青少年時(shí)期獨(dú)特的心理生理過程，使個(gè)體的身心發(fā)展呈現(xiàn)顯著的不平衡性及偏激性，更易導(dǎo)致一系列的心理危機(jī)。國內(nèi)外針對(duì)青少年自傷行為的流行病學(xué)調(diào)查均顯示其發(fā)生率高達(dá)40%以上[1，2]。自傷行為是指故意造成對(duì)自己身體進(jìn)行傷害的行為，借此宣泄一時(shí)的不良情緒，其目的并不是要造成死亡，屬于情緒調(diào)節(jié)行為。國外對(duì)社區(qū)青少年自傷行為進(jìn)行的研究發(fā)現(xiàn)，將反復(fù)紋身作為一種自傷行為時(shí)，71.4%的有反復(fù)紋身行為的青少年是為了體驗(yàn)紋身導(dǎo)致的皮膚疼痛，因而得出反復(fù)紋身行為是青少年具有非自殺性自傷(Non-Suicidal Self-Injury，NSSI)的獨(dú)特表型[3]。國內(nèi)的一些調(diào)查顯示，青少年自傷行為中使用最多的自傷方式也是“故意在皮膚上刻字或畫畫”，最初的自傷理由就是“調(diào)節(jié)情緒與釋放壓力”[1]。自傷行為是NSSI發(fā)生的最強(qiáng)預(yù)測因子[4]，而NSSI又是自殺的獨(dú)立危險(xiǎn)因素[5]。其可能機(jī)制是自傷行為往往會(huì)導(dǎo)致個(gè)體對(duì)疼痛的耐受性增加和對(duì)死亡恐懼的減少，從而出現(xiàn)反復(fù)自傷行為。青少年自傷行為日益增多，并呈全球性增長的趨勢(shì)，也早已經(jīng)成為威脅青少年身心健康的主要原因之一。

來自英國諾丁漢大學(xué)自我傷害研究小組的Townsend E[6]曾呼吁，鑒于許多死于自殺的人被評(píng)估為低風(fēng)險(xiǎn)，這就意味著必須認(rèn)真對(duì)待所有自傷的想法和行為，并為其提供具有循證證據(jù)的心理療法，幫助他們應(yīng)對(duì)這種想法和痛苦。在英國，自我傷害的預(yù)防已列入國家預(yù)防自殺戰(zhàn)略的優(yōu)先事項(xiàng)。而影響青少年自傷行為的重要因素包括遺傳易感性和精神心理、家庭、社會(huì)以及地域文化等[7]。本研究聚焦面臨這些問題的青少年，篩選出有自傷行為的青少年群體，充分評(píng)估其心理健康狀態(tài)(包括焦慮抑郁水平、睡眠質(zhì)量、自殺風(fēng)險(xiǎn)等)、家庭相關(guān)因素和個(gè)性特征(包括一般自我效能感及特質(zhì)應(yīng)對(duì)方式等)，并對(duì)上述三者之間潛在的關(guān)系進(jìn)行探討。以期能夠幫助監(jiān)護(hù)人或管理者及臨床醫(yī)生盡早識(shí)別并干預(yù)未來可能出現(xiàn)自殺企圖的青少年。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 2018年12月～2019年1月，采用橫斷面調(diào)查的方法在蘇州市某城區(qū)設(shè)立的全部18所中學(xué)對(duì)12 798名中學(xué)生展開心理健康問卷普查。最終獲得12 354名學(xué)生同意參加該普查，并完成了相關(guān)調(diào)查問卷。435名學(xué)生的問卷被判為無效問卷并排除在外，最終獲得11 919份有效問卷，有效率為 96.5%。在所有有效問卷中，篩選出具有自我傷害行為的中學(xué)生問卷作為研究對(duì)象，因此本研究共納入1 482份調(diào)查問卷進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

1.2 方法

1.2.1 自編一般人口學(xué)問卷 包括姓名，性別，年齡，民族，是否為獨(dú)生子女，居住方式(“與父母同住”“與爺爺奶奶或外公外婆同住”“與親戚同住”“其他，請(qǐng)說明”)，父親及母親的文化程度，父母關(guān)系如何(不清楚，非常好，很好，一般，很差，非常差)等。

1.2.2 心理健康狀態(tài)評(píng)估 (1)7條目廣泛性焦慮量表(7-item Generalized Anxiety Disorder, GAD-7)中文版[8]：自評(píng)量表。共7個(gè)條目，采用0(完全不會(huì))～3(幾乎每天)級(jí)評(píng)分，總分0～21分。本研究中GAD-7的Cronbach’s α系數(shù)為0.94。(2)9條目患者健康問卷(9-item Patient Health Questionnaire, PHQ-9)[9]：自評(píng)抑郁癥狀群量表。共9個(gè)條目，采用0(完全不會(huì))～3(幾乎每天)級(jí)評(píng)分，總分范圍0～29分。本研究中PHQ-9的Cronbach’s α系數(shù)為0.92。(3)匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)(Pittsburgh Sleep Quality Index, PSQI)中文版[10]：自評(píng)量表。采用參與計(jì)分的18個(gè)自評(píng)條目組成7個(gè)成份，每個(gè)成份按照0～3級(jí)計(jì)分，累計(jì)各成份得分為PSQI總分?？偡址秶鸀?～21分，得分越高表示睡眠質(zhì)量越差。刪除量表中需要被試者填寫的通常上床時(shí)間和起床時(shí)間兩個(gè)條目，計(jì)算本研究中PSQI的Cronbach’s α系數(shù)為0.81。(4)當(dāng)前的自殺風(fēng)險(xiǎn)(Suicidal Risk，SR)采用簡明國際神經(jīng)精神訪談(Mini-International Neuropsychiatric Interview, MINI)自殺篩選問卷[11]進(jìn)行評(píng)估：內(nèi)容涵蓋了自殺意念、自殺計(jì)劃及自殺未遂等多個(gè)方面，總分從0～33分，劃分為低、中、高3個(gè)風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)。

1.2.3 青少年個(gè)性特征評(píng)估 (1)一般自我效能感量表(General Self-Efficacy Scale，GSES)中文版[12]：包含10個(gè)項(xiàng)目。采用4點(diǎn)李克特量表(Likert Scale)評(píng)分，“完全錯(cuò)誤”計(jì)1分，“有點(diǎn)正確”計(jì)2分，“多數(shù)正確”計(jì)3分，“完全正確”計(jì)4分?？偡衷礁撸硎颈辉嚨淖晕倚茉礁?。本研究中Cronbach’s α系數(shù)為0.88。(2)特質(zhì)應(yīng)對(duì)方式問卷(Trait Coping Style Questionnaire，TCSQ)[13]：分為積極應(yīng)對(duì)方式(Positive Coping, PC)與消極應(yīng)對(duì)方式(Negative Coping, NC)。各包含10個(gè)條目，每個(gè)條目采用1～5級(jí)計(jì)分，“肯定不是”計(jì)1分，“肯定是”計(jì)5分，“大部分不是”計(jì)2分，“中等”計(jì)3分，“大部分是”計(jì)4分。本研究中積極應(yīng)對(duì)方式和消極應(yīng)對(duì)方式的Cronbach’s α系數(shù)分別是0.85、0.86。

1.2.4 “有自傷行為”的評(píng)定方法 在調(diào)查問卷中詢問：“在過去的一個(gè)月內(nèi)，是否存在故意傷害自己，但并不真的希望自己死去？”，將回答“是”判為“陽性”，均納入分析。

1.2.5 普查方法及質(zhì)量控制 以班級(jí)為單位，在班主任的協(xié)調(diào)下，由受到培訓(xùn)的該學(xué)校老師向?qū)W生及學(xué)生家長發(fā)放知情同意書及進(jìn)行問卷填寫，填寫完成后當(dāng)場收回。本次調(diào)查所有被調(diào)查者均為自愿填寫問卷，由學(xué)生和家長簽署知情同意書。本研究獲得蘇州市廣濟(jì)醫(yī)院倫理委員會(huì)審核通過(批準(zhǔn)號(hào)：2017037)。

1.2.6 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 調(diào)查問卷通過EpiData 3.0建立數(shù)據(jù)庫，采用SPSS 23.0統(tǒng)計(jì)學(xué)分析軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)整理及分析。統(tǒng)計(jì)學(xué)方法主要采用描述性統(tǒng)計(jì)，計(jì)數(shù)資料主要采用χ2檢驗(yàn)，計(jì)量資料主要采用t檢驗(yàn)，方差分析或者非參數(shù)檢驗(yàn)等，以及Pearson或Spearman相關(guān)，Harman單因素檢驗(yàn)，SPSS宏程序PROCESS 3.5進(jìn)行中介模型檢驗(yàn)。P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差 由于本研究所有變量的測量均來自被調(diào)查者的自我報(bào)告，采用Harman單因素檢驗(yàn)法檢驗(yàn)共同方法偏差。結(jié)果表明，因子分析后得到12個(gè)特征根大于1的因子，最大因子方差解釋率為19.2%(小于40%的臨界值)。因此，可以認(rèn)為此調(diào)查結(jié)果不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2 人口學(xué)特征 普查結(jié)果顯示，在11 919份有效問卷中(男生共5 248名)，根據(jù)“有自傷行為”評(píng)定方法，共納入1 482份問卷，陽性檢出率為12.4%，平均年齡(14.96±1.44) 歲，其中，男生為12.3%(644/5 248)，女生為12.7%(838/6 671)，性別比較差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=0.23，P=0.63)。具體見表1。

2.3 不同人口學(xué)特征的心理健康狀態(tài)、個(gè)性特征差異

2.3.1 不同性別、不同年齡段心理健康狀態(tài)、個(gè)性特征差異 在心理健康狀態(tài)方面，有自傷行為青少年GAD-7均分為(9.37±5.77)分，PHQ-9均分為(11.59±7.14)分，PSQI均分為(7.37±3.28)分，SR均分為(12.17±10.68)分。不同性別的這部分青少年心理健康狀態(tài)差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。具體而言，在睡眠質(zhì)量上，以PSQI得分≥8分為睡眠質(zhì)量問題的標(biāo)準(zhǔn)[14]，則存在睡眠質(zhì)量問題的人數(shù)占比為42.5%。MINI自殺篩選問卷中報(bào)告有自殺意念者占58.9%，報(bào)告有自殺行為者占23.3%。且對(duì)比不同年齡段的這部分青少年報(bào)告自殺行為時(shí)，低齡組(≤15歲)有自傷行為青少年報(bào)告出更多的自殺行為(χ2=6.67，P=0.01)。而不同性別GSES、TCSQ積極和消極應(yīng)對(duì)方式評(píng)分比較差異均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.01)。其中，有自傷行為的男生GSES稍高，但低于同一水平的健康青少年男生GSES常模[(2.49±0.54)分][15](t=-3.2，P=0.0014)。與同一水平的健康青少年群體TCSQ常模[積極應(yīng)對(duì)方式、消極應(yīng)對(duì)方式評(píng)分分別為(28.88±9.35)分、(23.79±7.00)分][13]相比，有自傷行為的青少年積極應(yīng)對(duì)方式評(píng)分無明顯變化(t=-0.60，P=0.55)；但消極應(yīng)對(duì)方式評(píng)分增加(t=-10.28，P<0.01)，且女生往往采用更為消極的應(yīng)對(duì)方式處理生活事件。見表2，表3。

表1 有自傷行為青少年人口學(xué)特征及家庭相關(guān)因素

2.3.2 不同家庭環(huán)境心理健康狀態(tài)、個(gè)性特征差異 有自傷行為青少年不同戶口、不同居住條件、不同父母受教育水平GSES評(píng)分比較差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)；是否為獨(dú)生子女TCSQ消極應(yīng)對(duì)方式評(píng)分比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)；不同父母關(guān)系GAD-7、PHQ-9、PSQI、SR、GSES、TCSQ積極應(yīng)對(duì)方式評(píng)分比較差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。見表4。

表2 不同性別的有自傷行為青少年心理健康狀態(tài)和個(gè)性特征

表3 不同年齡層自殺意念及自殺行為[n(%)]

表4 不同家庭環(huán)境的有自傷行為青少年心理狀態(tài)和個(gè)性特征

2.4 有自傷行為男、女生心理健康狀態(tài)與個(gè)性特征及家庭因素的相關(guān)分析 相關(guān)分析結(jié)果顯示，有自傷行為男生的父母關(guān)系與其GAD-7、PHQ-9均呈正相關(guān)(P<0.01)，與其GSES、TCSQ中積極應(yīng)對(duì)方式均呈負(fù)相關(guān)(P<0.05)；有自傷行為男生GSES與SR、TCSQ消極和積極應(yīng)對(duì)方式均呈正相關(guān)(P<0.05)。有自傷行為女生的父母關(guān)系與其GSES、TCSQ積極應(yīng)對(duì)方式均呈負(fù)相關(guān)(P<0.01)，與其GAD-7、PHQ-9、PSQI、SR、TCSQ消極應(yīng)對(duì)方式均呈正相關(guān)(P<0.01)；有自傷行為女生的GSES與GAD-7、PHQ-9均呈負(fù)相關(guān)(P<0.05)，與TCSQ積極的應(yīng)對(duì)方式呈正相關(guān)(P<0.01)。具體見表5，表6。

2.5 一般自我效能感的中介效應(yīng)模型檢驗(yàn) 根據(jù)相關(guān)分析矩陣和溫忠麟等[16]研究的中介效應(yīng)檢驗(yàn)法，對(duì)不同性別的有自傷行為青少年的個(gè)性特征與父母關(guān)系和自殺風(fēng)險(xiǎn)間進(jìn)行中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)。依據(jù)偏差校正的百分位Bootstrap法(抽取5 000個(gè)樣本)，以自殺風(fēng)險(xiǎn)為因變量，父母關(guān)系為自變量，GSES與積極應(yīng)對(duì)方式為多重中介變量，選擇模型4進(jìn)行中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)。模型結(jié)構(gòu)見圖1。中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示，以自殺風(fēng)險(xiǎn)為被測變量，自變量父母關(guān)系及中介變量GSES及積極應(yīng)對(duì)方式為預(yù)測變量，在不同性別的這部分青少年中預(yù)測作用均顯著，但起中介作用的變量不同。男生表現(xiàn)為GSES中介效應(yīng)Bootstrap 95%置信區(qū)間的上下限不包含0，中介效應(yīng)存在，但中介效應(yīng)值與總效應(yīng)及直接效應(yīng)值均異號(hào)，說明GSES在父母關(guān)系與自殺風(fēng)險(xiǎn)間發(fā)揮遮掩作用，效應(yīng)量為10.99%。在這部分青少年女生群體中，中介變量積極應(yīng)對(duì)方式在父母關(guān)系與自殺風(fēng)險(xiǎn)之間起到部分中介作用，效應(yīng)量為7.5%。見表7。

表5 有自傷行為青少年的男生心理健康狀態(tài)與個(gè)性特征及家庭因素的相關(guān)分析(r)

表6 有自傷行為青少年的女生心理健康狀態(tài)與個(gè)性特征及家庭因素的相關(guān)分析(r)

注：*P<0.05，**P<0.01，上述均為標(biāo)準(zhǔn)化后系數(shù)

表7 不同性別的有自傷行為青少年個(gè)性特征中介效應(yīng)檢驗(yàn)

3 討論

在我國中學(xué)生心理健康狀況逐年下降的現(xiàn)實(shí)背景下[17]，本研究發(fā)現(xiàn)蘇州市某城區(qū)有自傷行為中學(xué)生檢出率為12.4%。而我國中西部某地區(qū)報(bào)告有自傷行為中學(xué)生檢出率高達(dá)40%[1]。造成明顯差距的原因，分析可能是由于調(diào)查過程中選擇測量工具的不同而引起，還可能跟當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)水平以及是否存在較多留守兒童青少年這一社會(huì)現(xiàn)象有關(guān)。有研究顯示留守兒童的心理問題高于非留守兒童[18]。而本研究中這部分青少年的居住方式主要與父母同居住(92.7%)。

本研究結(jié)果顯示，有自傷行為的青少年心理健康狀態(tài)為中度焦慮抑郁水平，存在睡眠質(zhì)量問題的占比為42.5%。報(bào)告自殺意念者占58.9%，且低齡層(≤15歲)的這部分青少年報(bào)告出更多的自殺行為。不同性別的這部分青少年心理健康狀態(tài)無差異，而差異主要體現(xiàn)在個(gè)性特征方面，即不同性別的有自傷行為青少年的一般自我效能感以及應(yīng)對(duì)方式具有明顯的差異。

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與國內(nèi)常模比較，有自傷行為青少年的一般自我效能感普遍降低，負(fù)性應(yīng)對(duì)方式增多。一般自我效能感指的是個(gè)體面對(duì)新環(huán)境或應(yīng)對(duì)新事物時(shí)所具有的一種總體性自信心[19]，既往的研究發(fā)現(xiàn)一般自我效能感與抑郁、狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮等[20，21]呈負(fù)相關(guān)，與情緒智力、積極的應(yīng)對(duì)方式呈正相關(guān)[22～24]。本研究結(jié)果顯示，一般自我效能感的這些相關(guān)性主要在有自傷行為青少年女生群體中，與既往的研究發(fā)現(xiàn)較一致；但在這部分男生群體中，一般自我效能感僅與自殺風(fēng)險(xiǎn)以及積極和消極的應(yīng)對(duì)方式呈正相關(guān)。

在有自傷行為青少年的家庭相關(guān)因素中，家庭客觀環(huán)境(包括居住條件和方式、獨(dú)生子女、戶口等)與心理健康狀態(tài)的相關(guān)性不強(qiáng)。父母雙方的受教育程度主要影響這部分青少年的一般自我效能感。值得注意的是，在家庭相關(guān)因素中，對(duì)有自傷行為青少年心理健康狀態(tài)及個(gè)性特征影響最廣泛的因素為父母關(guān)系和睦程度；它不僅影響這部分青少年的一般自我效能感和積極的應(yīng)對(duì)方式，也對(duì)這部分青少年的焦慮、抑郁情緒以及睡眠質(zhì)量和自殺風(fēng)險(xiǎn)有影響。且不同性別在三者之間表現(xiàn)出不同的相關(guān)性。

在既往自傷行為與精神障礙關(guān)系的研究中，青少年自傷行為是將來發(fā)生精神障礙的行為標(biāo)志和風(fēng)險(xiǎn)因素[7]。兒童青少年的自傷行為與情緒障礙[25](包括焦慮癥、抑郁癥、雙相情感障礙等)和外化性行為問題[26](包括注意缺陷多動(dòng)障礙、品行障礙以及對(duì)立違抗性障礙等)均有著密切聯(lián)系。雙相情感障礙的青少年群體情緒反應(yīng)過高或過低，甚至是處于疾病緩解期的個(gè)體，可能更容易發(fā)生蓄意性自我傷害行為，這可能跟個(gè)體的沖動(dòng)控制能力下降有關(guān)[2]。但青少年因出現(xiàn)自傷行為而求助于醫(yī)生的人數(shù)仍為冰山一角[7]，故目前基于學(xué)校篩查的有自傷行為青少年群體仍需要進(jìn)一步更為專業(yè)的臨床評(píng)估，以明確其能否作為自殺風(fēng)險(xiǎn)的高危人群施行干預(yù)，以及明確其精神障礙的發(fā)生率。

為考察家庭相關(guān)因素與有自傷行為青少年個(gè)性特征及心理健康狀態(tài)的相關(guān)性，本研究還以這部分青少年的父母關(guān)系為自變量，自殺風(fēng)險(xiǎn)為因變量，以一般自我效能感和積極應(yīng)對(duì)方式為中介變量，構(gòu)建了中介模型。中介效應(yīng)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，父母關(guān)系的和睦程度均可以直接預(yù)測有自傷行為青少年的自殺風(fēng)險(xiǎn)水平，但由于一般自我效能感及特質(zhì)應(yīng)對(duì)方式的性別差異，不同性別的青少年起中介作用的變量又不盡相同。在這部分男生中，由于一般自我效能感的遮掩作用，出現(xiàn)一般自我效能越高自殺風(fēng)險(xiǎn)越高的結(jié)果，這似乎有違客觀現(xiàn)象。這種現(xiàn)象被稱為“高于平均水平效應(yīng)”(Better Than Average Effect, BTAE)，在男性群體中是一種廣泛存在的心理現(xiàn)象[27]，推測可能與認(rèn)知偏差有關(guān)。而這部分女生中，積極的應(yīng)對(duì)方式在父母關(guān)系與自殺風(fēng)險(xiǎn)中起到部分中介作用?？傊改赣H之間的關(guān)系和睦程度在一定程度上影響著有自傷行為青少年的自殺風(fēng)險(xiǎn)，推測父母關(guān)系的改善可以降低有自傷行為青少年的自殺風(fēng)險(xiǎn)。但由于個(gè)性特征在性別方面的差異，不同性別的這部分青少年在自殺風(fēng)險(xiǎn)影響上有著不同的途徑。故針對(duì)有自傷行為青少年心理健康評(píng)估及自殺風(fēng)險(xiǎn)的干預(yù)，需要根據(jù)不同的性別，尋找不同的切入點(diǎn)。同時(shí)更需要關(guān)注這部分青少年的家庭環(huán)境中父母親關(guān)系的和睦程度。

本研究因存在一些局限性，目前仍無法形成有自傷行為青少年的家庭相關(guān)因素與其個(gè)性特征及心理健康狀態(tài)之間強(qiáng)有力的證據(jù)鏈。分析其原因，首先在于目前研究結(jié)果均來源于橫斷面研究方法，且所有評(píng)估方法為自評(píng)方式進(jìn)行。其次，由于青少年對(duì)自傷及自殺行為的隱藏，風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估為低風(fēng)險(xiǎn)時(shí)并不等同于青少年自殺風(fēng)險(xiǎn)低。故在將來的研究中，需要進(jìn)一步完善評(píng)估內(nèi)容，并進(jìn)行縱向研究，隨訪目標(biāo)人群，從而對(duì)有自傷行為的青少年做出更加全面、客觀的評(píng)估，指導(dǎo)青少年心理健康工作。