任江蘋，賀 燕，安朝東，陳 娟*

（1. 重慶醫(yī)科大學(xué)附屬大學(xué)城醫(yī)院，重慶 401331；2. 重慶師范大學(xué)，重慶 401331 *通信作者：陳 娟，E-mail：chenjuan023@foxmail.com）

非自殺性自傷（Non-suicidal sel-injury，NSSI）行為是指個體在無自殺動機的情況下，反復(fù)采取對自身組織造成損傷的行為，如割傷、撞傷、打傷、咬傷自己等［1］。既往研究結(jié)果顯示，NSSI 行為是自殺行為的單向預(yù)測因子［2］，且NSSI 行為是自殺行為的重要危險因素［3］。目前，NSSI 行為在世界各國青少年中的檢出率較高，且在發(fā)展中國家中，青少年NSSI 行為檢出率呈上升趨勢［4-5］。中學(xué)生出現(xiàn)NSSI行為的原因復(fù)雜，已有研究表明，NSSI 行為與心理障礙有關(guān)［6-7］。伴NSSI 行為的中學(xué)生往往存在不同程度的抑郁情緒［8］，且NSSI 行為的發(fā)生率與抑郁情緒嚴(yán)重程度呈正相關(guān)［9］。伴NSSI 行為的個體往往具有較強的沖動性［10］，部分具有抑郁情緒的學(xué)生也存在較高水平的沖動性［11］。然而，中學(xué)生抑郁情緒與NSSI 行為及沖動性三者之間的關(guān)系尚不清楚。因此，本研究對中學(xué)生NSSI 行為現(xiàn)狀進行調(diào)查，假設(shè)中學(xué)生抑郁情緒可正向預(yù)測NSSI行為，沖動性在其中起部分中介作用。通過探索中學(xué)生抑郁情緒和沖動性對NSSI 行為的影響，以期為中學(xué)生NSSI行為的預(yù)防和干預(yù)提供參考。

1 對象與方法

1.1 對象

于2021 年3 月，采用整群隨機抽樣法，選取重慶市2 所普通中學(xué)、共28 個班級的在校中學(xué)生進行橫斷面調(diào)查。根據(jù)樣本量公式進行樣本量估計：n=，預(yù)測中學(xué)生NSSI 行為的發(fā)生率P=10%，雙側(cè)檢驗，α=0.05，容許誤差為2%，計算出最低樣本量n=864，考慮20%的失訪率，故最低樣本量為1 036 人。共發(fā)放問卷1 209 份，回收問卷1 209 份。剔除存在信息缺失或作答選項均為同一答案的問卷，最終獲得有效問卷1 161 份，有效問卷回收率為96.03%。參與調(diào)查的學(xué)生及家長均知情同意。

1.2 研究工具

采用自編一般情況調(diào)查表收集中學(xué)生的基本資料，包括性別、年級、是否為獨生子女以及學(xué)習(xí)日是否住校。

采用青少年NSSI 行為評定問卷（Adolescent Non-suicidal Self-injury Assessment Questionnaire，ANSAQ）［12］評定中學(xué)生近1 年NSSI 行為的發(fā)生情況。該問卷共12 個條目，分為2 個維度：①無明顯組織損傷，即未造成明顯嚴(yán)重的身體組織損傷，如掐傷、扯頭發(fā)等；②有明顯組織損傷，可能會造成出血、劃痕及其他組織損傷，如割傷、劃傷等。采用0～4 分5 級評分，即“沒有、偶爾、有時、經(jīng)常、總是”。該量表參考《精神障礙診斷與統(tǒng)計手冊（第5 版）》（Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders，fifth edition，DSM-5）［13］的標(biāo)準(zhǔn)，將NSSI 行為發(fā)生次數(shù)≥5 次的中學(xué)生歸為“伴NSSI 行為”組?？傇u分范圍0～27 分，總評分越高表明被試的NSSI 程度越嚴(yán)重。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.921。

采用流調(diào)中心抑郁量表（The Center for Epidemiological Studies Depression Scale，CES-D）［14］評定中學(xué)生的抑郁情緒。該量表共20 個條目，采用0～3 分4 級計分，即偶爾或無（少于1 天）、有時（1～2 天）、經(jīng)?；蛞话霑r間（3～4天）、大部分時間或持續(xù)（5～7天），其中4 個條目反向計分。總評分范圍0～60 分，總評分＜16 分為無抑郁，總評分17～22 分表明可能存在抑郁，總評分23～27分表明很可能存在抑郁，總評分≥28 分表明存在一定程度的抑郁。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.883。

采用Barratt 沖動性量表（Barratt Impulsiveness Scale，BIS-II）［15］評定中學(xué)生的沖動性水平。該量表共30 個條目，包含行動沖動性、認知沖動性和非計劃沖動性三個維度，各條目采用1～5 分5 級評分，即“不是、極少、有時、經(jīng)常、總是”，其中認知沖動性與無計劃沖動性維度需反向計分?？傇u分范圍30～150 分，總評分越高表明沖動性水平越高。本研究中，該量表Cronbach’sα系數(shù)為0.847。

1.3 評定方法

通過問卷星平臺進行調(diào)查，由經(jīng)過一致性培訓(xùn)的心理健康老師發(fā)放二維碼，并要求學(xué)生在同一課間時間用手機填寫問卷，問卷填寫耗時約20 min。問卷指導(dǎo)語清晰說明本研究目的、內(nèi)容及保密性。本研究將漏填和規(guī)律作答的問卷視為無效問卷。

1.4 統(tǒng)計方法

使用SPSS 23. 0 進行統(tǒng)計分析。計數(shù)資料以［n（%）］表示，不符合正態(tài)分布的計量資料以［M（P25，P75）］表示，組間比較采用χ2檢驗和Wilcox秩和檢驗。采用Spearman 相關(guān)分析進行相關(guān)性檢驗；采用SPSS 23.0 宏程序Process 插件的Model 4 檢驗中介效應(yīng)，使用Bootstrap 進行中介效應(yīng)檢驗，抽取5 000 樣本估計各種效應(yīng)95%的置信區(qū)間。采用Harman單因素檢驗對共同方法偏差進行統(tǒng)計檢驗。檢驗水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗方法，對所有變量進行探索性因子分析，結(jié)果顯示，第一主成分可以解釋總變異的27.22%，小于臨界值40%。故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2 中學(xué)生一般資料和NSSI行為檢出情況

共1 161 名學(xué)生完成有效問卷調(diào)查，其中男生474名（40.83%），女生687名（59.17%）；初中生334名（28.77%），高中生827名（71.23%）；獨生子女165名（14.21%），非獨生子女996 名（85.79%）；學(xué)習(xí)日住校928名（79.93%），學(xué)習(xí)日未住校233名（20.07%）；過去1 年中，檢出存在NSSI 行為的中學(xué)生122 名（10.51%），無NSSI行為者1 039名（89.49%）。

2.3 不同特征的中學(xué)生NSSI行為檢出情況

初中生NSSI行為檢出率高于高中生，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（χ2=34.799，P＜0.01），學(xué)習(xí)日住校的中學(xué)生NSSI行為檢出率低于學(xué)習(xí)日未住校者，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（χ2=15.575，P＜0.01）。見表1。

表1 不同特征的中學(xué)生NSSI行為檢出情況［n（%）］Table 1 Detection of NSSI behavior in middle school students with different characteristics

2.4 有無NSSI行為的中學(xué)生CES-D 和BIS-II評分比較

有NSSI 行為的中學(xué)生CES-D 總評分、BIS-II 總評分及各維度評分均高于無NSSI行為者，差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（Z=-13.172、-8.200、-9.798、-3.530、-6.406，P均＜0.01）。見表2。

表2 有無NSSI行為的中學(xué)生CES-D和BIS-II評分比較［M（P25，P75），分］Table 2 Comparison of CES-D and BIS-II scores between middle school students with and without NSSI behavior

2.5 相關(guān)分析

中學(xué)生CES-D 總評分與ANSAQ 總評分及各維度評分均呈正相關(guān)（r=0.437～0.540，P均＜0.01），CES-D 總評分與BIS-II 總評分及各維度評分均呈正相關(guān)（r=0.340～0.556，P均＜0.01），BIS-II 總評分及各維度評分與ANSAQ 總評分及各維度評分均呈正相關(guān)（r=0.157～0.437，P＜0.01）。見表3。

表3 中學(xué)生CES-D、BIS-II和ANSAQ評分的相關(guān)分析（r）Table 3 Correlation analysis between CES-D， BIS-II and ANSAQ scores in middle school students

2.6 沖動性在抑郁情緒與NSSI行為間的中介效應(yīng)

以抑郁情緒為預(yù)測變量，沖動性為中介變量，NSSI 行為為結(jié)果變量進行回歸分析。抑郁情緒可以正向預(yù)測NSSI 行為（β=0.602，P＜0.01）；沖動性變量加入后，抑郁情緒對NSSI行為的預(yù)測作用下降（β=0.568，t=20.571，P＜0.01）；抑郁情緒可以正向預(yù)測沖動性（β=0.531，P＜0.01）；沖動性對NSSI 行為也具有正向預(yù)測作用（β=0.065，P＜0.05）。抑郁情緒對NSSI 行為的總效應(yīng)和沖動性的中介效應(yīng)Bootstrap 95%置信區(qū)間均不包含0，中介效應(yīng)顯著。沖動性在抑郁情緒與NSSI 行為之間起部分中介作用［間接效應(yīng)=0.035（95%CI：0.004～0.067，P＜0.01），間接效應(yīng)占總效應(yīng)的5.81%］。見表4、表5、圖1。

圖1 沖動性在抑郁情緒與NSSI行為之間的中介模型Figure 1 Mediation model of impulsivity between depressive mood and NSSI behavior

表4 中介模型中變量關(guān)系的回歸分析Table 4 Regression analysis of variable relationships in mediation model

表5 沖動性的中介效應(yīng)的Bootstrap檢驗Table 5 Bootstrap test of the mediation effect of impulsivity

3 討 論

本研究結(jié)果顯示，過去一年中，中學(xué)生NSSI 行為檢出率為10.51%，低于Lang 等［16］研究中中學(xué)生NSSI行為的檢出率，高于重慶地區(qū)大學(xué)生NSSI行為的檢出率［17］，可能是因為重慶地區(qū)積極開展學(xué)生心理健康篩查及干預(yù)工作，學(xué)生心理困擾在初期得到及時處理［18］。本研究表明，高中生NSSI行為檢出率低于初中生，與Zhang 等［19］的研究結(jié)果一致?？赡苁且驗橄噍^于高中學(xué)生，初中生處于發(fā)育早期，情緒更不穩(wěn)定，更易受外界影響［20］，處理應(yīng)對問題能力較弱，面對困難時更易產(chǎn)生NSSI行為［21］。

有NSSI 行為的中學(xué)生抑郁情緒和沖動性水平更高，與既往研究結(jié)果一致［22］。其原因可能是，當(dāng)中學(xué)生存在抑郁情緒且沖動性水平較高時，更傾向于通過非適應(yīng)性行為來緩解煩躁、痛苦等情緒［23］。相關(guān)分析結(jié)果顯示，中學(xué)生NSSI 行為與抑郁情緒、沖動性均呈正相關(guān)，與既往Kiekens 等［24］和Shao等［25］研究結(jié)果一致。這符合情緒緩解模型的觀點［26］，當(dāng)個體面臨應(yīng)激事件，大腦會立刻對應(yīng)激事件做出反應(yīng)，若應(yīng)激無法處理，會產(chǎn)生強烈的情緒問題和無助感，為回避情緒問題及無助感，便通過問題行為來宣泄負性情緒。

本研究結(jié)果表明，中學(xué)生抑郁情緒可直接正向預(yù)測NSSI行為，與既往研究結(jié)果一致［27］。當(dāng)中學(xué)生存在抑郁情緒時，往往存在無用、無助的自我評價，進而導(dǎo)致非適應(yīng)性心理和行為產(chǎn)生［28］。中學(xué)生常面臨學(xué)習(xí)壓力大、同伴交往受阻、家庭關(guān)系困擾等問題［29］，當(dāng)問題無法解決時，往往通過非適應(yīng)性行為進行自我懲罰和情緒表達，從而增加了中學(xué)生發(fā)生NSSI 行為的風(fēng)險［30］。沖動性在抑郁情緒與NSSI行為之間起部分中介作用。中學(xué)生處于人格特質(zhì)發(fā)展沖動性水平較高的階段，面對刺激事件時，沖動性無法抑制，情緒不能得到合理表達，故更傾向于通過非適應(yīng)性行為來應(yīng)對。

綜上所述，中學(xué)生抑郁情緒能夠正向預(yù)測NSSI行為，沖動性在抑郁情緒與NSSI行為之間起部分中介作用。本研究的局限性在于：一方面，本研究為橫斷面研究，采用自我報告式的問卷調(diào)查，結(jié)果可能存在一定程度的偏倚。未來研究可考慮結(jié)合訪談法以及縱向研究等方法深入探索抑郁情緒影響NSSI 行為的機制。另一方面，本研究樣本來源于同一地區(qū)的兩所中學(xué)，樣本量有限，未來研究可擴大取樣范圍，以獲得更加全面的樣本數(shù)據(jù)。