殷怡 童永勝 王凝 王月華 李燕 趙麗婷

生活事件所造成的慢性壓力和急性應(yīng)激是自殺或自殺未遂的重要危險因素[1-2]。由于自殺者已離世，研究者常通過心理解剖的方法[3-4]從家人、朋友等知情人處獲得死者生前資料，但其準確性仍受到質(zhì)疑[5-6]。雖已證實該方法能較好診斷精神疾病[7]，但不同信息來源對不同生活事件類型報告的一致性尚不明確，且缺乏基于自殺行為群體的報告。CONNER等[8]發(fā)現(xiàn)，老年自殺未遂者本人和親友報告的各類生活事件發(fā)生與否的Kappa值為0.38～0.70，一致性最佳的是“親人去世”，最差的是“親人重病”，但其結(jié)果不宜推廣到其他年齡段人口。周莉等[9-10]也曾報告生活事件量表的強度總分在知情人和目標人（無自殺行為的正常居民）間的一致性一般，Kappa值為0.30～0.71，最佳的是“健康類”，最差的是“關(guān)系類”[11]。為更好地利用此類研究中知情人提供的信息，本研究將檢驗自殺未遂者本人和知情人之間、自殺死亡者的2名知情人之間在報告各類型生活事件上的一致性。

1 對象與方法

1.1 研究對象于2008年1月至2011年3月從河北、內(nèi)蒙古、陜西和四川省的4縣獲取自殺未遂與自殺個案。未遂組個案的納入標準：①因自殺行為到縣級綜合醫(yī)院就診；②年滿18歲。排除標準：①自殺死亡；②本人無法交流或無2名合適知情人。自殺組個案的納入標準：①死亡登記系統(tǒng)中根本死因為“自殺”，或登記為“精神疾病”但確認為自殺死亡的，或在綜合醫(yī)院因自殺行為就診且死亡的；②年滿18歲。排除標準：無2名合適知情人。由受培訓(xùn)的2～3名調(diào)查員入戶分別對未遂者本人、個案的1名同吃同住家屬和1名日常頻繁交往的親友進行面對面訪談。詳細的抽樣和實施方法可參考本項目已發(fā)表的論文[12-13]。

本研究獲北京回龍觀醫(yī)院倫理委員會批準（倫理批號：2008-5）。所有受訪者均簽署知情同意書。

1.2 研究工具 訪談內(nèi)容包括案例對象和知情人的社會人口學(xué)資料，以及自殺行為發(fā)生前12個月生活事件。

生活事件的測量采用自編的生活事件量表[14-15]。量表共62個項目，包括婚戀、生育、夫妻關(guān)系、其他家庭成員關(guān)系（簡稱家庭關(guān)系）等12類型生活事件。各項評估內(nèi)容包括：本次自殺行為發(fā)生前12個月是否發(fā)生 （未發(fā)生時記為0）、前12個月內(nèi)的影響天數(shù)（0～365 d）和影響的嚴重程度（0“未影響”，1“小”，2“中”，3“大”，4“巨大”）。 分別計算以下3個指標：①對于每項生活事件，若發(fā)生且在自殺行為發(fā)生前12個月內(nèi)對自殺死者或自殺未遂者有不良心理影響（嚴重程度≥1），則其所在類型記為陽性，否則記為陰性；②慢性壓力總分，為各項生活事件影響嚴重程度與影響天數(shù)的乘積之和；③急性應(yīng)激強度，為各項生活事件影響嚴重程度與影響天數(shù)的商之和。

合并知情人信息時，為減少假陰性[16]，若任一知情人在某生活事件上報告陽性，則該類生活事件記為陽性。慢性壓力總分的合并方式是對應(yīng)的家屬和其他親友報告的慢性壓力總分的算數(shù)平均數(shù)，急性應(yīng)激強度得分也按該方法計算。

1.3 統(tǒng)計學(xué)方法 統(tǒng)計軟件為Stata 13.0。自殺未遂組的知情人報告的效度以本人報告信息為金標準，同時也評價2名知情人之間的一致性；自殺死亡組只評價2名知情人之間的一致性。用符合率（agreement）和 Cohen’s Kappa 值評估各類生活事件在不同信息來源下陽性率的一致性，并采用McNemar配對χ2檢驗或精確檢驗比較該二分類變量在不同信息來源之間的差異。Kappa值對應(yīng)的一致性程度為：0.01 以下表示“差”，0.01～0.20“較差”，0.21～0.40 “一般”，0.41～0.60 “中等”，0.61～0.80“較好”，0.81 及以上“好”[17]。 同時，通過計算基于雙向隨機效應(yīng)模型（絕對一致性）的單一組內(nèi)相關(guān)系數(shù) （intraclass correlation coefficient，ICC）[18]以評估連續(xù)變量 （即慢性壓力總分和急性應(yīng)激強度總分）的一致性，由于數(shù)據(jù)嚴重偏態(tài)，運用Wilcoxon配對符號秩檢驗比較兩個信息來源的差異性。ICC值對應(yīng)的一致性程度為：0～0.10表示“無”，0.11～0.40“較低”，0.41～0.60“一般”，0.61～0.80“中等”，0.81～1.00“好”[19]。 檢驗水準 α=0.05，雙側(cè)檢驗。

2 結(jié)果

項目共訪談118例自殺未遂和151例自殺死亡案例，但本研究只納入各信息來源均齊全的案例。最終有104例自殺未遂個案的本人及其1名家屬和1名其他親友均參與報告；147例自殺死亡個案的1名家屬和1名其他親友均參與報告。案例本人和知情人的社會人口學(xué)特征，見表1。

表1 案例本人和知情人的人口學(xué)信息[n(%)或(±s)]

表1 案例本人和知情人的人口學(xué)信息[n(%)或(±s)]

1）自殺組本人資料由家屬和其他親友提供

未遂組自殺組本人家屬親友本人 1）家屬親友104 104 104 147 147 147 69(66.3%)49(47.1%)66(63.5%)65(44.2%)62(42.2%)70(47.6%)40.25±12.72 40.38±13.60 43.38±10.84 51.00±18.00 48.78±11.89 45.00±11.27配偶-55(52.9%)--44(29.9%)-一級血親-22(21.2%)--47(32.0%)-其他親屬-27(26.0%)4(3.9%)-56(38.1%)13(8.8%)鄰居--89(85.6%)--116(78.9%)村醫(yī)--11(10.6%)--18(12.2%)與個案關(guān)系組別 信息來源 n 女性 年齡（歲）

常見的生活事件類型是夫妻關(guān)系、家庭關(guān)系、經(jīng)濟問題和自己患病，見表2。未遂組家屬比本人更少報告 “夫妻關(guān)系” 類生活事件 （χ2=9.94，P＜0.01）。親友比本人更少報告“自己患病”（精確檢驗，P＜0.01）。 合并后的 “家庭關(guān)系”（χ2=5.83，P=0.02）和“自己患病”類（χ2=5.76，P=0.02）生活事件與本人報告信息的差異有統(tǒng)計學(xué)意義。自殺組，家人比親友更多地報告“婚戀”（精確檢驗，P=0.04）、“自己患病”（χ2=6.43，P=0.01） 和 “其他”（精確檢驗，P=0.03）類型生活事件。其余生活事件類型在不同信息來源間的差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）。

表2 各類生活事件本人、家屬、其他親友及知情人合并信息的陽性構(gòu)成比與一致性

本人、家屬、其他親友報告的各類生活事件陽性的符合率（agreement）和Kappa值見表2。未遂組中，本人和家屬在報告 “配偶去世”（Kappa=1.00）類生活事件上完全一致，在報告“其他家人去世”（Kappa=0.66）和“夫妻關(guān)系”（Kappa=0.66）生活事件上的一致性較好，“婚戀”和“生育”類別上的一致性接近于中等（Kappa=0.39）。本人和親友在報告“配偶去世”（Kappa=0.66）和“夫妻關(guān)系”（Kappa=0.62）上的一致性較好，“家庭關(guān)系”（Kappa=0.45）和“自己患病”（Kappa=0.46）的一致性中等。合并后的數(shù)據(jù)能夠提高 “夫妻關(guān)系”、“家庭關(guān)系”和“自己患病”等生活事件的一致性，且一致性程度達到中等及以上。未遂組的2名知情人在“夫妻關(guān)系”（Kappa=0.63）、“配偶去世”（Kappa=0.66）上的一致性較好，在 “自己患病”上的一致性中等（Kappa=0.49）。自殺組的2名知情人在 “配偶去世”上的報告完全一致（Kappa=1.00），“工作學(xué)習”（Kappa=0.49）和“自己患病”（Kappa=0.51）上的一致性中等。

表3中，未遂組中，知情人合并的慢性壓力分值 （Z=3.36，P＜0.01） 和急性應(yīng)激強度分值 （Z=2.43，P=0.02）都低于本人報告結(jié)果，且差異具有統(tǒng)計學(xué)意義，一致性較低（ICC分別為0.22，0.19）；2名知情人報告的一致性也較低 （ICC分別為0.22，0.24）。自殺組中，家人和親友報告的慢性壓力得分差異接近有統(tǒng)計學(xué)意義（Z=1.95，P=0.05），一致性一般（ICC=0.47），而急性應(yīng)激強度分值差異具有統(tǒng)計學(xué)意義（Z=2.75，P=0.01），一致性也較低（ICC=0.31）。

3 討論

生活事件是除精神疾病外最重要的自殺行為危險因素，且到目前為止國內(nèi)外的自殺學(xué)研究仍依靠自殺者死后知情人報告的資料展開[4]，因此本研究回答了重要的方法學(xué)質(zhì)疑：知情人報告的不同種類的生活事件是否可靠？從未遂組的結(jié)果可見，家屬和本人、親友和本人以及合并信息和本人報告的各類生活事件陽性比例的符合率均高于65%，說明該量表適用于自殺研究等依賴知情人提供信息的回顧性研究。具體而言，一些陽性率較高的類型，如“夫妻關(guān)系”和“家庭關(guān)系”類生活事件，不同信息來源之間的一致性系數(shù)Kappa值也較好。而陽性率相對較低的生活事件類型，其一致性系數(shù)Kappa值并不理想。同時，充分考慮了案例對象主觀感受的慢性壓力總分和急性應(yīng)激強度指標，相對案例對象本人報告的信息，知情人的報告存在明顯低估。

自殺組的案例對象已經(jīng)故去，沒有本人訪談結(jié)果作為金標準，因此未遂組的相應(yīng)結(jié)果能否推廣到自殺組尚有疑問。由于自殺未遂者和自殺者是不完全相同的群體[20]，且自殺組的知情人會有哀傷反應(yīng)[7]，所以未遂組的結(jié)論無法完全推廣到自殺組。但是，目前手段所能獲得的最接近自殺者的群體是自殺未遂者[8]，采用未遂組的數(shù)據(jù)推測自殺組可能的情況，也具有一定的現(xiàn)實基礎(chǔ)。本研究結(jié)果表明自殺組的2名不同知情人的一致性結(jié)果與未遂組類似，這也在某種程度上說明采用知情人訪談提供的信息，在評估自殺者生前的生活事件上具有一定的可靠性。

表3 慢性壓力得分、急性應(yīng)激強度得分自報和他報的一致性

本研究中部分生活事件類型的Kappa值低于CONNER等[8]的研究。可能是因為該研究中所有事件的發(fā)生率都在10%以上，而在發(fā)生比例較高的事件類型上，本研究結(jié)果基本接近該文獻所報告的Kappa值。另外，CONNER等[8]的研究是在個案因自殺行為住院時對本人和知情人進行訪談，平均回顧時間是7.5 d，回憶偏倚較小，而本研究未遂個案的回顧時間是6個月以內(nèi)，自殺個案回顧時間是12個月以內(nèi)。為避免創(chuàng)傷性哀傷反應(yīng)，大多數(shù)研究的訪談都在自殺行為發(fā)生后的2～6個月進行[16]?？梢姡狙芯磕軌蚋谜f明在實際進行心理解剖中獲得的生活事件資料的效度。本研究也發(fā)現(xiàn)知情人在報告“家人患病”上與本人報告的一致性非常差，因此該類條目在設(shè)計或者進行調(diào)研員培訓(xùn)時還應(yīng)明確界定，提高操作一致性。

與國內(nèi)其他研究結(jié)果不同[10]，本研究發(fā)現(xiàn)本人和知情人在慢性壓力和急性應(yīng)激強度的報告上的一致性不佳，自殺未遂者的家屬或親友易低估其影響的嚴重程度。其原因可能是生活事件的嚴重程度以及影響時間是個人的主觀感受，案例對象可能沒有將影響在他人面前表現(xiàn)出來，或者知情人對個案的情緒、行為體察不敏感。雖有研究發(fā)現(xiàn)慢性壓力總分和急性應(yīng)激強度得分是個體自殺行為的危險因素[21]，但本研究提示用知情人報告的該指標得分來獲得本人真實的主觀評價較難。過于詳細的評估反而會降低敏感度[22]。目前，更好的選擇是運用“是/否”清單式量表結(jié)構(gòu)評價“事件發(fā)生且造成影響”。

單一知情人，無論是家屬還是其他親友，會低估“夫妻關(guān)系”和“案例對象自己患病”等類別生活事件，即信息是部分的、不完整的[23]，因此仍應(yīng)使用合并信息。然而，有些生活事件，如“家庭關(guān)系”類，合并后的陽性比例（56.7%）高于自殺未遂者本人的報告（44.2%）。是否存在假陽性呢？不一定。本人也可能隱瞞家庭矛盾。自殺未遂者的其他親友（42.3%）比家屬（35.5%）更多報告“家庭關(guān)系”類生活事件?？赡艿脑蚴恰凹页蟛豢赏鈸P”的觀念，或者家屬知情人就是那個與個案對象關(guān)系不良的家人。

本研究存在幾點研究不足。首先，由于回憶偏倚、社會期許、污名化等因素，未遂者本人的報告并非完美的“金標準”；再者，存在樣本選擇偏倚；其次，因為自殺者和未遂者并非完全一致的群體[20]，所以對未遂者研究的結(jié)論不能完全推廣到自殺人群；自殺組的知情人報告的效度仍不明確；最后，雖然本研究的樣本量超過以往同類研究，但總樣本量仍較小，加上某些類型的生活事件的陽性比例較低，效力有限。

未來，在依據(jù)知情人信息研究自殺或自殺未遂個案的生活事件時，可采取以下方式提高信度：第一，采用多條目的生活事件量表，且盡可能使用客觀指標；第二，從至少2名知情人（如，家屬、親友）處獲得信息，以盡可能得到真實情況的全貌[16]；第三，可嘗試不同類型的生活事件以不同知情人報告的信息為準；第四，在制定訪談手冊和培訓(xùn)時應(yīng)明確“家屬”、“疾病”等具體條目的含義。

[1]ZHANG J,MA Z.Patterns of life events preceding the suicide in rural young Chinese：A case control study[J].J Affect Disord,2012,140：161-167.

[2]LIU RT,MILLER I.Life events and suicidal ideation and behavior：a systematic review[J].Clin Psychol Rev,2014,34(3)：181-192.

[3]CONNER KR,BEAUTRAIS AL,BRENT DA,et al.The next generation of psychological autopsy studies.Part I.Interview content[J].Suicide Life Threat Behav,2011,41(6)：594-613.

[4]NOCK MK,DEMPSEY CL,ALIAGA PA,et al.Psychological autopsy study comparing suicide decedents,suicide ideators,and propensity score matched controls：results from the study to assess risk and resilience in service members(Army STARRS)[J].Psychol Med,2017,47(15)：2663-2674.

[5]徐慧蘭,馬貞玉.自殺死亡者心理解剖方法研究進展[J].中國公共衛(wèi)生,2010,26(4)：493-494.

[6]HJELMELAND H,DIESERUD G,DYREGROV K,et al.Psychological autopsy studies as diagnostic tools：are they methodologically flawed?[J].Death Stud,2012,36(7)：605-626.

[7]CONNER KR,DUBERSTEIN PR,CONWELL Y.The validity of proxy-based data in suicide research：a study of patients 50years of age and older who attempted suicide.I.Psychiatric diagnoses[J].Acta Psychiat Scand,2001,104(3)：204-209.

[8]CONNER KR,CONWELL Y,DUBERSTEIN PR.The validity of proxy-based data in suicide research：a study of patients 50 years of age and older who attempted suicide.II.Life events,social support and suicidal behavior[J].Acta Psychiat Scand,2001,104(6)：452-457.

[9]周莉.心理解剖信度與效度的中國研究[D].大連醫(yī)科大學(xué),2003.

[10]周莉,姜潮,張杰,等.心理解剖在中國自殺研究中應(yīng)用的可行性[J].中國心理衛(wèi)生雜志,2006,20(1)：19-22.

[11]ZHANG J,CONWELL Y,WIECZOREK WF,et al.Studying Chinese suicide with proxy-based data：reliability and validity of the methodology and instruments in China[J].J Nerv Ment Dis,2003,191(7)：450-457.

[12]TONG Y,PHILLIPS MR,CONNER KR.DSM-IV Axis II personality disorders and suicide and attempted suicide in China[J].Br J Psychiatry,2016,209(4)：319-326.

[13]李可進,童永勝,殷怡,等.自殺相關(guān)研究中識別抑郁癥狀的不同方法比較 [J].中國神經(jīng)精神疾病雜志,2017,43(5)：266-273.

[14]李獻云,費立鵬.生活事件的評估 [M]//王聲涌,林漢生.傷害流行病學(xué)現(xiàn)場研究方法.北京：人民衛(wèi)生出版社,2007：193-199.

[15]PHILLIPS MR,YANG G,ZHANG Y,et al.Risk factors for suicide in China：a national case-control psychological autopsy study[J].Lancet,2002,360(9347)：1728-1736.

[16]CONNER KR,BEAUTRAIS AL,BRENT DA,et al.The next generation of psychological autopsy studies：part 2.Interview procedures[J].Suicide Life Threat Behav,2012,42(1)：86-103.

[17]LANDIS JR,KOCH GG.Themeasurementofobserver agreement for categorical data[J].Biometrics,1977,33(1)：159-174.

[18]MCGRAW KO,WONG SP.Forming inferences about some intraclass correlation coefficients[J].Psychol Methods,1996,1(1)：30-46.

[19]KOCH GG.Intraclass correlation coefficient[M]//KOTZ S,JOHNSON NL.Encyclopedia of Statistical Sciences.New York：John Wiley&Sons,1982：213-221.

[20]ZHANG J,SUN L,CONWELL Y,et al.Suicides and medically serious attempters are of the same population in Chinese rural young adults[J].J Affect Disord,2015,176：176-182.

[21]李獻云,費立鵬,張艷萍.負性生活事件與自殺行為研究[J].中國神經(jīng)精神疾病雜志,2008,34(3)：156-160.

[22]BAKST SS,BRAUN T,SHOHATT.The postmortem proxybased interview-future directions[J].J Psychiatr Res,2016,75：46-56.

[23]ALTHOFF RR,RETTEW DC,AYER LA,et al.Crossinformant agreement of the Dysregulation Profile of the Child Behavior Checklist[J].Psychiatry Res,2010,178(3)：550-555.