兒童期創(chuàng)傷與大學(xué)生自殺意念的關(guān)系:領(lǐng)悟社會支持和心理彈性的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2023-12-25 07:59:34韓曉霜陳彥君盧曉滿李青青李文福
濟寧醫(yī)學(xué)院學(xué)報 2023年6期
韓曉霜 陳彥君 盧曉滿 李青青 李文福
(濟寧醫(yī)學(xué)院精神衛(wèi)生學(xué)院,濟寧 272013)
自殺意念是個體產(chǎn)生的結(jié)束自己生命的特定想法或念頭[1],是自殺行為的首要風(fēng)險因素[2]。大學(xué)生處于生理和心理快速發(fā)展時期,是自殺的高風(fēng)險群體[3]。兒童期創(chuàng)傷是個體兒童時期經(jīng)歷的軀體、情感和性虐待以及軀體和情感忽視[4],對個體的生理、心理和社會功能均有消極影響[5],甚至導(dǎo)致自殺意念[6]。領(lǐng)悟社會支持是個體對自己感受到的各種社會支持強度的主觀評價[7]。壓力緩沖模型認(rèn)為,社會支持可以緩沖消極事件對個體的不良影響[8]。經(jīng)歷兒童期創(chuàng)傷會降低青少年的領(lǐng)悟社會支持,進而增加網(wǎng)絡(luò)欺負行為[9]。領(lǐng)悟社會支持與自殺意念負相關(guān)[10]。心理彈性是個體經(jīng)歷創(chuàng)傷或壓力性生活事件后依然保持或快速恢復(fù)健康心理狀態(tài)的能力[11]。心理彈性的過程模型指出,心理彈性是個體調(diào)動各種保護性因素應(yīng)對消極事件的動態(tài)調(diào)適過程[12],而焦慮、抑郁、自殺等可以看作心理彈性調(diào)節(jié)失敗的結(jié)果[13]。兒童期創(chuàng)傷降低了健康個體和抑郁個體的心理彈性[14-15]。心理彈性與焦慮、抑郁、消極情緒等負相關(guān)[16],可以負向預(yù)測青少年的自殺意念[17]。因此,本研究擬以大學(xué)生為被試,探討兒童期創(chuàng)傷與自殺意念的關(guān)系以及領(lǐng)悟社會支持和心理彈性的作用,為大學(xué)生自殺行為的預(yù)防和干預(yù)提供參考。
1 對象與方法
1.1 研究對象
于2021年8月至11月,采用方便取樣,對我校550名大學(xué)生進行問卷調(diào)查,回收有效問卷509份。其中,男性178人(34.97%),女性331人(65.03%);獨生子女202人(39.69%),非獨生子女307人(60.31%);城市生源163人(32.02%),城鎮(zhèn)生源172人(33.79%),農(nóng)村生源174人(34.19%)。平均年齡(19.96±1.50)歲。本研究程序符合所屬單位倫理委員會要求(JNMC-2021-YX-015),調(diào)查前取得研究對象的知情同意。
1.2 研究工具
1.2.1兒童期創(chuàng)傷問卷(Child Trauma Questionnaire,CTQ) 該量表由趙幸福等[18]修訂,共28個條目,包括25個臨床條目和3個效度條目。條目采用Likert 5級評分,從“從不”到“總是”分別計1～5分。25個臨床條目可以分為虐待和忽視兩大類,兒童期虐待包括情感虐待、軀體虐待和性虐待3個分量表,兒童期忽視包括情感忽視和軀體忽視2個分量表。得分越高表明個體經(jīng)歷的兒童期創(chuàng)傷越多。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.868。
1.2.2領(lǐng)悟社會支持量表(Perceived Social Support Scale,PSSS) 該量表由姜乾金[19]修訂,共12個條目。條目采用Likert 7級評分,從“極不同意”到“極同意”分別計1～7分?？偡衷礁弑砻鱾€體體驗到的社會支持越高。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.924。
1.2.3心理彈性量表(Connor-Davidson Resilience Scale,CD-RISC) 該量表由于肖楠和張建新[20]修訂,共25個條目。條目采用Likert 5級評分,從“很不符合”到“很符合”分別計1～5分。總分越高表明個體的心理彈性越好。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.934。
1.2.4自殺意念量表(Self-rating Idea of Suicide Scale,SIOSS) 該量表由夏朝云等[21]編制,共 26個條目,要求個體用“是”或“否”回答,分別計1或0分?？偡衷礁弑砻鱾€體的自殺意念越強。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.772。
1.3 統(tǒng)計學(xué)方法
采用SPSS 25.0進行描述統(tǒng)計分析,采用PROCESS 3.3的模型6(該模型為2個中介變量的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?檢驗鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?。采用偏差矯正的Bootstrap方法計算各路徑系數(shù)的95%置信區(qū)間,以95%置信區(qū)間不包括0作為統(tǒng)計顯著標(biāo)準(zhǔn)。
2 結(jié)果
2.1 共同方法偏差檢驗
Harman單因素分析結(jié)果顯示,未旋轉(zhuǎn)因子抽取出21個特征值大于1的主成分,第一個主成分占總變異的20.59%,小于40%的臨界值標(biāo)準(zhǔn),說明數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差。
2.2 各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果
兒童期創(chuàng)傷、虐待和忽視均與自殺意念顯著正相關(guān),與領(lǐng)悟社會支持和心理彈性顯著負相關(guān);領(lǐng)悟社會支持、心理彈性均與自殺意念顯著負相關(guān)。見表1。
2.3 領(lǐng)悟社會支持和心理彈性的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
鏈?zhǔn)街薪榉治龇謩e以兒童期虐待和兒童期忽視為自變量,以自殺意念為因變量,以領(lǐng)悟社會支持、心理彈性為中介變量,以性別、年齡、生源地和是否獨生子女為控制變量。分析前將所有變量標(biāo)準(zhǔn)化處理。
2.3.1領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期虐待與自殺意念間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?兒童期虐待對自殺意念的總效應(yīng)顯著(β=0.42,P<0.001),加入中介變量后,兒童期虐待對自殺意念的預(yù)測效應(yīng)變小但依然顯著(β=0.30,P<0.001)。兒童期虐待顯著負向預(yù)測領(lǐng)悟社會支持(β=-0.35,P<0.001),對心理彈性的預(yù)測效應(yīng)不顯著(β=-0.01,P=0.761)。領(lǐng)悟社會支持顯著正向預(yù)測心理彈性(β=0.47,P<0.001),而顯著負向預(yù)測自殺意念(β=-0.13,P<0.01)。心理彈性顯著負向預(yù)測自殺意念(β=-0.42,P<0.001)。見表2。
表1 各變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析
表2 領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期虐待與自殺意念間中介效應(yīng)的回歸分析
Bootstrap分析顯示(見表3),兒童期虐待對自殺意念的總間接效應(yīng)為0.120。包括3條中介路徑:第一,由兒童期虐待→領(lǐng)悟社會支持→自殺意念組成中介路徑1,間接效應(yīng)為0.046,占總效應(yīng)的10.98%;第二,由兒童期虐待→心理彈性→自殺意念組成中介路徑2,由于95%的置信區(qū)間包含0,表明該中介路徑不顯著;第三,由兒童期虐待→領(lǐng)悟社會支持→心理彈性→自殺意念組成中介路徑3,間接效應(yīng)為0.069,占總效應(yīng)的16.47%。
2.3.2領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期忽視與自殺意念間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>
兒童期忽視對自殺意念的總效應(yīng)顯著(β=0.41,P<0.001),加入中介變量后,兒童期忽視對Bootstrap分析表明(見表5),兒童期忽視對自殺意念的總中介效應(yīng)為0.241。包括三條中介路徑:第一,由兒童期忽視→領(lǐng)悟社會支持→自殺意念組成中介路徑1,間接效應(yīng)為0.084,占總效應(yīng)的20.49%;第二,由兒童期忽視→心理彈性→自殺意念組成中介路徑2,間接效應(yīng)為0.083,占總效應(yīng)的20.24%;第三,由兒童期忽視→領(lǐng)悟社會支持→心理彈性→自殺意念組成中介路徑3,間接效應(yīng)為0.074,占總效應(yīng)的18.05%。
表3 領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期虐待與自殺意念間的中介效應(yīng)分析
自殺意念的效應(yīng)變小但依然顯著(β=0.17,P<0.001)。兒童期忽視顯著負向預(yù)測領(lǐng)悟社會支持(β=-0.52,P<0.001)和心理彈性(β=-0.21,P<0.001)。領(lǐng)悟社會支持顯著正向預(yù)測心理彈性(β=0.37,P<0.001),顯著負向預(yù)測自殺意念(β=-0.16,P<0.001)。心理彈性顯著負向預(yù)測自殺意念(β=-0.39,P<0.001)。見表4。
表4 領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期忽視與自殺意念間中介效應(yīng)的回歸分析
表5 領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期忽視與自殺意念間的中介效應(yīng)分析
3 討論
以往研究在多種樣本群體中證實[22-23],兒童期創(chuàng)傷與自殺意念有關(guān),但其作用機制尚不明確。本研究探討了兒童期創(chuàng)傷與大學(xué)生自殺意念的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)兒童期虐待和兒童期忽視均顯著正向預(yù)測大學(xué)生自殺意念,并揭示了領(lǐng)悟社會支持和心理彈性的單獨中介作用和鏈?zhǔn)街薪樽饔?研究結(jié)果進一步深化了兒童期創(chuàng)傷與自殺意念間的密切聯(lián)系,對開展大學(xué)生心理健康教育工作具有一定啟示。
本研究發(fā)現(xiàn),兒童期創(chuàng)傷正向預(yù)測大學(xué)生自殺意念,與以往研究發(fā)現(xiàn)的兒童期創(chuàng)傷正向預(yù)測高中生自殺意念的結(jié)果一致[23]。兒童期創(chuàng)傷嚴(yán)重影響個體的身心健康[5],父母對子女的虐待和忽視破壞了家庭作為個體健康成長的生態(tài)系統(tǒng)的完整性[24],自殺意念可能是個體對虐待和創(chuàng)傷做出的回應(yīng)[25]。根據(jù)累積情境風(fēng)險模型,個體經(jīng)歷的創(chuàng)傷事件越多,累積發(fā)展風(fēng)險就越高,就會產(chǎn)生更多自殺意念[26]。同時,根據(jù)自殺的應(yīng)激-易感模型,大學(xué)生正處于身心快速發(fā)展時期,存在易激惹、沖動等表現(xiàn),易受兒童期創(chuàng)傷影響而產(chǎn)生悲觀厭世想法[27]。
領(lǐng)悟社會支持在兒童期創(chuàng)傷與大學(xué)生自殺意念間起部分中介作用,與以往研究發(fā)現(xiàn)的領(lǐng)悟社會支持在兒童期創(chuàng)傷與心理健康間起中介作用的結(jié)果一致[28]。經(jīng)歷兒童期虐待和忽視的個體領(lǐng)悟社會支持較低[9,29]。領(lǐng)悟社會支持作為個體心理健康的保護性因素,可以幫助個體減少創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙[30]和自殺意念[10]。此外,根據(jù)壓力緩沖模型,領(lǐng)悟社會支持較高的個體可以有效應(yīng)對虐待和忽視等創(chuàng)傷事件,進而降低其對自身的消極影響[8]。本研究結(jié)果提示,可以通過干預(yù)個體的領(lǐng)悟社會支持,幫助個體體驗到更多的外界支持,以有效應(yīng)對兒童期虐待和忽視等對自身心理健康的影響。
心理彈性在兒童期忽視與大學(xué)生自殺意念間起部分中介作用。心理彈性是個體心理健康的保護性因素[31],與焦慮、抑郁、消極情緒等心理問題負相關(guān)[16]。Stark 等[17]研究發(fā)現(xiàn)心理彈性可以負向預(yù)測青少年的自殺意念。因此,當(dāng)個體的心理彈性較高時,比較容易保持健康積極的心理狀態(tài),降低心理問題發(fā)生率。而兒童期忽視作為個體成長過程中的高發(fā)問題,對個體的心理和行為發(fā)展產(chǎn)生較多負面影響。本研究結(jié)果提示,父母要給子女營造良好的成長環(huán)境,促進其心理彈性的發(fā)展,降低可能產(chǎn)生的自殺意念。
兒童期創(chuàng)傷通過領(lǐng)悟社會支持和心理彈性的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接影響大學(xué)生自殺意念。根據(jù)壓力緩沖模型[8],領(lǐng)悟社會支持是個體應(yīng)對創(chuàng)傷的重要心理資源。領(lǐng)悟社會支持提高了個體應(yīng)對消極事件的心理資源,進而促進了心理彈性的發(fā)展[32]。經(jīng)歷兒童期創(chuàng)傷的個體,由于不能從父母或其他撫養(yǎng)者獲得支持和幫助,降低了領(lǐng)悟社會支持水平,不利于心理彈性的健康發(fā)展,進而導(dǎo)致心理健康問題[33]。
本研究結(jié)果具有一定現(xiàn)實意義。一方面,警示父母在養(yǎng)育子女過程中應(yīng)盡量采取公平、民主和溫暖的教養(yǎng)方式,減少子女感受到的虐待和忽視,降低其后期形成自殺意念的可能。另一方面,啟示心理健康教育工作者在對大學(xué)生自殺意念的預(yù)防和干預(yù)工作中,可以結(jié)合領(lǐng)悟社會支持和心理彈性訓(xùn)練,提高大學(xué)生應(yīng)對兒童期創(chuàng)傷的能力,降低大學(xué)生的自殺意念。未來研究可以從干預(yù)大學(xué)生的領(lǐng)悟社會支持和心理彈性出發(fā),探討緩解經(jīng)歷兒童期創(chuàng)傷大學(xué)生的自殺意念的有效措施。
利益沖突:所有作者均申明不存在利益沖突。
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自殺意念是個體產(chǎn)生的結(jié)束自己生命的特定想法或念頭[1],是自殺行為的首要風(fēng)險因素[2]。大學(xué)生處于生理和心理快速發(fā)展時期,是自殺的高風(fēng)險群體[3]。兒童期創(chuàng)傷是個體兒童時期經(jīng)歷的軀體、情感和性虐待以及軀體和情感忽視[4],對個體的生理、心理和社會功能均有消極影響[5],甚至導(dǎo)致自殺意念[6]。領(lǐng)悟社會支持是個體對自己感受到的各種社會支持強度的主觀評價[7]。壓力緩沖模型認(rèn)為,社會支持可以緩沖消極事件對個體的不良影響[8]。經(jīng)歷兒童期創(chuàng)傷會降低青少年的領(lǐng)悟社會支持,進而增加網(wǎng)絡(luò)欺負行為[9]。領(lǐng)悟社會支持與自殺意念負相關(guān)[10]。心理彈性是個體經(jīng)歷創(chuàng)傷或壓力性生活事件后依然保持或快速恢復(fù)健康心理狀態(tài)的能力[11]。心理彈性的過程模型指出,心理彈性是個體調(diào)動各種保護性因素應(yīng)對消極事件的動態(tài)調(diào)適過程[12],而焦慮、抑郁、自殺等可以看作心理彈性調(diào)節(jié)失敗的結(jié)果[13]。兒童期創(chuàng)傷降低了健康個體和抑郁個體的心理彈性[14-15]。心理彈性與焦慮、抑郁、消極情緒等負相關(guān)[16],可以負向預(yù)測青少年的自殺意念[17]。因此,本研究擬以大學(xué)生為被試,探討兒童期創(chuàng)傷與自殺意念的關(guān)系以及領(lǐng)悟社會支持和心理彈性的作用,為大學(xué)生自殺行為的預(yù)防和干預(yù)提供參考。
1 對象與方法
1.1 研究對象
于2021年8月至11月,采用方便取樣,對我校550名大學(xué)生進行問卷調(diào)查,回收有效問卷509份。其中,男性178人(34.97%),女性331人(65.03%);獨生子女202人(39.69%),非獨生子女307人(60.31%);城市生源163人(32.02%),城鎮(zhèn)生源172人(33.79%),農(nóng)村生源174人(34.19%)。平均年齡(19.96±1.50)歲。本研究程序符合所屬單位倫理委員會要求(JNMC-2021-YX-015),調(diào)查前取得研究對象的知情同意。
1.2 研究工具
1.2.1兒童期創(chuàng)傷問卷(Child Trauma Questionnaire,CTQ) 該量表由趙幸福等[18]修訂,共28個條目,包括25個臨床條目和3個效度條目。條目采用Likert 5級評分,從“從不”到“總是”分別計1～5分。25個臨床條目可以分為虐待和忽視兩大類,兒童期虐待包括情感虐待、軀體虐待和性虐待3個分量表,兒童期忽視包括情感忽視和軀體忽視2個分量表。得分越高表明個體經(jīng)歷的兒童期創(chuàng)傷越多。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.868。
1.2.2領(lǐng)悟社會支持量表(Perceived Social Support Scale,PSSS) 該量表由姜乾金[19]修訂,共12個條目。條目采用Likert 7級評分,從“極不同意”到“極同意”分別計1～7分?？偡衷礁弑砻鱾€體體驗到的社會支持越高。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.924。
1.2.3心理彈性量表(Connor-Davidson Resilience Scale,CD-RISC) 該量表由于肖楠和張建新[20]修訂,共25個條目。條目采用Likert 5級評分,從“很不符合”到“很符合”分別計1～5分。總分越高表明個體的心理彈性越好。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.934。
1.2.4自殺意念量表(Self-rating Idea of Suicide Scale,SIOSS) 該量表由夏朝云等[21]編制,共 26個條目,要求個體用“是”或“否”回答,分別計1或0分?？偡衷礁弑砻鱾€體的自殺意念越強。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.772。
1.3 統(tǒng)計學(xué)方法
采用SPSS 25.0進行描述統(tǒng)計分析,采用PROCESS 3.3的模型6(該模型為2個中介變量的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?檢驗鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?。采用偏差矯正的Bootstrap方法計算各路徑系數(shù)的95%置信區(qū)間,以95%置信區(qū)間不包括0作為統(tǒng)計顯著標(biāo)準(zhǔn)。
2 結(jié)果
2.1 共同方法偏差檢驗
Harman單因素分析結(jié)果顯示,未旋轉(zhuǎn)因子抽取出21個特征值大于1的主成分,第一個主成分占總變異的20.59%,小于40%的臨界值標(biāo)準(zhǔn),說明數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差。
2.2 各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果
兒童期創(chuàng)傷、虐待和忽視均與自殺意念顯著正相關(guān),與領(lǐng)悟社會支持和心理彈性顯著負相關(guān);領(lǐng)悟社會支持、心理彈性均與自殺意念顯著負相關(guān)。見表1。
2.3 領(lǐng)悟社會支持和心理彈性的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
鏈?zhǔn)街薪榉治龇謩e以兒童期虐待和兒童期忽視為自變量,以自殺意念為因變量,以領(lǐng)悟社會支持、心理彈性為中介變量,以性別、年齡、生源地和是否獨生子女為控制變量。分析前將所有變量標(biāo)準(zhǔn)化處理。
2.3.1領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期虐待與自殺意念間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?兒童期虐待對自殺意念的總效應(yīng)顯著(β=0.42,P<0.001),加入中介變量后,兒童期虐待對自殺意念的預(yù)測效應(yīng)變小但依然顯著(β=0.30,P<0.001)。兒童期虐待顯著負向預(yù)測領(lǐng)悟社會支持(β=-0.35,P<0.001),對心理彈性的預(yù)測效應(yīng)不顯著(β=-0.01,P=0.761)。領(lǐng)悟社會支持顯著正向預(yù)測心理彈性(β=0.47,P<0.001),而顯著負向預(yù)測自殺意念(β=-0.13,P<0.01)。心理彈性顯著負向預(yù)測自殺意念(β=-0.42,P<0.001)。見表2。
表1 各變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析
表2 領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期虐待與自殺意念間中介效應(yīng)的回歸分析
Bootstrap分析顯示(見表3),兒童期虐待對自殺意念的總間接效應(yīng)為0.120。包括3條中介路徑:第一,由兒童期虐待→領(lǐng)悟社會支持→自殺意念組成中介路徑1,間接效應(yīng)為0.046,占總效應(yīng)的10.98%;第二,由兒童期虐待→心理彈性→自殺意念組成中介路徑2,由于95%的置信區(qū)間包含0,表明該中介路徑不顯著;第三,由兒童期虐待→領(lǐng)悟社會支持→心理彈性→自殺意念組成中介路徑3,間接效應(yīng)為0.069,占總效應(yīng)的16.47%。
2.3.2領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期忽視與自殺意念間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>
兒童期忽視對自殺意念的總效應(yīng)顯著(β=0.41,P<0.001),加入中介變量后,兒童期忽視對Bootstrap分析表明(見表5),兒童期忽視對自殺意念的總中介效應(yīng)為0.241。包括三條中介路徑:第一,由兒童期忽視→領(lǐng)悟社會支持→自殺意念組成中介路徑1,間接效應(yīng)為0.084,占總效應(yīng)的20.49%;第二,由兒童期忽視→心理彈性→自殺意念組成中介路徑2,間接效應(yīng)為0.083,占總效應(yīng)的20.24%;第三,由兒童期忽視→領(lǐng)悟社會支持→心理彈性→自殺意念組成中介路徑3,間接效應(yīng)為0.074,占總效應(yīng)的18.05%。
表3 領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期虐待與自殺意念間的中介效應(yīng)分析
自殺意念的效應(yīng)變小但依然顯著(β=0.17,P<0.001)。兒童期忽視顯著負向預(yù)測領(lǐng)悟社會支持(β=-0.52,P<0.001)和心理彈性(β=-0.21,P<0.001)。領(lǐng)悟社會支持顯著正向預(yù)測心理彈性(β=0.37,P<0.001),顯著負向預(yù)測自殺意念(β=-0.16,P<0.001)。心理彈性顯著負向預(yù)測自殺意念(β=-0.39,P<0.001)。見表4。
表4 領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期忽視與自殺意念間中介效應(yīng)的回歸分析
表5 領(lǐng)悟社會支持和心理彈性在兒童期忽視與自殺意念間的中介效應(yīng)分析
3 討論
以往研究在多種樣本群體中證實[22-23],兒童期創(chuàng)傷與自殺意念有關(guān),但其作用機制尚不明確。本研究探討了兒童期創(chuàng)傷與大學(xué)生自殺意念的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)兒童期虐待和兒童期忽視均顯著正向預(yù)測大學(xué)生自殺意念,并揭示了領(lǐng)悟社會支持和心理彈性的單獨中介作用和鏈?zhǔn)街薪樽饔?研究結(jié)果進一步深化了兒童期創(chuàng)傷與自殺意念間的密切聯(lián)系,對開展大學(xué)生心理健康教育工作具有一定啟示。
本研究發(fā)現(xiàn),兒童期創(chuàng)傷正向預(yù)測大學(xué)生自殺意念,與以往研究發(fā)現(xiàn)的兒童期創(chuàng)傷正向預(yù)測高中生自殺意念的結(jié)果一致[23]。兒童期創(chuàng)傷嚴(yán)重影響個體的身心健康[5],父母對子女的虐待和忽視破壞了家庭作為個體健康成長的生態(tài)系統(tǒng)的完整性[24],自殺意念可能是個體對虐待和創(chuàng)傷做出的回應(yīng)[25]。根據(jù)累積情境風(fēng)險模型,個體經(jīng)歷的創(chuàng)傷事件越多,累積發(fā)展風(fēng)險就越高,就會產(chǎn)生更多自殺意念[26]。同時,根據(jù)自殺的應(yīng)激-易感模型,大學(xué)生正處于身心快速發(fā)展時期,存在易激惹、沖動等表現(xiàn),易受兒童期創(chuàng)傷影響而產(chǎn)生悲觀厭世想法[27]。
領(lǐng)悟社會支持在兒童期創(chuàng)傷與大學(xué)生自殺意念間起部分中介作用,與以往研究發(fā)現(xiàn)的領(lǐng)悟社會支持在兒童期創(chuàng)傷與心理健康間起中介作用的結(jié)果一致[28]。經(jīng)歷兒童期虐待和忽視的個體領(lǐng)悟社會支持較低[9,29]。領(lǐng)悟社會支持作為個體心理健康的保護性因素,可以幫助個體減少創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙[30]和自殺意念[10]。此外,根據(jù)壓力緩沖模型,領(lǐng)悟社會支持較高的個體可以有效應(yīng)對虐待和忽視等創(chuàng)傷事件,進而降低其對自身的消極影響[8]。本研究結(jié)果提示,可以通過干預(yù)個體的領(lǐng)悟社會支持,幫助個體體驗到更多的外界支持,以有效應(yīng)對兒童期虐待和忽視等對自身心理健康的影響。
心理彈性在兒童期忽視與大學(xué)生自殺意念間起部分中介作用。心理彈性是個體心理健康的保護性因素[31],與焦慮、抑郁、消極情緒等心理問題負相關(guān)[16]。Stark 等[17]研究發(fā)現(xiàn)心理彈性可以負向預(yù)測青少年的自殺意念。因此,當(dāng)個體的心理彈性較高時,比較容易保持健康積極的心理狀態(tài),降低心理問題發(fā)生率。而兒童期忽視作為個體成長過程中的高發(fā)問題,對個體的心理和行為發(fā)展產(chǎn)生較多負面影響。本研究結(jié)果提示,父母要給子女營造良好的成長環(huán)境,促進其心理彈性的發(fā)展,降低可能產(chǎn)生的自殺意念。
兒童期創(chuàng)傷通過領(lǐng)悟社會支持和心理彈性的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接影響大學(xué)生自殺意念。根據(jù)壓力緩沖模型[8],領(lǐng)悟社會支持是個體應(yīng)對創(chuàng)傷的重要心理資源。領(lǐng)悟社會支持提高了個體應(yīng)對消極事件的心理資源,進而促進了心理彈性的發(fā)展[32]。經(jīng)歷兒童期創(chuàng)傷的個體,由于不能從父母或其他撫養(yǎng)者獲得支持和幫助,降低了領(lǐng)悟社會支持水平,不利于心理彈性的健康發(fā)展,進而導(dǎo)致心理健康問題[33]。
本研究結(jié)果具有一定現(xiàn)實意義。一方面,警示父母在養(yǎng)育子女過程中應(yīng)盡量采取公平、民主和溫暖的教養(yǎng)方式,減少子女感受到的虐待和忽視,降低其后期形成自殺意念的可能。另一方面,啟示心理健康教育工作者在對大學(xué)生自殺意念的預(yù)防和干預(yù)工作中,可以結(jié)合領(lǐng)悟社會支持和心理彈性訓(xùn)練,提高大學(xué)生應(yīng)對兒童期創(chuàng)傷的能力,降低大學(xué)生的自殺意念。未來研究可以從干預(yù)大學(xué)生的領(lǐng)悟社會支持和心理彈性出發(fā),探討緩解經(jīng)歷兒童期創(chuàng)傷大學(xué)生的自殺意念的有效措施。
利益沖突:所有作者均申明不存在利益沖突。
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