田相娟 曹衍淼 張文新

(山東師范大學心理學院,濟南 250014)

1 問題提出

抑郁是青少年期最常見的心理健康問題之一。大量研究顯示,壓力性生活事件是青少年抑郁的重要預測因素,根據(jù)其發(fā)生的時間可以劃分為遠端壓力(發(fā)生于早期)和近端壓力(發(fā)生于近期)。遠端和近端壓力對抑郁發(fā)生和發(fā)展的影響存在復雜的相互作用。目前,遠端和近端壓力的相互作用模式可以由兩個競爭模型解釋：一是以傳統(tǒng)精神病理學為基礎的累積壓力假說(cumulative stress hypothesis)(McEwen,1998; Vinkers et al.,2014),二是以生物進化論為基礎的匹配-不匹配假說(match-mismatch hypothesis) (Nederhof,2012; Nederhof et al.,2014)。

累積壓力假說認為遠端不良經(jīng)歷會增加個體對壓力的易受性,并且與近端壓力以積聚的方式導致個體非穩(wěn)態(tài)負荷增加,如HPA 軸等應激系統(tǒng)的磨損,最終提高個體罹患抑郁的風險; 反之,當個體面臨的總體壓力(遠端壓力和近端壓力)較少時,個體的生理、心理社會及認知等功能受損較輕微,罹患抑郁的風險較低(Brown et al.,2008; McEwen,1998; Myers et al.,2015)。譬如,研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)歷較高水平童年期逆境和成年期壓力性生活事件的個體比其他個體表現(xiàn)出更高的抑郁水平(McLaughlin et al.,2010; Power et al.,2013; Shapero et al.,2013)。

但是,遠端壓力和近端壓力并不必然導致個體的適應不良。匹配-不匹配假說指出,適度的遠端壓力可以促進適應性表型可塑性的形成,從而促使機體做好充分準備以應對發(fā)展過程中再次出現(xiàn)的相似(匹配)壓力環(huán)境。因此,當個體經(jīng)歷匹配的遠端和近端壓力時,抑郁水平較低; 在壓力不匹配的情況下,個體無法利用基于遠端環(huán)境建立起來的應對策略來面對隨后的不同(不匹配)經(jīng)歷,最終導致患抑郁的風險增加(Frankenhuis & del Giudice,2012;Gluckman et al.,2007; Nederhof et al.,2014;Schmidt,2011)。近期的動物和人類研究均為該假說提供了實證支持(Daskalakis et al.,2012; Santarelli et al.,2014)。例如,研究顯示,相比未經(jīng)歷幼年母子分離的大鼠,經(jīng)歷早期母子分離的大鼠在經(jīng)歷近端壓力刺激后表現(xiàn)出更好的記憶能力(Zalosnik et al.,2014)。人類研究亦顯示,與經(jīng)歷低水平童年逆境的青少年相比,經(jīng)歷高水平童年逆境者在面對高水平近期壓力性生活事件后患抑郁的風險更低(Oldehinkel et al.,2014)。

上述兩個模型在遠端壓力和近端壓力以何種方式影響個體罹患抑郁的風險上存在分歧。然而,近期的研究證據(jù)顯示這兩種模型并非完全對立,遠端和近端壓力以何種方式相互作用依賴于個體先天的遺傳素質(zhì)。Nederhof 和Schmidt (2012)提出了一個整合模型,攜帶敏感基因型的個體對遠端壓力更加敏感,進而發(fā)展出適應性表型,遵循匹配-不匹配假說的發(fā)展模式; 反之,攜帶不敏感基因型的個體因無法發(fā)展出適應性的應對策略,當壓力水平不斷增加時消極影響不斷積累,提高了個體罹患抑郁的風險。換言之,累積壓力假說與匹配-不匹配假說的適用性依賴于遺傳素質(zhì)。然而,迄今對這一假說的考察和驗證仍十分匱乏,且主要來自于動物研究。例如van der Doelen 等(2013)的研究發(fā)現(xiàn),在攜帶5-HTT+/-(與人類5-HTTLPRS 等位基因功能相似)的雄性小鼠中,幼年期生活壓力與成年期壓力以匹配-不匹配的方式影響小鼠的抑郁樣行為,而在其他基因型攜帶者中遠端和近端壓力的交互作用不顯著。據(jù)我們所知,目前僅有一項以人類為被試的研究試圖考察遺傳基因在累積壓力模型與匹配-不匹配模型中發(fā)揮的作用,該研究以5-HTTLPR基因多態(tài)性為遺傳指標,分別以童年期虐待、成年期壓力性生活事件為遠端和近端壓力,結果發(fā)現(xiàn)三者對抑郁的交互作用不顯著(Power et al.,2013)。導致該研究中E×E×G 不顯著的原因可能是單個候選基因位點的遺傳解釋率較低。正如Nederhof 和Schmidt (2012)所指出的,較低的遺傳敏感性會降低理論模型的檢驗力,未來研究需要將多個基因或基因的多個位點納入累積壓力假說與匹配-不匹配假說的檢驗。

在應激和抑郁的發(fā)生過程中,HPA 軸系統(tǒng)功能起到重要的作用(Cai et al.,2015; Menke,2019;Normann & Buttensch?n,2019)。因此,參與調(diào)節(jié)HPA軸功能的遺傳變異可能是調(diào)節(jié)壓力與抑郁關聯(lián)的重要候選基因。其中,位于染色體6p21.31 的FKBP5(FK506 binding protein 5,FK506 結合蛋白5)基因備受關注,該基因可以調(diào)控 FKBP5 蛋白的表達。FKBP5 蛋白能與糖皮質(zhì)激素受體(Glucocorticoid receptor,GR)結合,競爭性抑制以皮質(zhì)醇為主要成分的糖皮質(zhì)激素(Glucocorticoids,GCs)與GR 的結合,因此FKBP5 蛋白的過度表達可導致GR 的不敏感以及皮質(zhì)醇水平的升高(Tyrka et al.,2015; van Bodegom et al.,2017),繼而導致HPA 軸負反饋機制受損(Tyrka et al.,2015)、海馬萎縮(Frodl &O’Keane,2013; Sapolsky,2000),最終引發(fā)抑郁。

迄今,有關FKBP5基因與壓力性生活事件對抑郁的影響研究主要采用單位點研究范式。但是,單位點與大多數(shù)表型之間的相關微乎其微(Nelemans et al.,2019),且單位點×環(huán)境交互研究存在結果難以重復驗證的局限性(Duncan & Keller,2011)。伴隨著越來越多的研究顯示抑郁具有多基因或多位點遺傳基礎(Flint & Kendler,2014;Mullins et al.,2015; Stocker et al.,2017),研究者開始嘗試采用累加基因/位點得分(cumulative genetic score,CGS)方法來解釋相關候選基因?qū)σ钟舻睦鄯e遺傳效應(e.g.,Belsky et al.,2015; Stocker et al.,2017)。大量實證研究證據(jù)顯示FKBP5基因rs1360780、rs3800373 和rs9296158 多態(tài)性均可以調(diào)節(jié)個體對環(huán)境的敏感性(Lavebratt et al.,2010;Piechaczek et al.,2019; Wang et al.,2018;Zimmermann et al.,2011),它們分別位于第二內(nèi)含子區(qū)域、3'端非翻譯區(qū)域和第五內(nèi)含子區(qū)域。已有研究表明,包括 rs1360780 T、rs3800373 C 和rs9296158 A 在內(nèi)的次要等位基因攜帶者的FKBP5表達水平較高(Calabrò et al.,2019; White et al.,2012),經(jīng)歷逆境后患抑郁的風險更高(Calabrò et al.,2019; Wang et al.,2018)。近期神經(jīng)影像學研究發(fā)現(xiàn),包括FKBP5、CRHR1、NR3C2、NR3C1等在內(nèi)的10 個HPA 軸系統(tǒng)基因的累加得分調(diào)節(jié)青少年面對恐懼-中性面部刺激時的杏仁核和海馬反應,這些反應與抑郁存在密切關聯(lián)(Pagliaccio et al.,2015)。鑒于此,本研究擬選取FKBP5基因rs1360780、rs3800373 和rs9296158 多態(tài)性考察單基因的多位點遺傳效應,探索累積壓力假說與匹配-不匹配假說的成立條件是否依賴于個體的遺傳素質(zhì)。

關于青少年抑郁的遠端和近端壓力,大量研究顯示,在兒童期,父母與孩子的關系在兒童人際關系中處于主導地位(Furman & Buhrmester,1992;Helsen et al.,2000),父母教養(yǎng)是預測抑郁發(fā)生的重要變量(McLeod et al.,2007; Yap & Jorm,2015),低水平的積極或支持性教養(yǎng)以及高水平的消極教養(yǎng)可以預測抑郁風險的增加(Schleider & Weisz,2017)。進入青少年期,個體的同伴網(wǎng)絡不斷擴展(Prinstein & La Greca,2002),與同伴的互動亦更加頻繁(Buhrmester & Furman,1987),且同伴成為個體社會支持和獲得歸屬感的更為重要的來源(Steinberg,2014),由此,同伴侵害是這一時期抑郁發(fā)生的重要預測因素(Adrian et al.,2019; Schoeler et al.,2018)。此外,研究表明,與同伴侵害相比,嚴厲教養(yǎng)對兒童期抑郁的解釋率更高(Bilsky et al.,2013; Cole et al.,2015)?；诖?本研究分別以兒童期的母親消極教養(yǎng)和青少年期的同伴侵害作為遠端和近端逆境指標。

許多研究顯示,遺傳基因與環(huán)境對抑郁或抑郁相關的神經(jīng)結構和功能的交互作用存在性別差異(Chang et al.,2017; Pagliaccio et al.,2015; 王美萍等,2019)。FKBP5 是孕酮和雄激素受體復合物的伴侶蛋白之一(Zannas & Binder,2013),該基因的表達及其與環(huán)境的交互作用可能受性激素影響而存在性別差異。譬如,已有研究表明rs1360780 多態(tài)性與消極生活經(jīng)歷對抑郁的交互作用僅在男性中顯著(Lavebratt et al.,2010)。Comasco 等(2015)的研究亦顯示,與女青少年相比,FKBP5基因rs1360780和rs3800373 多態(tài)性與早期生活逆境對抑郁的交互作用在男青少年中更顯著。此外,先前研究表明,性別與個體經(jīng)歷的消極教養(yǎng)和同伴侵害水平存在緊密關聯(lián),與女生相比,男生可能面臨更多的消極教養(yǎng)(Keshavarz & Mounts,2017; Tenenbaum &Leaper,2003)和同伴侵害(Crick & Bigbee,1998),而且環(huán)境變量的變異程度影響基因與環(huán)境的交互作用(Belsky & Beaver,2011; 王美萍 等,2019)。綜上,有必要分性別考察FKBP5基因多位點累加得分×母親消極教養(yǎng)×同伴侵害的交互作用。鑒于目前為止,尚未有研究考察累積壓力假說與匹配-不匹配假說的性別模式,因此,我們在此不對這兩種模型的性別差異作出明確假設。

綜上,為探索青少年抑郁的發(fā)生機制,本研究擬考察母親消極教養(yǎng)、同伴侵害以及FKBP5基因多位點累加得分三者對青少年抑郁的交互作用模式(累積壓力假說 vs.匹配-不匹配假說)。這一研究將累積壓力假說與匹配-不匹配假說擴展到基因多位點遺傳研究領域并對性別差異進行探索,將有助于研究者進一步了解青少年抑郁的病理機制,進而為抑郁的干預實踐提供更為具體和針對性的建議。

2 研究方法

2.1 被試

本研究被試來自一項大型追蹤項目。本研究是利用該追蹤項目數(shù)據(jù)庫中的被試信息獨立開展的遺傳研究,旨在考察遠端和近端壓力對青少年期抑郁的影響,因此采用了間隔3 年的追蹤研究設計。T1 時間點(小學六年級)測評了母親消極教養(yǎng)和青少年的抑郁癥狀(N=2114,Mage=12.31±0.47 歲,51.7%男生)。T2 時間點(初中三年級)再次測評了青少年的抑郁水平并測量了同伴侵害數(shù)據(jù),兩次測評時間間隔3 年,被試流失291 人(13.8%)。T2 時間點上,流失被試與未流失被試在T1 年齡(t(2091)=0.04,p=0.97)和T1 家庭社會經(jīng)濟地位(SES)得分上(t(2112)=-0.69,p=0.49)均無顯著差異,但流失被試比未流失被試報告出更高的母親消極教養(yǎng)(t(2112)=2.23,p=0.03)和抑郁水平(t(2112)=3.75,p＜0.001),且流失被試更有可能是男孩(χ2=6.18,df=1,p=0.01)。T1、T2 時刻的人口學特征及統(tǒng)計結果見表1。T2 時間點,被試分布在14 所學校的39 個班級中。以往研究表明,基因與環(huán)境的交互作用達到顯著性水平(0.05)時效果量一般為0.01～0.02 (e.g.,Starr et al.,2014; 王美萍 等,2019),以此范圍的效果量為基礎,采用G*Power 3.1.9.2 軟件進行分析,結果顯示若要達到80%以上的統(tǒng)計檢驗力(α=0.05),約需要395～787 名被試。由于被試流失問題,本研究具有基因數(shù)據(jù)的樣本僅為970 人,其中男生473 人,當分性別進行考察時樣本量依然滿足上述樣本量的基本要求。T2 時刻,具有基因數(shù)據(jù)(N=970)與沒有基因數(shù)據(jù)的樣本(N=853)在性別上無顯著差異(χ2=2.73,df=1,p=0.09),且在年齡、T1 SES、T1母親消極教養(yǎng)、T2 同伴侵害和T2 抑郁得分上均不存在顯著的差異(|ts|＜|1.66|,ps＞0.05),但測評基因數(shù)據(jù)的被試在T1 抑郁得分上較低,t(1821)=2.23,p=0.03。本研究僅包含了上述參與基因分型的青少年(N=970,Mage=15.32±0.47 歲)。本研究經(jīng)過山東師范大學倫理委員會審核并獲得批準。

表1 樣本特征

2.2 研究工具

2.2.1 青少年抑郁

采用兒童抑郁量表(Children’s Depression Inventory,CDI) (Kovacs,1992)測評青少年的抑郁水平。該量表在抑郁的相關研究,尤其是非臨床樣本研究中得到了廣泛的應用并具有良好的信效度(Wu et al.,2012; Zhang et al.,2016)。CDI 量表共包含27 個項目,要求被試對近兩周內(nèi)的抑郁水平作出評價(如不高興、悲觀)。問卷采用3 點計分,從0到2 分別表示“偶爾”、“經(jīng)?！焙汀翱偸恰?得分越高,表示抑郁水平越高。本研究中T1、T2 時間點量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.87、0.89,均值分別為0.18 (SD=0.21)、0.27 (SD=0.25)。

2.2.2 母親消極教養(yǎng)

采用中文版本的兒童教養(yǎng)問卷(Child-Rearing Practices Report,CRPR) (Chen et al.,2010)測評母親的消極教養(yǎng),問卷由母親報告。該問卷在中國兒童青少年的相關研究中具有良好的測量學特性(Chen et al.,2002)。母親消極教養(yǎng)包括“拒絕” (含4個項目,如“我經(jīng)常忘記應該為孩子做的事情”)和“懲罰”(含7 個項目,如“我認為體罰是管教孩子的最好方式”)兩個維度。問卷采用5 點計分,得分0到4 代表從“完全不符合”到“完全符合”,得分越高表明母親消極教養(yǎng)水平越高。本研究中問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.65,均值為1.17 (SD=0.44)。

2.2.3 同伴侵害

采用中文修訂版的多維同伴侵害量表(Multidimensional Peer Victimization Scale,MPVS)(Mynard & Joseph,2000)對青少年的同伴侵害進行測量。該量表具有良好的信效度(紀林芹 等,2011),包含“身體侵害” (含3 個項目,如“在這一學期,別的同學威脅說要打我”)、“言語侵害” (含3 個項目,如“在這一學期,別的同學說過我笨”)和“關系侵害” (含8 個項目,如“在這一學期,別的同學挑撥別人不跟我說話”)三個維度。該問卷由青少年自我報告,采用4 點計分,從“未發(fā)生過”到“經(jīng)常發(fā)生”分別記0～3 分,得分越高表明青少年受到的侵害越多。本研究中,同伴侵害量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.92,均值為0.33 (SD=0.41)。

2.3 基因檢測

采用唾液樣本提取DNA。利用Sequenom (San Diego,CA,USA)芯片基質(zhì)輔助激光解吸/電離飛行時間(MALDI-TOF)質(zhì)譜平臺對 rs1360780、rs3800373 和rs9296158 多態(tài)性位點進行DNA 提取與基因分型。分型結果由MassARRAY RT 3.0.0.4軟件系統(tǒng)實時讀取,并由MassARRAY Typer 3.4 軟件系統(tǒng)完成分析。主要的質(zhì)控程序包括重復性檢查(5%)、陰性對照檢查和次要等位基因頻率檢查,基因分型有效率大于97%。

2.4 施測程序

在數(shù)據(jù)收集之前向青少年及其父母、學校發(fā)放參與本研究的知情同意書,在取得同意后進行了以下測評。首先,在學校配合下,以班級為單位收集青少年的抑郁以及同伴侵害數(shù)據(jù),以班級為單位組織青少年的母親到學校參與問卷調(diào)查獲得母親消極教養(yǎng)數(shù)據(jù)。其次,在班內(nèi)經(jīng)由嚴格培訓的研究生采集青少年的唾液樣本,提前請班主任通知每一位參與唾液樣本采集的被試在采集前 30 min 不要進食、吸煙、飲酒或嚼口香糖。主試與青少年的比例不小于1 :8,采集過程約30 min。采集完成后,交由某生物科技公司對 DNA 進行提取、純化和分型。

2.5 數(shù)據(jù)處理與分析

運用SPSS 22.0 進行數(shù)據(jù)處理與分析。采用皮爾遜積差相關考察研究變量間的相關。相關分析前,對FKBP5基因多態(tài)性進行編碼處理。鑒于FKBP5基因次要等位基因攜帶者蛋白表達水平較高(Calabrò et al.,2019; White et al.,2012),經(jīng)歷逆境后患抑郁的風險更高,主要等位基因攜帶者抑郁水平較低(Calabrò et al.,2019; Wang et al.,2018),我們推測主要等位基因為保護性的,攜帶數(shù)量越多在經(jīng)歷遠端逆境后更可能發(fā)展出較多的適應性應激應對策略,與Nederhof 和Schmidt (2012)在其整合模型中所指出的敏感個體的特點一致?；谏鲜龇治?并參照已有研究(Kang et al.,2012),我們根據(jù)FKBP5基因三個位點次要等位基因的數(shù)量進行編碼,rs1360780：TT=0,CT=1,CC=2; rs3800373：CC=0,CA=1,AA=2; rs9296158：AA=0,AG=1,GG=2。通過計算求和獲得基因多位點累加得分(男生:N0=30,N1=1,N2=11,N3=171,N4=11,N5=42,N6=207; 女生:N0=20,N1=4,N2=9,N3=170,N4=9,N5=38,N6=247)。由于得分為1、2 和4 的被試較少,參照已有研究(Beaver & Belsky,2012;Cicchetti & Rogosch,2012; Wade et al.,2015)將得分為0、1 和2 的個體合并為一組記為1,得分為3的記為2,得分為4 和5 的合并為一組記為3,得分為6 的記為4。最終獲得CGS 為1、2、3 和4 的男、女被試分別為42/33、171/170、53/47、207/247 人,得分越高,表示個體攜帶基因型的敏感性越高。為檢驗累積壓力假說與匹配-不匹配假說,以性別為分組變量,T2 抑郁為因變量進行分層回歸分析,預測變量的具體建模方式如下：(1) T1 抑郁作為控制變量進入模型第一層; (2) CGS (G)、T1 母親消極教養(yǎng)(E1)、T2同伴侵害(E2)進入模型第二層; (3) G×E1、G×E2 和E1×E2 進入模型第三層; (4) E1×E2×G進入模型第四層?；貧w分析前,對母親消極教養(yǎng)和同伴侵害進行了標準化處理,在進行回歸分析時采用Bootstrap 法進行10000 次隨機抽樣。為了控制一類錯誤率,采用Benjamini 和Hochberg 程序(1995)對回歸分析結果進行多重校正。鑒于被試流失以及分性別統(tǒng)計分析,導致樣本量減少,可能降低研究的統(tǒng)計檢驗力,為檢驗結果的可靠性,使用內(nèi)部一致性分析(參見Wang et al.,2020)進一步檢驗研究結果。此外,以FKBP5基因單位點、FKBP5基因任意兩個位點的累加得分為遺傳指標考察E1×E2×G 效應,并進行線性基因效應檢驗,以保證基因多位點累加得分的可靠性(參見曹衍淼,張文新,2019; Stocker et al.,2017)。

3 研究結果

3.1 描述性分析

FKBP5基因三個位點基因型分布如下：rs1360780：CC=55.9% (542 人),CT=38.5% (374人),TT=5.6% (54 人); rs3800373：AA=56.4% (547人),CA=38.1% (370 人),CC=5.5% (53 人);rs9296158：GG=47.3% (459 人),AG=44.5% (432人),AA=8.2% (79 人)。三個位點的觀察值與期望值吻合良好(rs1360780:χ2=1.02,df=2,p=0.31;rs3800373:χ2=0.88,df=2,p=0.35; rs9296158:χ2=2.64,df=2,p=0.10),均符合Hardy-Weinberg 平衡定律。

主要研究變量的平均值、標準差及相關分析結果見表2。獨立樣本t檢驗顯示,男青少年的母親消極教養(yǎng)(t(968)=3.17,p=0.002)和同伴侵害得分(t(968)=6.63,p＜0.001)均顯著高于女青少年,在后續(xù)分析中依據(jù)性別進行分組分析。FKBP5基因多位點累加得分與母親消極教養(yǎng)、同伴侵害相關均不顯著,排除了基因-環(huán)境相關的可能性。母親消極教養(yǎng)、同伴侵害與T1 和T2 抑郁均呈顯著正相關,在后續(xù)分析中將T1 抑郁作為協(xié)變量進行控制。兩次測量的抑郁呈顯著正相關,配對樣本t檢驗顯示,T2 抑郁顯著高于T1 抑郁,t(969)=-11.49,p＜0.001。

表2 各變量間的相關

3.2 FKBP5 基因多位點累加得分、母親消極教養(yǎng)與同伴侵害對青少年抑郁的影響

如表3 和表4 所示,在控制T1 抑郁后,FKBP5基因多位點累加得分和母親消極教養(yǎng)的主效應均不顯著,同伴侵害顯著正向預測男女個體的T2 抑郁。此外,僅在男青少年中,母親消極教養(yǎng)×同伴侵害×CGS 效應顯著,具體表現(xiàn)為：在CGS 等于4 的個體中(高分組),母親消極教養(yǎng)與同伴侵害的交互作用顯著(β=-0.15,t=-2.50,p=0.01),母親消極教養(yǎng)顯著負向預測高同伴侵害條件下個體的抑郁(β=-0.13,t=-2.36,p=0.02),對低同伴侵害條件下個體的抑郁具有邊緣顯著的正向預測作用(β=0.04,t=1.85,p=0.07) (交互作用模式詳見圖1a); 符合匹配-不匹配假說。在CGS 為1 (β=0.14,t=1.14,p=0.26)、2 (β=0.08,t=1.26,p=0.21)和3 (β=-0.16,t=-1.10,p=0.28)的個體中,母親消極教養(yǎng)×同伴侵害均不顯著,為使模型更加簡潔,將上述個體合并為CGS 低分組進行了分析(β=0.01,t=0.24,p=0.81),交互作用的模式見圖1b; 母親消極教養(yǎng)和同伴侵害傾向于以累積壓力假說的方式發(fā)揮作用。

3.3 內(nèi)部一致性分析

為了檢驗E1×E2×G 結果的穩(wěn)定性和可靠性,我們采用內(nèi)部一致性分析方法,把總樣本隨機分為兩個子樣本。結果發(fā)現(xiàn),三者交互作用在子樣本1(β=-0.44,t=-1.99,p=0.048)和子樣本2 (β=-0.48,t=-2.76,p=0.006)的男青少年中均顯著。進一步的分析顯示,當CGS 為4 時,母親消極教養(yǎng)和同伴侵害存在顯著的交互作用(子樣本1:β=-0.20,t=-2.25,p=0.03; 子樣本2:β=-0.17,t=-2.00,p=0.048),當同伴侵害水平較高時,母親消極教養(yǎng)邊緣或顯著負向預測抑郁(子樣本1:β=-0.13,t=-1.89,p=0.06;子樣本2:β=-0.19,t=-2.03,p=0.045); 母親消極教養(yǎng)和同伴侵害以匹配-不匹配假說的方式影響個體的抑郁。但當同伴侵害水平較低時,母親消極教養(yǎng)的預測作用不顯著(子樣本1:β=0.06,t=1.98,p=0.051; 子樣本2:β=0.04,t=1.29,p=0.20)。而當CGS 小于4 時交互作用不顯著(子樣本1:β=-0.03,t=-0.34,p=0.74; 子樣本2:β=0.01,t=0.14,p=0.89); 交互作用模式傾向于以累積壓力假說的方式發(fā)揮作用。

3.4 補充分析

為了檢驗基因多位點研究的有效性,本研究進行了補充分析。首先,在控制T1 抑郁后,分別對FKBP5基因三個位點的單一效應進行考察,結果發(fā)現(xiàn)在男生中E×E×G 效應均顯著(rs1360780:ΔR2=0.012,β=-0.39,t=-3.01,p=0.02;rs3800373:ΔR2=0.008,β=-0.30,t=-2.41,p=0.02; rs9296158:ΔR2=0.006,β=-0.24,t=-2.15,p=0.03)。然后,排除任意一個位點后進行兩個位點的累加效應分析,結果顯示在男生中E×E×G 效應均顯著(rs1360780 和rs3800373:ΔR2=0.007,β=-0.45,t=-2.31,p=0.03; rs1360780 和rs9296158:ΔR2=0.011,β=-0.39,t=-2.80,p=0.02;rs3800373 和rs9296158:ΔR2=0.008,β=-0.33,t=-2.47,p=0.02)。上述分析表明,雖然FKBP5基因單個位點的效應顯著,但是并不存在單位點的主導效應,可以進行多位點累加得分分析(Huang &Starr,2019; Pearson-Fuhrhop et al.,2014;Vrshek-Schallhorn et al.,2015)。最后,我們進行線性基因模型檢驗發(fā)現(xiàn),分解模型比線性基因效應模型的解釋率更高,但兩個模型間R2改變量并不顯著(ΔR2=0.014,F(12,444)=2.81,p＞0.05),表明本研究中FKBP5基因三個位點沒有顯著偏離線性基因位點效應假設。因此,按照個體攜帶的FKBP5基因次要等位基因數(shù)量進行線性(0、1、2)編碼,并進行單基因多位點累加得分計算是合理的。

4 討論

本研究采用縱向研究設計,考察了青少年遠端和近端的壓力性環(huán)境(母親消極教養(yǎng)和同伴侵害)與FKBP5基因三個位點(rs1360780、rs3800373 和rs9296158)的累加得分對青少年抑郁的交互作用,并檢驗其作用模式符合何種理論模型(累積壓力vs.匹配-不匹配)。結果顯示,在男生中三者交互作用顯著,女生中不顯著。在男性青少年群體中,當個體攜帶較多敏感基因型(CGS=4)時,母親消極教養(yǎng)和同伴侵害以匹配-不匹配的方式影響個體抑郁的程度。個體分別經(jīng)歷高水平同伴侵害、低水平母親消極教養(yǎng)時,抑郁程度較高; 而當經(jīng)歷高水平同伴侵害、高水平母親消極教養(yǎng)時,抑郁水平較低。對攜帶較少敏感基因型(CGS=1、2 和3)的個體而言,母親消極教養(yǎng)與同伴侵害的交互作用并不顯著,但兩因素傾向于以累積壓力假說的方式影響個體的抑郁,亦即經(jīng)歷的母親消極教養(yǎng)和同伴侵害水平均較低時個體表現(xiàn)出較低的抑郁水平,均較高時抑郁水平較高。由此,累積壓力假說與匹配-不匹配假說均可解釋青少年抑郁的發(fā)生機制,分別適用于攜帶較低和較高FKBP5基因多位點累加得分的個體,但上述結果僅限于男性群體。

匹配-不匹配假說與累積壓力假說的相同點是,兩者均關注個體對環(huán)境的反應,不同點在于前者認為個體具有較高的可塑性,經(jīng)歷遠端逆境后發(fā)展出適應性的應激應對策略或行為,而后者指出個體的發(fā)展可塑性程度較低,當面對遠端逆境時表現(xiàn)出較少的甚至無適應性反應。值得指出的是,累積壓力假說與匹配-不匹配假說并非是兩個相互對立的理論模型,其成立條件取決于個體攜帶的遺傳基因。即個體的遺傳素質(zhì)在一定程度上決定了遠端壓力與近端壓力對個體的作用模式(Nederhof & Schmidt,2012),本研究結果為此提供了支持。關于遺傳基因?qū)€體發(fā)展的影響,Belsky 及其同事(Belsky et al.,2009; Belsky & Pluess,2013)指出,遺傳基因影響個體對環(huán)境的敏感性,攜帶特定遺傳基因型的個體更容易受積極和/或消極環(huán)境的影響,從而表現(xiàn)出較高的可塑性。Nederhof 和Schmidt (2012)亦強調(diào),攜帶某些遺傳基因型(敏感基因型)的個體可能更傾向于對遠端環(huán)境作出反應,具體而言,遠端環(huán)境更可能對這些個體進行適應性表型編程(adaptive phenotypic programming),進而引導這些個體朝著適應可預期的(相似的)后續(xù)環(huán)境的方向發(fā)展,而當面對不匹配的近端環(huán)境時則表現(xiàn)為適應不良。另一些不攜帶或攜帶較少敏感基因型的個體則更可能遵循累積壓力假說的發(fā)展模式,他們沒有或較少受遠端環(huán)境的適應性編程影響,由此在發(fā)展過程中,遠端逆境和近端逆境的不利影響不斷累積,繼而致使非穩(wěn)態(tài)負荷的增加,最終導致個體表現(xiàn)出較高的抑郁水平。本研究結果顯示,在男青少年中,當FKBP5基因多位點累加得分較高(敏感性較高)時,母親消極教養(yǎng)與同伴侵害以匹配-不匹配的方式發(fā)揮作用,而當?shù)梅州^低(敏感性較低)時,兩者以累積壓力假說的方式發(fā)揮作用。本研究結果與Nederhof 和Schmidt 提出的基因、遠端環(huán)境、近端環(huán)境以整合模型的方式作用于個體發(fā)展的理論觀點相一致。

盡管目前極少有研究考察遺傳基因在累積壓力假說與匹配-不匹配假說中的調(diào)節(jié)作用,但來自神經(jīng)生化過程的證據(jù)為本研究結果提供了支持。個體的FKBP5基因多位點累加得分越低,FKBP5 分泌越多,GR 與過多的FKBP5 結合降低了其與皮質(zhì)醇的結合能力,導致GCs 濃度升高。伴隨著經(jīng)歷高水平消極教養(yǎng)后應激反應中的GCs 釋放增加,使得個體GCs 濃度過高,導致HPA 軸系統(tǒng)持續(xù)亢進、負反饋機制受損(Matosin et al.,2018; Tyrka et al.,2015),海馬錐體神經(jīng)元的樹突狀形態(tài)發(fā)生改變(Woolley et al.,1990)。這些生化過程變化都可能導致個體適應性的壓力應對策略減少(Criado-Marrero et al.,2018; Matosin et al.,2018),譬如認知重評、接納和問題解決等(Aldao & Nolen-Hoeksema,2012;Moritz et al.,2016)。隨著時間的推移,當青少年在發(fā)展后期再次面對高水平同伴侵害時,由于神經(jīng)系統(tǒng)功能受損繼續(xù)加重,個體無法采用適應性的應對策略,導致抑郁水平較高。反之,個體經(jīng)歷的總體逆境水平較低時(低消極教養(yǎng)和低同伴侵害),應激系統(tǒng)受損較小,抑郁水平較低。以上可能是當FKBP5基因多位點累加得分較低時,母親消極教養(yǎng)和同伴侵害以累積壓力假說的方式對青少年抑郁發(fā)揮作用的神經(jīng)生物基礎。

在FKBP5基因多位點累加得分較高的青少年中,FKBP5 表達水平相對較低,GCs 與GR 充分結合,負反饋機制能夠有效抑制皮質(zhì)醇的釋放,從而保障了HPA 軸應激系統(tǒng)正常運行、海馬結構和功能正常發(fā)展。在這一正常發(fā)展條件下,青少年經(jīng)歷母親消極教養(yǎng)時,更可能發(fā)展出適應性的應激應對策略(Kuhn et al.,2015),從而提高個體面對隨后不良環(huán)境的韌性或抵抗力(Daskalakis et al.,2013; Romeo,2015)。在之后的發(fā)展過程中,如果個體經(jīng)歷與母親消極教養(yǎng)水平相匹配的同伴侵害,個體可以充分利用機體已建立的應對機制作出適應性反應。例如,有研究表明,遠端逆境會以適應性的方式塑造個體的認知方式,當再次面對近端壓力時,其轉(zhuǎn)換功能表現(xiàn)更好,可以靈活、快速、高效地應對再次出現(xiàn)的不利環(huán)境,從而促進個體的積極發(fā)展(Mittal et al.,2015)。反之,在不匹配的情況下——譬如本研究中青少年經(jīng)歷低水平母親消極教養(yǎng)和高水平同伴侵害——個體可能無法從遠端逆境中已建立的應對策略獲益,甚至有可能因機體反應不當而危害個體發(fā)展(Herbison et al.,2017)。換言之,經(jīng)歷低水平母親消極教養(yǎng)的青少年,可能沒有準備好對高水平的同伴侵害作出適宜的反應,最終導致抑郁水平較高。近期一項MRI 研究顯示,與遠端和近端壓力水平匹配的個體相比,環(huán)境不匹配者海馬體積較小(Paquola et al.,2017),這一海馬形態(tài)的變化是青少年抑郁的重要預測指標(Rao et al.,2010)。此外,我們的研究發(fā)現(xiàn)與同時經(jīng)歷低水平消極教養(yǎng)和低水平同伴侵害的青少年相比,經(jīng)歷高水平母親消極教養(yǎng)和低水平同伴侵害者抑郁水平較高,但結果呈邊緣顯著(β=0.04,t=1.85,p=0.07),這在某種程度上也驗證了匹配-不匹配假說。Nederhof 等(2014)的研究亦發(fā)現(xiàn),經(jīng)歷低水平早期逆境、高水平近期壓力的個體比同時經(jīng)歷低水平早期和近期壓力者抑郁風險顯著更高,而經(jīng)歷高水平早期生活壓力者,在經(jīng)歷不同水平近期壓力時患抑郁的風險相同。我們推測導致上述研究結果的原因有兩個方面：第一,相比極端的壓力,個體更容易對輕度或中度的壓力(亦即本研究中的低水平而非高水平母親消極教養(yǎng))作出適應性反應(Santarelli et al.,2014)。第二,與匹配的情況相比,經(jīng)歷遠端高水平逆境、近端低水平壓力的個體可能比經(jīng)歷低水平遠端逆境、高水平近端壓力者健康程度下降得更小,即表現(xiàn)出相對較好的發(fā)展功能(Frankenhuis & del Giudice,2012)。

值得指出的是,本研究發(fā)現(xiàn)在女青少年中,母親消極教養(yǎng)、同伴侵害與CGS 三者交互效應不顯著。我們推測研究結果可能與以下幾個方面的因素有關。首先,激素可能通過調(diào)控FKBP5基因的表達進而導致交互效應的性別差異(Hubler & Scammell,2004)。例如Magee (2005)的研究表明雄性激素可以直接調(diào)控FKBP5,這一過程是通過位于FKBP5基因第五個內(nèi)含子轉(zhuǎn)錄起始位點下游65 kb 的雌激素受體和遠端增強子之間的交互作用實現(xiàn)的。由此,激素可能會通過調(diào)節(jié)FKBP5基因的表達,進而引發(fā)E×E×G 效應的性別差異。其次,個體對HPA軸的敏感性存在性別差異(Hollanders et al.,2017)。例如,有研究表明,在男性中,HPA 軸反應在抗抑郁治療前后存在顯著差異(治療后HPA 軸亢進緩解),可以作為抗抑郁治療效果的預測指標,而在女性中差異不顯著(Binder et al.,2009)。而本研究選取的FKBP5基因的三個位點均對HPA 軸功能有重要的調(diào)節(jié)作用,可能由此導致交互作用結果存在性別特異性。再次,環(huán)境變量的變異范圍可能影響交互作用的檢測結果(王美萍 等,2019)。本研究中女青少年樣本的母親消極教養(yǎng)和同伴侵害水平均較低,其變異范圍可能不足以識別出顯著的E×E×G 效應。此外,本研究結果可能還提示影響男性和女性對環(huán)境因素反應模式的遺傳素質(zhì)存在差異,FKBP5基因可能與男性對環(huán)境的敏感性關聯(lián)更密切,因而無法揭示兩種理論模型在女性抑郁發(fā)生中的適用性。事實上,已有研究顯示,影響男性和女性環(huán)境敏感性的遺傳基因存在差異,譬如,Lavebratt 等(2010)的研究發(fā)現(xiàn),FKBP5基因rs1360780 能夠調(diào)節(jié)男性對消極環(huán)境的敏感性,但與女性的環(huán)境敏感性無關。綜上,本研究結果并不意味著累積壓力假說和匹配-不匹配假說在女青少年中不適用,未來研究需探究與女性環(huán)境敏感性相關的獨特基因及其與取值范圍較廣的遠端逆境和近端逆境的交互作用,深入揭示累積壓力假說和匹配-不匹配假說是否受這些基因的調(diào)節(jié),進一步豐富抑郁發(fā)生機制的研究資料,從而為深受抑郁困擾的男女青少年提供全面、及時有效的幫助。

本研究考察了母親消極教養(yǎng)、同伴侵害與FKBP5基因多位點累加得分對青少年抑郁的交互作用,并對性別差異進行了探討,是對累積壓力假說與匹配-不匹配假說的檢驗,也是對抑郁發(fā)生機制的深入探究。研究表明青少年抑郁的發(fā)生機制存在性別差異,且對不同遺傳背景的個體而言,遠端與近端壓力的相互作用模式不同。此外,研究結果強調(diào)應重視適應性可塑性表型在抑郁發(fā)生機制研究中的重要作用,這在一定程度上為抑郁的病因機制研究開辟了一條新途徑。正如Homberg (2012)所言,“抑郁癥可能遠比研究者預想的更加復雜,固守特定基因位點與壓力因素相結合必然導致抑郁這一主流觀點,而忽視遠端壓力對個體發(fā)展的適應性,可能是抑郁癥病因?qū)W研究進展緩慢的重要原因”。此外,本研究對于青少年抑郁的干預實踐具有重要的指導意義,提示在抑郁治療過程中應重視男女個體的遺傳背景,并應給予遠端和近端逆境同等關注。研究采用單基因多位點的研究視角,進一步為基因與環(huán)境交互作用于青少年抑郁提供了可靠的佐證。

需要指出的是本研究仍存在一些局限。首先,以往研究顯示FKBP5基因rs1360780、rs3800373以及 rs9296158 之間存在連鎖不平衡(e.g.,Piechaczek et al.,2019),可以進行單倍型分析。盡管如此,本研究未對單倍型進行考察。如前所述,依據(jù)Nederhof 和Schmidt (2012)的整合模型,較高的遺傳敏感性是區(qū)分累積壓力假說與匹配-不匹配假說的重要因素,Power 等(2013)的研究亦為此提供了實證支持。值得注意的是,單基因多位點累加效應正是基于復雜心理病理問題的遺傳累加性(additive)假設,關注兩條染色體上個體攜帶的敏感等位基因數(shù)量,即個體的遺傳敏感性高低與心理病理問題的關聯(lián); 不同的是,單倍型主要關注同一條染色體上相鄰位點間的連鎖模式與心理病理問題的關聯(lián)。鑒于本研究的目的,我們未對單倍型進行考察。第二,基于HPA 軸系統(tǒng)在個體應激反應和抑郁的發(fā)生過程中具有重要調(diào)節(jié)作用,本研究考察了與HPA 軸系統(tǒng)存在密切關聯(lián)的FKBP5基因三個位點的累加效應,結果發(fā)現(xiàn)主效應不顯著且三者交互作用解釋力較低,表現(xiàn)出“遺失的遺傳率(missing heritability)”,即分子遺傳學解釋的遺傳力低于定量遺傳學估計的遺傳力(Maher,2008)。值得注意的是,這一現(xiàn)象在抑郁等其他心理行為的分子遺傳學研究中普遍存在(Dahl et al.,2019; Genin,2020;Lopizzo et al.,2015),出現(xiàn)這一問題的原因包括抑郁遺傳機制的復雜性、現(xiàn)有研究范式的局限性、DNA 甲基化的作用、多個基因或位點相互之間及其與環(huán)境之間存在交互作用等(Lopizzo et al.,2015)。盡管基因-環(huán)境交互作用僅解釋了1%的變異,但對于發(fā)展行為遺傳學研究的意義仍不可小覷(Evans,1985; Hasan & Afzal,2019)。未來研究可通過設計高質(zhì)量的研究范式,并結合候選基因和全基因組關聯(lián)研究的方法(Nelemans et al.,2019),在堅實的理論指導下進一步深入探索多基因/位點與多環(huán)境對抑郁的交互作用。第三,本研究發(fā)現(xiàn)在男生中E×E×G 的效果量僅為1.2%,統(tǒng)計檢驗力水平較低,盡管對結果進行了多重校正,且內(nèi)部一致性驗證分析顯示結果較為穩(wěn)定,但未來研究仍需在其他樣本,尤其是更大樣本中進行外部驗證。