乳腺癌患者情绪调节与生存质量

原创于 2025-10-12 06:48:54 发布 · 431 阅读

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#乳腺癌 #情绪调节 #生活质量 #负面情绪 #复发

医疗保健

综述乳腺癌生存期的情绪与情绪调节

引言

癌症幸存者的人数持续增长。据估计，2012年（可获得信息的最新年份），全球共出现1410万例新发癌症病例和820万例癌症死亡[1]。同年，估计有3260万人为五年癌症幸存者[2,3]。到2030年，由于人口增长和老龄化，全球癌症负担预计将呈指数级增加[4]。目前，全球每年约有167.7万例侵袭性乳腺癌被诊断[1]。乳腺癌总体上是第二常见的癌症（占所有新发癌症诊断的11.9%），但作为死因排名第5（占所有癌症死亡的6.4%），导致全球乳腺癌幸存者人数不断上升[1]。随着患者经历诊断和治疗、治疗恢复以及之后的岁月，其情感需求不断变化[5–7]，因此了解患者在不同时间阶段的情绪反应至关重要。

情绪困扰在癌症治疗中被称为“第六生命体征”[8]。癌症患者的情绪困扰是一个重要的临床结局，严重时与治疗依从性降低[9,10]以及疾病进展和死亡风险升高相关[11,12]。为此，一些学者呼吁增加对支持性资源的获取，多个组织（如美国临床肿瘤学会（ASCO）、国家综合癌症网络（NCCN）和医学研究所（IOM）等）也建议对情绪困扰，特别是焦虑和抑郁进行筛查[13]。然而，情绪体验并不仅仅始于和止于情绪产生，因为在我们的情感体验中还伴随着相应的情绪调节（ER）[14,15]。

情绪产生和情绪调节过程共同构成了个体主观癌症体验的重要组成部分。

本综述有三个目标。首先，我们讨论当前对癌症病程中情绪和情绪调节的理解，包括情绪调节的原则及其评估方法。其次，我们提出一个用于检验情绪调节对心理社会结果中介效应的模型。第三，我们以复发性乳腺癌中情绪调节作用的新数据为例，进一步完善讨论。总体而言，这些目标阐明了情感调节过程对癌症患者长期结果的影响。

2. 对癌症的情绪反应：我们目前所了解的

情绪体验是一种复杂且普遍的人类体验。尽管“快乐”和“悲伤”等情感体验看似简单，但已有大量心理学文献致力于情绪的理解。情绪体验可分为两个阶段。当我们经历某个事件（无论是积极还是消极）时，情绪会迅速且自动地被引发。在那一刻，情绪刺激会触发行为、生理和主观（例如，想法）反应[16]。

2.1. 癌症患者会经历哪些类型的情绪？

癌症的适应是一个过程，包括管理情绪困扰[17]，而成功适应的患者是那些能够调节自身情绪困扰的人。患者可能会体验到积极情绪，如希望和感恩[18,19]。然而，许多患者在应对负面情绪方面可能面临更多困难，这些负面情绪包括焦虑、悲伤、愤怒、内疚和恐惧[20]。尽管所有这些情绪都是对诊断的常见反应，但负面情绪的程度可能从不适到致残不等。极端的负面情绪可能表现为心理障碍，如重度抑郁以及情境性或广泛性焦虑。

癌症患者的情绪困扰多种多样。一项2013年的研究指出，幸存者最常见的担忧包括重新定义正常生活、管理压力、对复发的恐惧以及在不确定性中生活[21]。超过50%的受访者报告在上述四个或更多领域存在担忧。尽管这项研究是横断面的，但在生存轨迹不同阶段的患者中，这些担忧仍然持续存在。

2.2. 癌症患者中负面情绪的普遍程度如何？

很少有研究直接考察患者对负面情绪的体验，但大量研究致力于精神障碍的评估。这些统计数据可作为癌症患者负面情绪研究的替代指标。癌症患者中临床显著的心理症状发生率通常高于普通人群，尽管患病率的估计值可能差异较大。一些近期研究已开始缩小这些患病率统计的范围。Boyes 等人 [22]考察了一个异质样本的患者，发现诊断后六个月时焦虑的时点患病率为22%，抑郁的时点患病率为13%。另有9%的患者表现出共病性焦虑和抑郁。这些患病率与Linden 及同事所报告的结果一致，他们在一个大规模（超过10,000人）的异质样本 [23]中考察了焦虑和抑郁的发生率。在各类癌症中，19.0%的患者报告了临床焦虑水平，12.9%的患者报告了临床水平的抑郁症状。另有22.6%和16.5%的患者分别存在亚临床的焦虑和抑郁症状。值得注意的是，乳腺癌患者的焦虑和抑郁症状显著高于其他患者，尽管作者指出这一发现可能是由于性别差异所致（例如，在普通人群中，女性的临床抑郁发生率高于男性）。另有9%的患者表现出共病性焦虑和抑郁。

2.3. 治疗结束后，患者的情绪体验是否会改善？

很少有针对癌症患者的行为研究会延伸到诊断后两年以上。有相当多的证据表明，平均而言，情感症状在第一年内会下降[5]，但此后的发展轨迹在很大程度上尚不明确。

据我们所知，已有四项研究对患者焦虑情况进行了长达24个月的评估。尽管这些研究均未专门针对乳腺癌患者中的焦虑情况进行考察，但其统计结果可能为探讨该人群的情绪轨迹提供一个起点。特鲁德尔‐菲茨杰拉德、加瓦尔德和艾弗斯[24]采用医院焦虑抑郁量表（HADS，[25]）对一组混合癌症患者样本（N = 828）在术后至18个月期间进行了六次评估。结果显示，随着时间推移，焦虑水平显著下降，其中从诊断到两个月期间变化最为明显。尼尔森、波拉德、布恩齐耶尔、科里、卡斯尔、史密斯、特劳尔和库珀[26]开展的一项类似研究评估了头颈部癌症患者（N= 101），同样使用HADS量表，发现从放疗前到放疗后焦虑显著降低，但在18个月时出现回升。另外两项研究均以妇科癌症患者为样本，得出了相似的结果。曼特尼亚等人[27]对宫颈癌患者（N = 227）进行研究，其同事费兰迪纳等人[28]则对子宫内膜癌患者（N = 132）进行研究，两者均在诊断时及之后四个时间点持续追踪至24个月。对于这两组患者，HADS显示的焦虑症状均从诊断到三个月期间显著下降，此后评分趋于稳定。

另外两项研究提供了关于焦虑反应的长期数据，尽管并非专门针对乳腺癌患者。普南、考万、 Dunn、舒曼、卡罗尔和库珀伯格 [29]对接受根治性前列腺切除术或未接受手术（主动监测）的前列腺癌男性（N= 679）进行了调查。使用广泛性焦虑障碍量表7（GAD‐7,[30]），在术前/基线、一年后以及1–3年后收集了数据。根据GAD‐7可能具有临床显著焦虑的临界值，各时间点之间或组间均无差异，仅有不到5%的男性表现出中度至重度焦虑水平。轻度焦虑水平的比例从15%（基线/第一年）下降到8%（第1–3年）。施勒弗斯、兰乔尔和桑德曼 [31]研究了一个混合的癌症患者样本（N = 206），在3个月和15个月时以及8年后进行评估。使用状态‐特质焦虑量表（STAI，[32]），施勒弗斯发现焦虑评分随时间推移无显著变化，并且与年龄匹配的健康个体样本的评分相比也无差异。总之，数据显示治疗后一年内（12–24个月）焦虑症状呈下降趋势，在治疗中期或刚结束时（3–6个月）变化最大。24个月后的趋势尚不明确，但数据表明可能存在稳定状态或进一步下降。

据我们所知，已有五项研究提供了关于抑郁症状随时间变化的数据。与焦虑的研究不同，其中有三项研究专门关注乳腺癌患者的症状。艾维斯、莱文、诺顿、凯斯、纳夫塔利斯和范齐[33]报告称，在诊断后2–3年，乳腺癌患者（N = 653）中中重度抑郁症状的发生率较低（<4%）。伯吉斯、科尼利厄斯、洛夫、格雷厄姆、理查兹和拉米雷斯[34]进行了一项极为严谨的研究，对患有乳腺癌的女性（N = 170）在五年内每年至少评估一次。作者发现，在诊断后第一年，抑郁、焦虑或两种疾病共存的患病率是普通人群的两倍。然而，除经历癌症复发的女性外，此后该比率与普通人群相当。像伯吉斯等人的研究中包含的频繁的重复测量可能是识别实际适应轨迹所必需的，因为患者经常在临床和非临床组之间转换[35]。对诊断情绪反应的初步评估可能无法可靠地预测长期适应情况。最后，安德森、戈亚尔、威斯特布鲁克、毕晓普和卡森[36]最近的一项研究对连续随访五年的乳腺癌患者进行了抑郁症状评估。作者采用多阶段线性模型来检验五年症状轨迹中变化的各个阶段及具体的时间变化点。结果表明，抑郁症状在七个月时急剧下降，此后保持稳定且处于低水平。总之，数据显示，抑郁症状的大部分减轻发生在诊断后的早期，即最初的7–12个月内；此后的发展轨迹尚不明确，但可能会进一步减轻。

因此，关于生物行为轨迹的现有文献在数量和范围上均有限。尽管有三项研究探讨了乳腺癌患者的抑郁症状轨迹，但尚无针对焦虑症状的相应研究。此外，仅有三项心理结果研究[31,34,36]在24个月后提供了额外的数据点。虽然大多数癌症患者在诊断后能够良好适应，并在24个月内恢复到正常水平，但仍有相当一部分患者报告存在持续的负面情绪[37–40]。许多学者试图识别具有独特适应轨迹的不同患者群体。其中三项出色的研究分别由亨泽尔曼斯及其同事[5]、赫尔格森及其同事[41]以及安德森及其同事[37]开展。首先，亨泽尔曼斯等人[5]在诊断后第一年内对乳腺癌幸存者进行了评估。大多数幸存者没有出现心理困扰（36%）或在积极治疗结束后恢复至基线水平（33%），但较小比例的幸存者在积极治疗结束后出现困扰（15%）或经历持续困扰（15%）。其次，赫尔格森等人[41]也对患有乳腺癌的女性进行了观察，以识别其功能变化轨迹，此次随访长达诊断后55个月。该样本中43%的个体表现出长期较高且稳定的心理健康水平，18%起始略低并略有改善，26%在诊断后不久表现出较低的心理功能但迅速改善，12%则在早期出现显著的心理功能下降且几乎没有改善。第三，安德森等人[37]对乳腺癌患者进行了为期五年的连续随访，评估其抑郁症状。结果显示，治疗后七个月起，抑郁症状总体保持稳定且处于低水平，但他们也发现个体在治疗后七个月至五年间的抑郁症状轨迹存在显著差异。具体而言，部分个体在此期间抑郁症状增加，而另一些个体则表现出抑郁症状的下降。简言之，癌症患者群体的情绪适应轨迹具有异质性。

3. 情绪调节：来自情感科学的基本原理

3.1. 什么是情绪调节？

情绪调节是指为了维持理想的情绪状态而改变自身情绪的过程[42]。尽管文献中对于情绪与情绪调节是否能够真正区分开来一直存在较大争议[43–45]，但我们认为，从理论和操作层面来看，情绪调节过程与情绪产生过程可以被视为不同的过程[14,46]。从这一角度来看，情绪调节可被视为简单的情绪体验与有意识的情绪表达之间的桥梁。通过这种方式，情绪调节有助于实现情绪稳态。正如身体能够在外部温度变化的情况下仍维持98.6度的体温一样，情绪调节过程使个体在受到诱发情绪的刺激后，仍能维持其偏好或期望的（内部）情绪状态。

个体使用一系列情绪调节策略来改变其情绪体验的效价（积极与消极）或强度[47]。表1描述了常用的情绪调节策略。这些策略可分为“参与”策略和“回避”策略[48–50]。例如，通过认知重评和问题解决的参与策略旨在情绪刺激发生后改变个体的情绪或想法。而回避策略则试图通过回避或逃避来减轻诱发情绪事件的影响，包括压抑、认知或行为回避以及物质使用等技术。

3.2. 情绪调节的测量指标有哪些？

已开发出许多方法来评估情绪调节，但目前尚未达成共识。布里奇斯、德纳姆和加尼班[51]提出了关于测量的三个基础性问题。首先，建议评估应针对特定的情绪调节策略或作为一般构念的情绪调节。对“一般构念”的评估通常是通过整合评估多种情绪调节策略使用情况的条目来实现的。例如，一个广泛的情绪调节测量指标可能结合涉及认知重评、问题解决、回避和压抑等不同构念的条目。然而，将各种策略合并为广泛的情绪调节综合指标，隐含地假设了使用“更多”情绪调节优于较少（或完全没有）调节。如果是这样，可以假设无论使用何种情绪调节策略，更多的调节都与较低水平的负面情绪相关。然而，在不同情境或不同个体中，更多的情绪调节可能意味着非常不同的含义[16]。例如，一个人可能因为使用了无效或低效的情绪调节策略而进行了更多的情绪调节。另一方面，进行更多情绪调节的人可能处于过度调节和抑制状态；或者正如一些学者所提出的，更多的情绪调节可能确实意味着个体正在恰当地面对引发情绪的情境。简而言之，更多的情绪调节并不总是更好。布里奇斯等人[51]建议，研究人员不应依赖调节的一般指标（例如使用的策略数量），而应识别在概念上不同的行为类别，这些类别被认为具有相似的情绪调节功能（例如适应性与非适应性、趋近与回避、投入与脱离等）。

其次，评估必须区分情绪体验与其调节。如果研究目的是考察情绪体验与情绪调节之间的关系，则情绪调节测量指标必须避免这两个构念之间的重叠。例如，研究人员可能关注情绪调节与焦虑之间的关系，他或她可能会从情绪调节测量指标中删除“回避”项目，因为回避是焦虑的一个组成部分。如果研究人员选择将表达或经历的情绪纳入情绪调节测量指标中，应为其选择提供理论依据。

第三，评估必须避免与结果测量[52]出现重叠。此类重叠会在研究设计中引入混淆因素或“第三变量”。当测量工具包含重叠的项目时，两者之间的任何相关性可能源于共有的项目，而非两个构念之间本质上的关联。让我们回到之前的例子：一名研究人员关注情绪调节与焦虑之间的关系，其感兴趣的结果可能是抑郁症状。该研究人员可能会从情绪调节测量工具中删除“反刍”项目，因为反刍是重度抑郁症的诊断考量之一。因此，他或她必须仔细审查用于评估预测变量（情绪调节）和结果变量（抑郁）的测量工具，以确保任何相关性并非由内容重叠所致。

3.2.1. 自评量表

阿尔达奥、诺伦‐霍克斯马和施韦策[53]提供了一份综述，并命名了20多种不同的自评情绪调节测量工具，布兰道及其同事[54]回顾了在乳腺癌患者样本中使用的16种情绪调节测量工具。然而，我们将讨论范围限制在其中共同强调的少数几种工具上。这些测量工具列于表2中。其中列出了这些测量工具的若干关键特征，包括评估的构念、内部效度，以及量表是否符合布里奇斯等人关于情绪调节评估基础问题的建议。所考虑的大多数量表评估的是情绪调节策略；只有考陶尔德情绪控制量表（CECS，[55]）和情绪调节困难量表（DERS，[56]）包含反映整体情绪调节（或就DERS而言，为情绪失调）的总分。在列出的七个量表中，有三个（认知情绪调节问卷（CERQ，[57]）、应对方式问卷（COPE）[58,59]和情绪应对应对量表（EACS，[60]））的分量表内部一致性估计值显示出广泛差异。最后，仅有三个量表与情绪和结果的内容重叠最小：CERQ[57]、COPE[58,59]和情绪调节问卷（ERQ）（ERQ，[61]）。考虑到这些问题，ERQ作为一种自评的情绪调节测量工具具有诸多优势：它评估了概念上不同的情绪调节策略，且不与其他感兴趣的构念重叠。尽管有这些优点，ERQ在乳腺癌患者的研究中却很少被使用。根据布兰道及其同事的说法，最常用的工具是CECS[54]。除了量表本身的优点外，使用自评量表来评估个体情绪调节策略的使用也存在局限性。一些作者质疑个体能否准确识别自己所使用的情绪调节策略[62]。例如，这类自评量表可能要求个体具备超出其能力的洞察力。因此，已有研究提出了替代的情绪调节评估方法。

健康心理学中关于情感调节作用的许多知识源于对应对过程的研究。事实上，一些应对量表被用作情绪调节的测量指标。然而，应对与情绪调节之间的关系较为复杂。这两个过程都可以被概念化为个体在面对不愉快或具有挑战性事件时调节自身的方式[15]。在这方面，格罗斯[16]将应对和情绪调节概念化为更广泛的情感调节概念的不同形式。然而，情绪调节文献中将情绪调节与应对加以区分：情绪调节被定义为对情绪体验的调整，而应对则包含更多内容[63]。这一点可以通过应对过程常被二分法划分来进一步说明，例如问题聚焦应对和情绪聚焦应对。虽然情绪聚焦应对可能与情绪调节存在重叠，但问题聚焦策略本身被视为应对。因此，情绪调节仅部分与应对存在重叠[63]。

这两个构念之间的区别尤为重要，因为应对和情绪调节对结果（如生活质量）似乎存在独立的影响。例如，卡拉德马斯及其同事[64]发现，情绪调节在决定主观健康方面发挥着作用，这种作用独立于疾病聚焦应对策略（如问题聚焦应对）的影响。

3.2.2. 观察法

与自评量表不同，观察法常用于情绪调节的实验（实验室）研究中。在这些研究中，参与者通常被要求针对标准化的诱发情绪的刺激（例如视频片段）使用特定的情绪调节策略。随后，研究人员观察策略使用（如情绪表达、压抑、反刍等）对参与者后续情绪、认知或生理反应的影响[16,61,65]。有关情绪调节评估的观察法已有广泛综述[66–69]。此类实验能够对情绪调节策略使用的即时和短期效应做出较强的因果推断，但用于诱发情绪的特定范式往往存在外部效度较低的问题。最近的研究证据表明，某些参与者比其他参与者更能有效地遵循该范式的指令[70]。例如，可能会向受试者展示一段引发情绪的视频片段，并指示其表达或压抑自己的情绪。尽管有些个体能够轻易地按指令表达或压抑情绪，但另一些个体即使受到明确指示，也无法有效实施这种情绪调节策略。

3.3. 情绪调节是否影响心理健康？

研究表明，面对诱发情绪的刺激后采用参与策略与积极结果相关，包括更好的人际功能[47]、工作表现的提升[71]以及个体负面情绪体验的减少[72]。另一方面，多项研究数据显示，在诱发情绪的刺激后采用回避策略通常与负面心理结果相关[53,65,73]。更频繁地使用回避策略（例如否认、压抑）与抑郁和焦虑症状的增加[73]、以及更强烈且持续时间更长的痛苦[53,65,73]有关。总之，现有证据表明回避策略与负面反应相关，但参与策略所带来的益处程度尚不明确。

3.4. 情绪调节是否影响身体健康？

健康心理学领域，特别是慢性疾病研究中，已有呼吁加强对情绪调节的研究[74]。健康威胁会引发一系列情绪，这些情绪可能影响患者幸福感[64]。调节情绪的努力可能会减轻其对身体健康的直接负面影响[74]。尽管关于这些影响的潜在机制仍需进一步研究，但研究人员已提出，适应不良的情绪调节会影响生物过程[75]。由于情绪调节介于压力与健康结果之间，因此它既是一个重要过程，也应被视为降低压力健康风险的干预切入点[76]。

参与策略与疼痛耐受性增加[77]和心脏反应性降低[78]相关。相反，回避策略则与更高水平的慢性疼痛[79]、炎症增加[80]、舒张压升高[75]、癌症进展更快[81,82]以及更差的自评健康[83]相关。

在我们的综述中，有两项针对慢性疾病人群情绪调节的研究值得注意。首先，范·米德尔科普等人[84]考察了纤维肌痛女性患者与健康对照组的情绪及情绪调节策略。研究结果表明，患有纤维肌痛的女性比对照组更频繁地使用情绪回避这一情绪调节策略。而使用情绪回避策略与更严重的纤维肌痛症状（包括疼痛和疲劳）相关。第二项由斯坦顿及其同事[85,86]开展的研究探讨了情绪表达这一情绪调节策略与乳腺癌身体适应之间的关系。与较少使用该策略的患者相比，在基线时情绪表达较高的女性在接下来的三个月内因癌症相关发病率就医预约次数更少，并且自评身体健康和活力更好。即使在控制年龄、痛苦的基线水平以及活力的基线水平后，这一效应仍然存在。因此，这些研究表明，情绪调节可能对身体健康结果产生显著影响。

4. 癌症背景下的情绪调节：新兴证据

阿尔达奥 [87]提出情绪调节过程包含四个要素：（a）个体；（b）情境；（c）个体反应；和（d）结果。我们主要关注这四个组成部分中的第二个：情绪调节的具体情境。乳腺癌为研究情绪调节提供了一个独特的背景，费雷尔、格林和巴雷特 [88]呼吁开展将癌症与情绪调节相结合的研究。一些证据表明，在癌症的情境下，情绪调节策略的使用可能存在差异。与健康女性相比，新确诊的乳腺癌患者表现出更高水平的灾难化和接纳 [89]。然而，与健康女性相比，同一组样本在积极再评价、自责、反刍、积极重构、重新聚焦于计划以及责怪他人等方面的使用水平较低。

情绪调节也与患者的适应和幸福感相关[54]。这些影响在脱离策略和参与策略中均有发现。经常使用脱离情绪调节策略的患有乳腺癌的女性报告了更多的情绪困扰、抑郁症状、焦虑、较低的生活质量和较低的整体情绪健康 [60,85,90–96]。勒罗伊及其同事[97]进行的一项有趣研究进一步突出了情绪调节在癌症患者中的重要作用。该研究采用病例对照设计，比较了情绪调节困难对癌症患者和健康匹配对照组焦虑和抑郁症状的影响。结果表明，情绪调节困难与两组人群的情绪困扰均有关联，但在癌症患者中解释了更大比例的变异。未来基于更大样本的研究可能会进一步支持情绪调节在癌症患者中的独特作用。

进一步的证据表明，情绪调节策略中的参与性策略与癌症患者的幸福感之间存在关联。佩、夸和马亨德兰 [98] 以及西尔斯及其同事 [18] 报告指出，认知重评与积极情绪显著相关，对于低希望水平的患者可能尤为有益。采用认知重评等情绪调节策略，也可能预测癌症诊断后的创伤后成长 [99,100]。更多证据支持情绪调节与患者报告的结果来自癌症患者的情绪调节干预。斯迈思和阿里戈[101]回顾了在健康相关结果背景下教授情绪调节技能的心理社会干预。他们得出结论，现有文献普遍支持使用基于情绪调节的干预来改善临床人群的幸福感。尽管干预研究不能用于证实两个变量之间的因果关系，但它为进一步证明它们的相关性提供了证据。最后，患者的情绪调节影响不仅限于心理适应。情绪调节还被发现会影响患者的免疫功能 [80,102,103]，而这反过来又会影响生活质量和可能的癌症进展[104]。

5. 综合概述：一个指导性的情绪调节模型

提出了一种情绪调节模型（图1）。假设个体的情感体验对其生活质量具有显著影响；然而，这种影响部分通过情绪调节机制发挥作用。个体所使用的情绪调节技术并非用正面情绪替代负面情绪。个体仍然会经历负面情绪，而是调整每种情绪的动态，并对环境产生适应性反应[16,87]。对环境的适应性反应反过来导致更好的结果。简而言之，个体首先经历一种情感体验，而他或她调节自身情感的方式会影响相关结果。

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这种观点具有优势。首先，正如包括DeSteno及其同事[74]在内的多位作者所指出的，该模型分别纳入了正面和负面情绪的影响路径，以考虑可能同时发生的协同和对立效应。其次，该模型不仅将情绪调节（ER）作为适应的单一预测因素，还包含了中介作用路径。第三，该模型体现了所谓的“双通路框架”。也就是说，生命历程模型认为情感对健康的影响可能随着时间的推移通过直接路径和间接路径共同发生[74]，而该模型通过使用部分中介路径体现了这一点。此类模型在估计间接路径的同时也估算直接路径，从而允许部分中介效应的存在，有助于更详细、更细致地理解潜在的共现效应。

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综述乳腺癌生存期的情绪与情绪调节

6. 新发现：复发性乳腺癌中的情绪调节

在癌症患者的情感调节过程方面，我们的认识已取得进展，但相关研究主要局限于初次癌症诊断阶段。我们对癌症复发过程中情感调节过程的了解仍然有限。因为癌症复发在性质上与大多数压力源不同，且情绪强度更高，包括癌症的初步诊断[105,106]。这些差异存在于多个层面。然而，当考虑情感与情绪时，初次乳腺癌诊断与复发经历之间的差异最为显著。初次乳腺癌诊断会使患者集中于调动资源、熟悉治疗方案和疾病本身等事务；而复发则要求长期应对，即将癌症视为一种慢性病而非急性病症，应对维持性（即持续性）癌症治疗，或面对症状稳定（或加重）而非康复轨迹的情况。此时患者面临的是无法通过遵循医学治疗和健康生活方式来确保预后的慢性疾病。放弃或调整珍视的人生目标、应对复杂且不断变化的医学治疗、经历对亲密关系的影响以及直面死亡等问题，都可能引发强烈的情绪[107]。研究表明，复发性癌症患者对其健康的感知更差，希望感更低，并在人际关系中遇到更多问题[108]。

由于这些原因，与复发相关的情绪调节是一个重要的研究课题，包括患者的情绪反应以及他们用来调节情绪反应的策略。因此，这些数据不仅例证了癌症背景下情绪调节的研究方式，还拓展了对乳腺癌病程中情绪调节的讨论。

6.1. 方法

一项情绪调节模型在复发性乳腺癌患者中进行了检验。目的是评估情绪调节策略是否中介了复发诊断情绪与后续生活质量之间的关系。研究采用单组重复测量设计。复发性乳腺癌女性患者（N = 122）来自一家大型中西部大学附属的美国国家癌症研究所指定的综合性癌症中心的肿瘤科诊所。患者来源有两个渠道。第一个渠道是向一项应对方式的纵向研究连续招募新确诊的复发性乳腺癌病例。在接触的108名女性中，28人拒绝参与，80人（74%）完成受试者入组。第二个渠道是曾参与随机临床试验（RCT，N = 227）的参与者，她们最初被诊断为II期或III期乳腺癌。知情同意、受试者入组和随机化的详细信息已在其他文献中出版[109]，有关研究程序的更详尽资料可应要求向作者索取。这些女性被随访，其中一部分后来被诊断出癌症复发，并被邀请参与本项关于应对复发的研究。在接触的46名患者中，4人（6%）拒绝参与，因此共有42名女性参与。合并两组后，共有122名女性参与研究。

初步数据分析显示，两组之间在情绪、情绪调节或生活质量（QoL）方面均无统计学显著差异（所有 ps > 0.11）。

样本主要为高加索人种（92%），中年（M= 55，SD= 11年），有伴侣（70%），并接受过一些大学教育（69%）。平均而言，无病间隔期为五年（SD= 4年）。在复发诊断时，大多数患者（67%）出现远处转移而非局部区域转移。

参与者获得了口头和书面的知情同意。在获得知情同意后，一名女性研究助理协助女性完成一项评估，内容包括情绪自评（简式情绪状态量表（POMS）[110]；流行病学研究中心抑郁量表（CES-D）[111]）、情绪调节（简易应对方式问卷（Brief COPE）[58]）以及生活质量（医疗结果研究简明健康调查心理健康分量表（SF-36 MCS）[112]）。随访评估在四个月和十二个月后完成。

我们的假设分为两点。首先，诊断时较高的负面情绪水平将与后期生活质量（12个月）呈负相关。其次，中期（四个月）使用的情绪调节策略将中介情绪与生活质量之间的关系。根据应对方式问卷，四个月时的参与策略将与12个月时更高的生活质量相关，而回避策略将与更低的生活质量相关。

采用结构方程模型（SEM）来检验这些假设。为此，使用五个指标定义代表“情绪”的潜在变量：POMS分量表分数（紧张、抑郁、愤怒和混乱）以及CES-D抑郁。12个月时的生活质量（SF-36 MCS）为预测结果。为了增强检验的严谨性，分析中控制了基线SF-36 MCS。社会人口学、疾病和治疗变量被考虑纳入控制。仅保留与12个月MCS得分显著相关的变量。

根据Baron和Kenny[113]，当两个间接路径（在本例中，指从情绪到调节策略的路径以及从调节策略到生活质量的路径）均显著不同于零时，该关系被视为存在中介作用。因此，数据提供了一个验证性的结构方程模型，以确认如果中介过程发生时所预期的变量关系。

该模型使用LISREL 8.7版本（Scientific Software International, Inc.，美国伊利诺伊州斯科基）中的全信息最大似然法（FIML）进行拟合。假设缺失数据为随机缺失，并采用可忽略的缺失数据机制。FIML估计方法允许充分利用现有数据。对系数的名义显著性进行检验（即，若系数的绝对值大于其标准误的两倍，则认为其p值 < 0.05）。模型的整体拟合度通过近似误差均方根（RMSEA）进行评估。在应用研究中，通常认为RMSEA值小于或等于0.05为可接受。然而，这并非一个严格的截断标准[114]。

6.2. 结果

在考虑作为控制变量的因素中，仅自诊断以来接受放射治疗（0=否，1=是）与SF-36结局显著相关（r= 0.23，p= 0.045），因此被纳入分析。各测量指标的描述性统计和相关性见表1。如预期，样本报告了广泛的情绪体验。POMS量表中抑郁和紧张子量表的平均得分高于愤怒和混乱子量表。CES-D量表的平均得分低于建议的临床临界值16；然而，数据显示34%的患者得分高于16，表明34%的患者存在具有临床意义的抑郁症状。描述性分析证实，所有情绪测量指标之间均呈正相关。在情绪调节方面，患者报告使用参与策略多于回避策略。关于心理健康生活质量（SF-36 MCS），在诊断后不久，平均得分为45.30（SD= 10.75），比预期的人群均值50低0.47个标准差。到12个月随访时，SF-36 MCS显著改善（M= 50.32，SD= 9.85）[t= 3.42，df= 75，p= 0.001]。

假设的结构方程模型如图2所示，采用完全标准化解。提供了路径系数的完全标准化估计值，并标明了路径的名义统计显著性。潜在情绪变量的所有因子载荷估计均为正且显著，POMS量表和CES-D量表均加载到潜在因子“情绪”上，因此较高的潜在因子得分对应于每个量表上较高的观测反应。正如预测的那样，从基线情绪到12个月时SF-36心理健康评分的路径是显著的（标准化β= -0.45, p< 0.05）。在控制诊断时的生活质量后，诊断时较低的负面情绪水平与12个月后较高的生活质量相关。从情绪到脱离的间接路径也是显著的（标准化β= 0.33, p< 0.05）。

表1。情绪、情绪调节和生活质量的汇总统计（N = 122）及基线相关性
测量指标	α	基线	基线相关性			4个月	12个月
		平均值（标准差）范围	参与	脱离	SF-36 精神健康组分	平均值（标准差）范围	平均值（标准差）范围
POMS
紧张	0.89	6.83 (4.81) 0–23	-0.11	-0.41 *	-0.57 *
抑郁	0.93	6.21 (6.07) 0–27	-0.00	-0.48 *	-0.64 *
愤怒	0.92	4.59 (4.54) 0–28	-0.07	-0.39 *	-0.42 *
混乱	0.84	4.43 (3.47) 0–19	-0.09	-0.36 *	-0.57 *
CES-D量表	0.92	13.56 (9.60) 0–45	-0.09	-0.38 *	-0.68 *
参与	0.86	1	-0.10 *	-0.08 *		3.02 (1.25) 0.25–5.75
脱离	0.71	1	-0.17 *			0.36 (0.60) 0–2.67
SF-36 精神健康组分	0.88	1					50.32 (9.85) 24.04–63.08
* 相关性在 0.01 水平（双尾）上显著。

示意图1

近似误差均方根（RMSEA）为0.149，表明模型“拟合不佳”，需要对模型进行修正。为了为未来的研究提供依据，进行了探索性分析[115]。由于情绪到参与的间接路径不显著，因此从模型中移除了参与变量。在第二个模型中，情绪到全部五个指标的路径再次呈正向且显著（图3）。情绪到生活质量（QoL）以及情绪到脱离的路径也均显著。RMSEA值相似（0.162）。我们假设，使用应对方式问卷（COPE）的个别项目作为“脱离”这一潜在因子的指标，可能使脱离与生活质量之间共享更多的变异。也就是说，使用个别项目而非分量表得分，可使测量模型与理论模型之间具有更高的相似性。

示意图2

在第三个也是最终的模型中（使用COPE条目），情绪对所有五个指标的路径再次呈正向且显著（图4）。情绪到生活质量以及情绪到脱离的路径也显著。近似误差均方根相似（0.154）。尽管结构方程模型不允许检验间接效应本身的显著性，但我们仍可就中介作用情况下预期的关系做出结论[114]。鉴于从脱离到生活质量的路径不显著，这些结果不支持我们假设的中介关系。

示意图3

然而，检验显示，从脱离到COPE条目的路径中仅有两条在名义上显著（标准化 β= 0.87 和 0.97，分别；ps < 0.05）。这两条路径包括COPE条目12（‘我一直在使用酒精或其他药物使自己感觉更好。’）和条目25（‘我一直在使用酒精或其他药物帮助我度过难关。’）。这表明，在本样本中，潜在变量‘脱离’反映了两个特定COPE条目的共同方差。有趣的是，其他反映否认和行为脱离的COPE条目对潜在变量‘脱离’的贡献并不显著。

6.3. 讨论

本研究是最早探讨复发性癌症患者情绪调节的研究之一。研究结果进一步加深了我们对癌症复发这一特别引发情绪反应的事件中所涉及的心理过程以及情绪适应的有限认知。来自最近被诊断为乳腺癌复发患者的纵向数据，为情绪调节作为情绪与心理健康生活质量之间关系机制提供了有力的检验。

本文提出了关于情绪调节过程和评估的两个核心发现。

首先，如预期所示，负面情绪的基线水平与12个月时生活质量下降显著相关。由于该样本在12个月时的生活质量评分已达到预期的人群均值，早期干预可能为复发性乳腺癌患者缓解这些时间有限的负面情绪提供帮助。这些结果再次证实，存在更显著且紧迫的问题，对于在诊断时经历高水平负面情绪的个体而言，这是一个迫切的需求，因为无论采用何种情绪调节策略，这些个体的生活质量结果都更差。评估情绪的测量指标可用于识别最需要服务的患者，这与当前临床实践的建议一致[13]。

其次，应对方式问卷在评估情绪调节方面表现出有限的效用。考虑到应对方式问卷在情绪调节研究中的频繁使用[116–120]，这一发现值得注意，且可能具有心理测量学和方法学上的意义。针对复发性癌症患者的情绪调节未来研究应考虑采用其他评估方法，如上文所述。

结合我们文献综述中关于癌症病程早期（即初次诊断时）患者的研究，以及新近提供的乳腺癌复发患者情绪调节数据，共同完成了对癌症生存期各个阶段情绪调节的全面考察。因此，情感调节过程在整个癌症生存轨迹中均具有重要意义。