Preacher, Curran, & Bauer, 2006)对社会支持的调节作用进行分析，结果见图 1。由图 1可知，在高社会支持水平下，主观害怕程度对T2PTSD的预测作用不显著(simple slope=0.23，t=0.83，p>0.05)；而在低社会支持水平下，主观害怕程度对T2PTSD具有显著的正向预测作用(simple slope=0.86，t=3.90，p < 0.001)，这说明主观害怕程度对震后一年半的PTSD的正向预测作用随着社会支持水平的增加而降低。
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| 图 1 社会支持在主观害怕程度与T2PTSD之间的调节作用图 |
本研究在控制了性别和年级之后，发现创伤暴露程度可以正向预测震后半年的PTSD，但是对震后一年半的PTSD没有显著的预测作用。这与以往的研究类似(Altindag et al., 2005; Wang, Gao, Shinfuku, Zhang, Zhao, & Shen, 2000)，说明随着时间的变化，创伤暴露程度对PTSD的作用逐渐降低。根据PTSD的双表征理论(Brewin, Dalgleish, & Joseph, 1996)，我们认为创伤暴露后的短时间内，儿童多是依据其照看者对创伤事件的态度来形成关于创伤事件的情景记忆表征，并且这个表征一旦形成，容易被创伤相关线索激活。不过，随着创伤暴露后的时间推移，儿童能够根据自身的经历来重新评价创伤事件，摒弃有关创伤事件的情景记忆表征，从而抑制PTSD的发生(Meiser-Stedman, 2002)。
与创伤暴露程度对PTSD的影响不同，无论创伤后的时间如何变化，主观害怕程度对PTSD都具有显著的正向预测作用，这一结果支持了恐惧的条件化假设(Pyszczynski & Kesebir, 2011)。对此，我们认为一旦恐惧的情绪反应与地震相关线索建立了稳定的联系，即便随着时间推移，个体依旧会对地震相关线索产生恐惧的情绪反应(Norrholm et al., 2011)，导致个体对地震相关线索的认知提取和反复加工(Fani et al., 2012)，增加个体对创伤事件侵入性反刍的可能性，维系并增加个体已有的消极认知(Nolen-Hoeksema, 1991)，引发个体出现焦躁不安、紧张和无助的感受，导致PTSD的出现(周宵等, 2015)。
虽然以往的研究认为创伤后的长时间内，过多的社会支持可能会降低自我应对创伤的效能感，增加自我的无力感(Bolger & Amarel, 2007)，导致更多的消极情绪(Burke, 2008)。但是本研究发现，在震后半年和1年半两个时间点上，社会支持对PTSD均具有缓解作用。对此我们认为，这可能是因为对于灾后青少年而言，震后1年半的时间相对较短，社会支持主要发挥其缓解消极心理反应的功能。这一结果也与以往的研究结果一致(Salami, 2010; Wu, Chen, Weng, & Wu, 2009; 范方, 耿富磊, 张岚, 朱清, 2011)，支持了社会支持的直接效应模型(Cohen & Syme, 1985)。这可能是因为良好的社会网络都可以为创伤后的个体提供物质支持和情感慰藉，增加个体应对创伤事件及其消极结果的资源，从而能够有效地缓解创伤后的应激反应(Norris, Baker, Murphy, & Kaniasty, 2005; 郑裕鸿等, 2011)。此外，社会支持也可能为个体提供安全的氛围，增加个体的归属感、安全感，提升个体对自我价值的感知(Haglund, Cooper, Southwick, & Charney, 2007)，降低个体对事件的消极评价，增加个体对创伤事件的积极应对，从而缓解PTSD(Salami, 2010)。
虽然社会支持对PTSD具有直接的缓冲作用，但是本研究发现社会支持却不能缓冲创伤暴露程度对PTSD的影响。这一结果与Ozbay, Johnson, Dimoulas, Morgan, Charney和Southwick (2007)和Salami等(2010)对人为创伤事件后青少年或成年人的研究不同，也与社会支持的缓冲作用模型的假设不同(Cohen & Syme, 1985)，但与La Greca, Silverman, Lai和Jaccard(2010)对美国查理飓风后儿童的研究类似。一个可能的原因在于，自然灾难具有不可控、不可预测等特性，对个体心理的冲击较大(伍新春等, 2015)，容易使个体形成消极的世界假设，并导致PTSD的出现(Janoff-Bulman, 1989)。在Weber和Crocker (1983)看来，在外界因素的影响下，个体关于世界的假设可以逐渐改变，但需要一定的时间才可以实现。因此，在创伤后的短时间内，无论外界提供的社会支持有多少，一旦创伤事件导致个体形成了消极的世界假设，都可能诱发个体产生PTSD。
此外，本研究发现社会支持不能缓冲主观害怕程度对震后半年PTSD的影响，却可以缓冲主观害怕程度对震后一年半的PTSD的影响。以往的研究认为，高度的社会支持可以降低PTSD的水平(Berkman & Glass, 2000; 周宵等, 2014)；而在一个缺少社会支持的环境中，恐惧的个体可能会感受到更多来自环境的威胁(Solomon & Mikulincer, 1990)，并进一步加剧其恐惧反应，诱发更多的PTSD。不过，这一观点在雅安地震半年后的小学生群体中没有得到有效的证明。一个可能的原因在于，创伤后的早期，恐惧情绪反应与PTSD之间建立了强而稳定的联系(Pyszczynski & Kesebir, 2011)，它不受外在社会支持的影响；然而，随着创伤后时间的推移，恐惧的情绪反应与PTSD之间强而稳定的联系可能有所减弱，因此社会支持就可能发挥其调节作用，从而缓冲其PTSD。
总之，本研究采用纵向的视角，考察了创伤暴露程度、主观害怕程度和社会支持与PTSD之间的关系，结果不仅说明了创伤暴露程度对PTSD的影响随时间的变化而降低，而且还表明无论创伤后时间的变化如何，主观害怕程度都是PTSD的危险因子、社会支持都是PTSD的保护性因子，社会支持仅可能缓冲先前的主观害怕程度对后续PTSD的影响。这些发现不仅为PTSD发生机制的理论增砖添瓦，而且对灾后儿童的心理干预提供了实证数据的支持。不过，本研究也存在一定的不足：一方面，本研究未从所有研究对象中剥离出那些具有PTSD临床症状的儿童进行单独研究，这会制约对PTSD预测因素探讨的精细化，后续的研究可以从创伤后被试群体中挑出具有PTSD临床症状的被试进行深入的研究；另一方面，本研究在考察创伤暴露程度、主观害怕程度和社会支持对T2PTSD影响时，并未控制T1PTSD的作用，这也可能在一定程度上影响结果的严密性。基于此，未来的研究可以采用更为严格的追踪设计，进一步考察创伤暴露程度、主观害怕程度、社会支持与PTSD之间的关系。
5 结论(1) 创伤暴露程度可以显著地正向预测震后半年的PTSD，对震后一年半的PTSD没有显著的预测作用；
(2) 无论是震后半年还是一年半，主观害怕都可以加剧PTSD、社会支持都可以缓解PTSD症状；
(3) 社会支持在创伤暴露程度与PTSD之间不起显著的调节作用，但却可以显著地调节主观害怕程度对震后一年半的PTSD的影响，表现为主观害怕程度对震后一年半的PTSD的正向预测作用随着社会支持水平的增加而降低。
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