朱涵涵，王玉萍，張猜，周濤，潘昱，郭虹，董彥彬，黃鵬，姜榮環(huán)

1 武警青?？傟?duì)海東支隊(duì)，青海海東 810000；2 武裝后勤學(xué)院 警察部隊(duì)特色醫(yī)學(xué)中心研究部 軍人心理效能評(píng)估與應(yīng)激干預(yù)研究所，天津 300162；3 武警內(nèi)蒙古總隊(duì)醫(yī)院，內(nèi)蒙古呼和浩特 010000；4 陸軍裝甲兵學(xué)院 職業(yè)教育中心，北京 100853；5 解放軍總醫(yī)院第一醫(yī)學(xué)中心 醫(yī)學(xué)心理科，北京 100853；6 解放軍總醫(yī)院 骨科醫(yī)學(xué)部，北京 100853

自殺位列全球20 大死因之一，軍人自殺不僅影響軍隊(duì)的戰(zhàn)斗力，還涉及嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)損失和社會(huì)壓力[1]。因此對(duì)自殺問(wèn)題成因和預(yù)防手段的探索成為各國(guó)軍方的工作重點(diǎn)。在眾多紛繁的自殺意念成因中，軍人適應(yīng)不良逐漸進(jìn)入研究者視野。當(dāng)軍隊(duì)中特殊的管理模式、人際模式、繁重的任務(wù)帶來(lái)的壓力無(wú)法被官兵承受時(shí)，便可能產(chǎn)生適應(yīng)障礙導(dǎo)致自殺意念產(chǎn)生[2]。對(duì)于如何降低甚至消除自殺意念，Klonsky 等[3]的自殺三階段理論認(rèn)為關(guān)鍵在于聯(lián)結(jié)，不論是人際聯(lián)結(jié)還是個(gè)體與其感覺(jué)到的有意義的事物聯(lián)結(jié)，均能降低自殺意念。而部隊(duì)凝聚力是部隊(duì)成員追求團(tuán)體目標(biāo)中團(tuán)結(jié)在一起和保持穩(wěn)定的趨勢(shì)，或許可以作為聯(lián)結(jié)的一種形式。Trachik 等[4]在美軍中證實(shí)了這點(diǎn)，他認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)鼓勵(lì)士兵就醫(yī)、傾訴心聲等積極行為，能有效提升部隊(duì)凝聚力進(jìn)而減輕自殺意念。Ha 等[5]則在韓國(guó)軍隊(duì)中發(fā)現(xiàn)凝聚力通過(guò)降低感知壓力減少了軍人適應(yīng)不良，消除了軍人尋求心理幫助的障礙。此外，當(dāng)個(gè)體因痛苦而選擇心理求助時(shí)，也是試圖將心理服務(wù)人員與自我內(nèi)心世界建立聯(lián)結(jié)。反之，官兵產(chǎn)生心理求助障礙則導(dǎo)致這一聯(lián)結(jié)失敗。Schuy 等[6]在其研究中發(fā)現(xiàn)，害怕受到職業(yè)歧視和社會(huì)排斥、擔(dān)心治療信息泄露而被標(biāo)簽化，是影響德國(guó)軍人心理求助的主要原因。而我國(guó)軍人心理衛(wèi)生資源的使用則受到消極就醫(yī)理念和醫(yī)療機(jī)構(gòu)距離等因素的限制[7]。

國(guó)外研究部分證實(shí)，部隊(duì)凝聚力和心理求助障礙在預(yù)防自殺和消除軍人適應(yīng)不良方面起著積極或消極作用[5-6]。尚無(wú)研究對(duì)以上四者在我國(guó)武警官兵中呈現(xiàn)的特征進(jìn)行考察，也并未對(duì)四者之間可能存在的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)進(jìn)行驗(yàn)證。因此本研究將以軍人適應(yīng)不良為自變量，自殺意念為因變量，部隊(duì)凝聚力和心理求助障礙為中介變量，探討四者的內(nèi)在聯(lián)系，為預(yù)防自殺意念提供參考。

對(duì)象與方法

1 研究對(duì)象 本研究采取整群抽樣的方法，于2021 年3 月對(duì)某部武警官兵進(jìn)行調(diào)查，歷時(shí)2 周?；厥蘸髣h除無(wú)效問(wèn)卷，剔除標(biāo)準(zhǔn)為自殺意念量表掩飾分≥4 分的問(wèn)卷，以及連續(xù)作答、明顯亂答、答題時(shí)間過(guò)長(zhǎng)或過(guò)短的問(wèn)卷。

2 研究工具和方法 1)軍人適應(yīng)不良自評(píng)量表：由張理義等編制，適用于中國(guó)軍人[8]。該量表有40 個(gè)題項(xiàng)，包括4 個(gè)因子，分別為行為問(wèn)題因子、情緒適應(yīng)因子、人際關(guān)系因子、環(huán)境適應(yīng)因子。量表采用兩級(jí)評(píng)分，其中“是”計(jì)0 分，“否”計(jì)1 分，各因子的得分為其所包含的條目得分之和，問(wèn)卷總分為4 個(gè)因子得分之和?？偡衷礁弑硎具m應(yīng)不良程度越高、越容易發(fā)生心理障礙。在量表后續(xù)的常模編制和實(shí)證研究中，已證明具有較好的信效度。在本研究中，總量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.884，KMO 值為0.92，P＜0.001。

2 )自殺意念自評(píng)量表[9]：共含有26 個(gè)題項(xiàng)，包括絕望、樂(lè)觀、睡眠、掩飾4 個(gè)因子，量表采用兩級(jí)評(píng)分，其中“是”計(jì)1 分，“否”計(jì)0 分，題項(xiàng)1、5、6、7、9、10、13、15、21、25 進(jìn)行反向計(jì)分?？偡钟山^望、樂(lè)觀、睡眠三因子相加得到，以總分≥12 分作為初步篩選有自殺意念的界值，掩飾因子得分≥4 分判為測(cè)量不可靠。在量表的編制和廣泛應(yīng)用中已經(jīng)證實(shí)該量表具有較好的信效度，在本研究中總量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.714，KMO 值為0.90，P＜0.001。

3)軍人心理求助障礙量表：由Hoge 等[10]首次提出，用于測(cè)量軍人心理求助障礙。共包含13 個(gè)題項(xiàng)，消極態(tài)度、污名化、組織障礙三個(gè)因子，采用五級(jí)計(jì)分法，1 分表示“非常不同意”，2 分表示“不同意”，3 分表示“不確定”，4 分表示“同意”，5 分表示“非常同意”。后由我國(guó)學(xué)者顧仁萍和楊媛媛[11]將其翻譯漢化，并進(jìn)行了信效度檢驗(yàn)，最終保留10 個(gè)題項(xiàng)。在本研究中總量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.896，KMO 值為0.871，P＜0.001。

4 )陸軍部隊(duì)凝聚力量表：由Griffith 于2002年編制而成，共包括23 個(gè)題項(xiàng)，上下級(jí)任務(wù)支持、上下級(jí)情感支持、戰(zhàn)士間任務(wù)支持、戰(zhàn)士間情感支持4 個(gè)維度；該量表采用五級(jí)計(jì)分法，1 為非常不同意，3 為不確定，5 為非常同意。后由丁玲[12]將其漢化，并在陸軍群體的施測(cè)中獲得了較好的信效度。在本研究中總量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.971，KMO 值為0.979，P＜0.001。

5 )自編一般情況問(wèn)卷：年齡、民族、來(lái)源、是否獨(dú)生子女、身份類(lèi)別、家庭種類(lèi)等。

6 )測(cè)試方法：通過(guò)問(wèn)卷星的方式分批次進(jìn)行現(xiàn)場(chǎng)集中施測(cè)。測(cè)試前，已征得被試單位相關(guān)部門(mén)和被試者知情同意，并申明對(duì)測(cè)試結(jié)果保密。測(cè)試匿名進(jìn)行，每場(chǎng)測(cè)試由主試統(tǒng)一講解測(cè)試規(guī)程，統(tǒng)一宣讀指導(dǎo)語(yǔ)和注意事項(xiàng)。答題中遇到問(wèn)題，被試者可隨時(shí)舉手示意，由主試逐個(gè)予以解答。答題完成后，經(jīng)檢查確認(rèn)無(wú)漏項(xiàng)、錯(cuò)項(xiàng)后，方可提交離場(chǎng)。結(jié)果得出后將自殺前三項(xiàng)高于12 分的人員對(duì)照問(wèn)卷中身份證后六位編號(hào)核對(duì)到個(gè)人，并轉(zhuǎn)介各單位的心理醫(yī)生，幫助其做好預(yù)防工作。

3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 使用SPSS22.0 軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。觀測(cè)資料中的計(jì)量數(shù)據(jù)主要為非正態(tài)計(jì)量資料，以Md(IQR) 表示，組間比較采用秩和檢驗(yàn)。計(jì)數(shù)資料用例數(shù)(百分比) 表示，組間比較采用Fisher' s 精確概率檢驗(yàn)。采用Harman單因素檢驗(yàn)法檢驗(yàn)共同方法偏差，數(shù)據(jù)在未旋轉(zhuǎn)的情況下析出9 個(gè)公因子，解釋力最大公因子的方差解釋量為25.11%，低于40%的判斷標(biāo)準(zhǔn)，表明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差效應(yīng)。采用Pearson相關(guān)分析方法檢驗(yàn)變量之間的相關(guān)性，并使用二元logistic回歸方法驗(yàn)證影響自殺意念的影響因素。此外，使用Amos21.0 構(gòu)建四個(gè)變量的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿M合采用指數(shù)，使用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap 法檢驗(yàn)鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)和不同路徑的相對(duì)中介效應(yīng)占比。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05(雙側(cè)檢驗(yàn))。

結(jié) 果

1 研究對(duì)象人口學(xué)信息 共5 002 名官兵接受調(diào)查，均為男性，年齡(22.52±3.33)歲。最終共回收問(wèn)卷4 266 份，刪除無(wú)效問(wèn)卷736 份。在4 266個(gè)有效樣本中，年齡20～ 24 歲占66.52%，為部隊(duì)主體；漢族占94.22%；農(nóng)村官兵占75.29%；非獨(dú)生子女占68.15%；戰(zhàn)士占93.95%；在家庭類(lèi)別中，來(lái)源于正常家庭的官兵占80.47%。見(jiàn)表1。

表1 研究對(duì)象人口學(xué)信息(n=4 266)Tab.1 Demographic information of subjects (n=4 266)

2 各量表得分情況 自殺意念問(wèn)卷總分得分平均為3.76± 3.03，有自殺意念者(絕望、樂(lè)觀、睡眠三因子總分≥12 分)115 人，自殺意念檢出率達(dá)2.70%。軍人適應(yīng)不良總分3.36±4.11；部隊(duì)凝聚力總分102.37±11.94。

3 有無(wú)自殺意念兩組間人口學(xué)及心理測(cè)量指標(biāo)比較 兩組年齡、民族、來(lái)源、是否獨(dú)生子女、身份類(lèi)別差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P＞0.05)，但家庭類(lèi)別差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P＜0.01)，見(jiàn)表2。有自殺意念組軍人適應(yīng)不良總分、心理求助障礙總分高于無(wú)自殺意念組，部隊(duì)凝聚力總分低于無(wú)自殺意念組，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P＜0.001)，見(jiàn)表3。

表2 有無(wú)自殺意念組家庭類(lèi)別的差異(n,%)Tab.2 Differences in family categories between soldiers with or without suicidal ideation (n,%)

表3 有無(wú)自殺意念組軍人適應(yīng)不良、心理求助障礙、部隊(duì)凝聚力總分差異[Md(IQR)]Tab.3 Differences in the total scores of maladjustment,psychological help-seeking disorder and military cohesion between soldiers with or without suicidal ideation (Md[IQR])

3 各量表之間的相關(guān)關(guān)系 Pearson 相關(guān)分析結(jié)果顯示，軍人適應(yīng)不良得分與自殺意念得分呈正相關(guān)(r=0.46，P＜0.001)，軍人適應(yīng)不良得分與心理求助障礙得分呈正相關(guān)(r=0.32，P＜0.001)，軍人適應(yīng)不良得分與部隊(duì)凝聚力得分呈負(fù)相關(guān)(r=-0.30，P＜0.001)；自殺意念得分與心理求助障礙得分呈正相關(guān)(r=0.34，P＜0.001)，自殺意念得分與部隊(duì)凝聚力得分呈負(fù)相關(guān)(r=-0.26，P＜0.001)；心理求助障礙與部隊(duì)凝聚力得分呈正相關(guān)(r=-0.41，P＜0.001)。見(jiàn)表4。

表4 四量表得分之間的Pearson 相關(guān)分析Tab.4 Pearson correlation analysis between the four scales

4 自殺意念的關(guān)聯(lián)因素分析 以有無(wú)自殺意念為因變量(有=1，無(wú)=0)，以年齡(18～ 19 歲/20～ 24 歲=1，25～ 29 歲/30 歲及以上=0)、民族(漢族=1，少數(shù)民族=0)、來(lái)源(城鎮(zhèn)=1，農(nóng)村=0)、是否獨(dú)生子女(是=1，否=0)、身份類(lèi)別(干部=1，戰(zhàn)士=2)、家庭類(lèi)型(正常家庭=1，父母離異/祖輩撫養(yǎng)/單親/孤兒=0)、軍人適應(yīng)不良總分、心理求助障礙總分、部隊(duì)凝聚力總分為自變量，進(jìn)行二元logistic回歸分析。結(jié)果表明，軍人適應(yīng)不良、心理求助障礙是自殺意念的危險(xiǎn)因素，部隊(duì)凝聚力是自殺意念的保護(hù)因素。見(jiàn)表5。

表5 軍人自殺意念相關(guān)因素的二元logistic 回歸分析Tab.5 Binary logistic regression analysis of factors related to suicidal ideation in soldiers

5 部隊(duì)凝聚力和心理求助障礙在軍人適應(yīng)不良與自殺意念間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?以軍人適應(yīng)不良為自變量，部隊(duì)凝聚力和心理求助障礙得分為中介變量，自殺意念得分為因變量，運(yùn)用AMOS21.0 建構(gòu)結(jié)構(gòu)方程模型，其中χ2/df=22.56，大于5。是因?yàn)楸狙芯恐袠颖救萘枯^大，χ2相較自由度值檢驗(yàn)容易拒絕模型，因此本研究綜合參照其他幾個(gè)重要擬合指數(shù)。GFI=0.943，AGFI=0.919，CFI=0.943，大于0.9；RMSEA=0.071，小于0.08。表明模型擬合良好?？梢钥闯?，軍人適應(yīng)不良可直接預(yù)測(cè)自殺意念，同時(shí)也可以分別通過(guò)部隊(duì)凝聚力、心理求助障礙間接預(yù)測(cè)自殺意念。最后還可通過(guò)部隊(duì)凝聚力、心理求助障礙的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接預(yù)測(cè)自殺意念。見(jiàn)圖1。

圖1 軍人適應(yīng)不良和自殺意念的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蛨DFig.1 Chain mediation model diagram of military maladjustment and suicidal ideation

進(jìn)一步使用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，在原始數(shù)據(jù)中隨機(jī)重復(fù)抽取2 000 個(gè)樣本，計(jì)算95%CI。結(jié)果顯示，部隊(duì)凝聚力、心理求助障礙在適應(yīng)不良與自殺意念之間的間接效應(yīng)的置信區(qū)間為(0.038，0.067)，均不包含0，說(shuō)明鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。其中，部隊(duì)凝聚力、心理求助障礙在適應(yīng)不良與自殺意念之間的間接效應(yīng)量為0.054，占總效應(yīng)的5.44%；部隊(duì)凝聚力在適應(yīng)不良與自殺意念之間的間接效應(yīng)量為0.028，占總效應(yīng)的2.82%；心理求助障礙在適應(yīng)不良與自殺意念間的間接效應(yīng)量為0.100，占總效應(yīng)的10.07%。見(jiàn)表6。

表6 軍人適應(yīng)不良和自殺意念的鏈?zhǔn)街薪樽饔梅治鯰ab.6 Chain mediating analysis of military maladjustment and suicidal ideation

討 論

1 家庭種類(lèi)在有無(wú)自殺意念上的差異性比較 本研究結(jié)果顯示，身處父母離異、隔代撫養(yǎng)、孤兒的特殊家庭的官兵，自殺意念水平更高，這與黃秋娟等[13]的研究結(jié)果類(lèi)似。依戀理論認(rèn)為個(gè)體出生3 個(gè)月后就依戀母親，當(dāng)母親能夠給予溫暖而積極的回應(yīng)，孩子就會(huì)感到安定并擁有充足的安全感[14]。但在人的早年，如果父母因?yàn)楣ぷ?、離異等原因，導(dǎo)致主要撫養(yǎng)人無(wú)法持久穩(wěn)定地?fù)狃B(yǎng)個(gè)體，則可能對(duì)孩子造成心靈重創(chuàng)。因此當(dāng)青年官兵成長(zhǎng)于破碎的家庭、缺乏情感滋養(yǎng)時(shí)，更可能使其遭遇人際交往困難、情緒困難等適應(yīng)問(wèn)題[15]，成為自殺意念的危險(xiǎn)因素[16]。同時(shí)，青年官兵雖在年幼經(jīng)歷了父母嚴(yán)重的分離和喪失，但依戀模式依然是童年期依戀行為的直接延續(xù)[14]。當(dāng)青年官兵與戰(zhàn)友、戀人等新的依戀關(guān)系中經(jīng)歷分離和喪失，就仿佛再現(xiàn)往日經(jīng)歷，降低了個(gè)體的求生意識(shí)。Adam 等[17]也認(rèn)為，嚴(yán)重的自殺危機(jī)可以被有效地概念化為急性“依戀危機(jī)”，其形式和功能都來(lái)自童年分離反應(yīng)。此外，隔代撫養(yǎng)家庭中，祖輩雖然能夠代替父母照顧孩子，但這種撫育模式可能會(huì)對(duì)孫輩帶來(lái)消極作用，如教養(yǎng)中祖輩越俎代庖，無(wú)原則的溺愛(ài)會(huì)令個(gè)體以自我為中心、任性，缺乏挫折應(yīng)對(duì)能力，難以適應(yīng)社會(huì)，嚴(yán)重者甚至自殺[18]。同時(shí)祖輩自身的身體健康、家庭支持、親子關(guān)系、喪偶等因素，既影響其自身的生存質(zhì)量，也會(huì)間接影響教養(yǎng)質(zhì)量[19]，這些部分解釋了隔代撫養(yǎng)官兵自殺意念水平更高的原因，然而具體原因還需要進(jìn)一步探索。

2 部隊(duì)凝聚力和心理求助障礙在軍人適應(yīng)不良與自殺意念間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?本研究結(jié)果顯示，有自殺意念組的軍人適應(yīng)不良、心理求助障礙總分高于無(wú)自殺意念組，有自殺意念組的部隊(duì)凝聚力總分低于無(wú)自殺意念組。Logistic 回歸分析表明，對(duì)自殺意念預(yù)測(cè)性較強(qiáng)的因素包括軍人適應(yīng)不良和心理求助障礙，部隊(duì)凝聚力反向預(yù)測(cè)了自殺意念。同時(shí)本研究還發(fā)現(xiàn)部隊(duì)凝聚力和心理求助障礙在軍人適應(yīng)不良與自殺意念間起到鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

首先在“軍人適應(yīng)不良→部隊(duì)凝聚力→自殺意念”路徑中，軍人適應(yīng)不良可以通過(guò)部隊(duì)凝聚力的單獨(dú)中介作用影響自殺意念。關(guān)于適應(yīng)不良與自殺意念的關(guān)系，可能的解釋是，軍人常面對(duì)枯燥封閉的生活環(huán)境和各類(lèi)急難險(xiǎn)重的任務(wù)，其人際特征則具有鮮明的等級(jí)性和服從性。軍人要適應(yīng)并獲得成長(zhǎng)，需要具備更高的抗挫折能力、堅(jiān)定的忍耐力和心理彈性等素質(zhì)。缺乏了這樣的素質(zhì)，適應(yīng)環(huán)境就會(huì)變得痛苦，而痛苦總是與自殺風(fēng)險(xiǎn)高度相關(guān)。此外，軍隊(duì)培養(yǎng)官兵男性氣概，男兒有淚不輕彈是信條，但這可能導(dǎo)致官兵與自己內(nèi)在情感的疏離，反而加深了官兵適應(yīng)不良和自殺風(fēng)險(xiǎn)[20]。部隊(duì)凝聚力作為官兵心理健康的保護(hù)因素，能夠降低自殺意念的產(chǎn)生，這與前人的研究結(jié)果相同[4]。其中戰(zhàn)友間任務(wù)和情感支持能夠?yàn)閳F(tuán)體成員提供歸屬感，在挫折中給予彼此支援。上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)給予的情感和任務(wù)支持，則會(huì)引領(lǐng)戰(zhàn)士，使其在成功實(shí)踐中尋找到自我力量，獲得自我認(rèn)同。這些方面都能促進(jìn)官兵對(duì)軍隊(duì)的適應(yīng)，進(jìn)而降低自殺意念。但同樣值得注意的是，適應(yīng)不良的官兵同樣也會(huì)報(bào)告更低的部隊(duì)凝聚力，繼而限制部隊(duì)凝聚力對(duì)自殺意念的緩沖效果。

其次在“軍人適應(yīng)不良→心理求助障礙→自殺意念”路徑中，心理求助障礙與適應(yīng)不良和自殺意念呈顯著正相關(guān)，在兩者之間起到了中介作用。說(shuō)明心理求助障礙的存在會(huì)強(qiáng)化軍人適應(yīng)不良時(shí)擱置病情的情況，導(dǎo)致痛苦程度升級(jí)，促進(jìn)了自殺意念的產(chǎn)生。自殺三階段理論認(rèn)為自殺意念的誕生也經(jīng)歷了一個(gè)過(guò)程，即人有痛苦不一定會(huì)產(chǎn)生自殺意念，因?yàn)槿藗儠?huì)試圖尋找聯(lián)結(jié)減輕痛苦，只有當(dāng)痛苦不斷升級(jí)為絕望感時(shí)，兩者之間的交互作用才會(huì)使自殺意念產(chǎn)生[3]。因此暢通緩解痛苦，增強(qiáng)聯(lián)結(jié)的渠道，能夠減輕個(gè)體的自殺意念。對(duì)于部隊(duì)官兵而言，在需要時(shí)尋求專(zhuān)業(yè)心理服務(wù)力量的支持是建立聯(lián)結(jié)的重要途徑，但若聯(lián)結(jié)失敗就無(wú)法及時(shí)緩沖絕望感和痛苦，這便增加自殺意念產(chǎn)生的可能[6]。而軍人適應(yīng)不良與心理求助障礙呈負(fù)相關(guān)，可能是因?yàn)檫m應(yīng)力好的官兵，本身具備更積極的依戀模式和更充分的社會(huì)支持[21]，能更順利地向外界求助。而適應(yīng)不良的官兵則往往遭遇困難的人際關(guān)系、消極的自我意識(shí)、受限的認(rèn)知范圍、匱乏的應(yīng)對(duì)資源等問(wèn)題，這些都會(huì)限制其求助動(dòng)機(jī)和尋求幫助的能力[22]。

而在“部隊(duì)凝聚力→心理求助障礙”路徑中，兩者之間呈負(fù)相關(guān)，說(shuō)明良好的部隊(duì)凝聚力能夠消除心理求助阻礙。因?yàn)榫哂心哿Φ膱F(tuán)體均具備尊重和包容的屬性[23]。對(duì)于部隊(duì)而言，管理官兵安全會(huì)消耗大量人力物力，當(dāng)極端事件發(fā)生，還會(huì)影響集體和相關(guān)個(gè)人的進(jìn)步發(fā)展，這種現(xiàn)實(shí)易造成官兵的心理求助障礙。但當(dāng)官兵之間能夠開(kāi)誠(chéng)布公地分享負(fù)面感受，促進(jìn)心理知識(shí)的學(xué)習(xí)，或上級(jí)幫助協(xié)調(diào)就醫(yī)時(shí)間、參與治療信息保密，鼓勵(lì)戰(zhàn)士情感表達(dá)并尋求心理幫助等，能有效降低官兵病恥感，從而提高士兵的心理彈性并降低自殺意念[4]。

在結(jié)構(gòu)方程模型的中介效應(yīng)中，“軍人適應(yīng)不良→心理求助障礙→自殺意念”路徑的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的10.07%，而“軍人適應(yīng)不良→部隊(duì)凝聚力→自殺意念”僅占2.82%。雖然第二條中介路徑的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例相對(duì)較小，但部隊(duì)凝聚力依然在緩沖自殺意念方面起到了積極作用。只是對(duì)于嚴(yán)重適應(yīng)不良和有自殺意念的官兵而言，當(dāng)其感知壓力程度過(guò)大時(shí)，部隊(duì)凝聚力的保護(hù)作用是有限的[5]。反之，心理求助障礙則是自殺意念更為密切的影響因素。上述結(jié)果啟示我們，降低官兵心理求助時(shí)的消極態(tài)度和現(xiàn)實(shí)困境，消除外部污名化和官兵自身的病恥感，是預(yù)防自殺工作的重要內(nèi)容。而提高部隊(duì)凝聚力能夠有效消除心理求助障礙。因此，科學(xué)完善部隊(duì)心理服務(wù)體系，注重發(fā)揮部隊(duì)凝聚力的積極力量，對(duì)于預(yù)防軍人自殺具有實(shí)踐意義。

本研究雖然對(duì)于部隊(duì)了解自殺意念、軍人適應(yīng)不良、心理求助障礙、部隊(duì)凝聚力之間的關(guān)系有一定的意義，但僅采用橫斷面研究，難以驗(yàn)證四者之間的因果關(guān)系。另外，本研究所使用的量表和問(wèn)卷均為自評(píng)式，缺乏他評(píng)、訪談等方式對(duì)測(cè)試結(jié)果的真實(shí)性進(jìn)行再驗(yàn)證。因此，未來(lái)研究應(yīng)補(bǔ)充縱向研究，并著重強(qiáng)化評(píng)估方式的多元性和準(zhǔn)確性。