有自伤行为青少年的心理健康状态及相关因素分析*

青少年时期独特的心理生理过程，使个体的身心发展呈现显著的不平衡性及偏激性，更易导致一系列的心理危机。国内外针对青少年自伤行为的流行病学调查均显示其发生率高达40%以上[1，2]。自伤行为是指故意造成对自己身体进行伤害的行为，借此宣泄一时的不良情绪，其目的并不是要造成死亡，属于情绪调节行为。国外对社区青少年自伤行为进行的研究发现，将反复纹身作为一种自伤行为时，71.4%的有反复纹身行为的青少年是为了体验纹身导致的皮肤疼痛，因而得出反复纹身行为是青少年具有非自杀性自伤(Non-Suicidal Self-Injury，NSSI)的独特表型[3]。国内的一些调查显示，青少年自伤行为中使用最多的自伤方式也是“故意在皮肤上刻字或画画”，最初的自伤理由就是“调节情绪与释放压力”[1]。自伤行为是NSSI发生的最强预测因子[4]，而NSSI又是自杀的独立危险因素[5]。其可能机制是自伤行为往往会导致个体对疼痛的耐受性增加和对死亡恐惧的减少，从而出现反复自伤行为。青少年自伤行为日益增多，并呈全球性增长的趋势，也早已经成为威胁青少年身心健康的主要原因之一。

来自英国诺丁汉大学自我伤害研究小组的Townsend E[6]曾呼吁，鉴于许多死于自杀的人被评估为低风险，这就意味着必须认真对待所有自伤的想法和行为，并为其提供具有循证证据的心理疗法，帮助他们应对这种想法和痛苦。在英国，自我伤害的预防已列入国家预防自杀战略的优先事项。而影响青少年自伤行为的重要因素包括遗传易感性和精神心理、家庭、社会以及地域文化等[7]。本研究聚焦面临这些问题的青少年，筛选出有自伤行为的青少年群体，充分评估其心理健康状态(包括焦虑抑郁水平、睡眠质量、自杀风险等)、家庭相关因素和个性特征(包括一般自我效能感及特质应对方式等)，并对上述三者之间潜在的关系进行探讨。以期能够帮助监护人或管理者及临床医生尽早识别并干预未来可能出现自杀企图的青少年。

1 对象与方法

1.1 对象 2018年12月～2019年1月，采用横断面调查的方法在苏州市某城区设立的全部18所中学对12 798名中学生展开心理健康问卷普查。最终获得12 354名学生同意参加该普查，并完成了相关调查问卷。435名学生的问卷被判为无效问卷并排除在外，最终获得11 919份有效问卷，有效率为 96.5%。在所有有效问卷中，筛选出具有自我伤害行为的中学生问卷作为研究对象，因此本研究共纳入1 482份调查问卷进行统计分析。

1.2 方法

1.2.1 自编一般人口学问卷 包括姓名，性别，年龄，民族，是否为独生子女，居住方式(“与父母同住”“与爷爷奶奶或外公外婆同住”“与亲戚同住”“其他，请说明”)，父亲及母亲的文化程度，父母关系如何(不清楚，非常好，很好，一般，很差，非常差)等。

1.2.2 心理健康状态评估 (1)7条目广泛性焦虑量表(7-item Generalized Anxiety Disorder, GAD-7)中文版[8]：自评量表。共7个条目，采用0(完全不会)～3(几乎每天)级评分，总分0～21分。本研究中GAD-7的Cronbach’s α系数为0.94。(2)9条目患者健康问卷(9-item Patient Health Questionnaire, PHQ-9)[9]：自评抑郁症状群量表。共9个条目，采用0(完全不会)～3(几乎每天)级评分，总分范围0～29分。本研究中PHQ-9的Cronbach’s α系数为0.92。(3)匹兹堡睡眠质量指数(Pittsburgh Sleep Quality Index, PSQI)中文版[10]：自评量表。采用参与计分的18个自评条目组成7个成份，每个成份按照0～3级计分，累计各成份得分为PSQI总分。总分范围为0～21分，得分越高表示睡眠质量越差。删除量表中需要被试者填写的通常上床时间和起床时间两个条目，计算本研究中PSQI的Cronbach’s α系数为0.81。(4)当前的自杀风险(Suicidal Risk，SR)采用简明国际神经精神访谈(Mini-International Neuropsychiatric Interview, MINI)自杀筛选问卷[11]进行评估：内容涵盖了自杀意念、自杀计划及自杀未遂等多个方面，总分从0～33分，划分为低、中、高3个风险等级。

1.2.3 青少年个性特征评估 (1)一般自我效能感量表(General Self-Efficacy Scale，GSES)中文版[12]：包含10个项目。采用4点李克特量表(Likert Scale)评分，“完全错误”计1分，“有点正确”计2分，“多数正确”计3分，“完全正确”计4分。总分越高，表示被试的自我效能越高。本研究中Cronbach’s α系数为0.88。(2)特质应对方式问卷(Trait Coping Style Questionnaire，TCSQ)[13]：分为积极应对方式(Positive Coping, PC)与消极应对方式(Negative Coping, NC)。各包含10个条目，每个条目采用1～5级计分，“肯定不是”计1分，“肯定是”计5分，“大部分不是”计2分，“中等”计3分，“大部分是”计4分。本研究中积极应对方式和消极应对方式的Cronbach’s α系数分别是0.85、0.86。

1.2.4 “有自伤行为”的评定方法 在调查问卷中询问：“在过去的一个月内，是否存在故意伤害自己，但并不真的希望自己死去？”，将回答“是”判为“阳性”，均纳入分析。

1.2.5 普查方法及质量控制 以班级为单位，在班主任的协调下，由受到培训的该学校老师向学生及学生家长发放知情同意书及进行问卷填写，填写完成后当场收回。本次调查所有被调查者均为自愿填写问卷，由学生和家长签署知情同意书。本研究获得苏州市广济医院伦理委员会审核通过(批准号：2017037)。

1.2.6 统计学方法 调查问卷通过EpiData 3.0建立数据库，采用SPSS 23.0统计学分析软件进行数据整理及分析。统计学方法主要采用描述性统计，计数资料主要采用χ2检验，计量资料主要采用t检验，方差分析或者非参数检验等，以及Pearson或Spearman相关，Harman单因素检验，SPSS宏程序PROCESS 3.5进行中介模型检验。P<0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 共同方法偏差 由于本研究所有变量的测量均来自被调查者的自我报告，采用Harman单因素检验法检验共同方法偏差。结果表明，因子分析后得到12个特征根大于1的因子，最大因子方差解释率为19.2%(小于40%的临界值)。因此，可以认为此调查结果不存在严重的共同方法偏差。

2.2 人口学特征 普查结果显示，在11 919份有效问卷中(男生共5 248名)，根据“有自伤行为”评定方法，共纳入1 482份问卷，阳性检出率为12.4%，平均年龄(14.96±1.44) 岁，其中，男生为12.3%(644/5 248)，女生为12.7%(838/6 671)，性别比较差异无统计学意义(χ2=0.23，P=0.63)。具体见表1。

2.3 不同人口学特征的心理健康状态、个性特征差异

2.3.1 不同性别、不同年龄段心理健康状态、个性特征差异 在心理健康状态方面，有自伤行为青少年GAD-7均分为(9.37±5.77)分，PHQ-9均分为(11.59±7.14)分，PSQI均分为(7.37±3.28)分，SR均分为(12.17±10.68)分。不同性别的这部分青少年心理健康状态差异不具有统计学意义。具体而言，在睡眠质量上，以PSQI得分≥8分为睡眠质量问题的标准[14]，则存在睡眠质量问题的人数占比为42.5%。MINI自杀筛选问卷中报告有自杀意念者占58.9%，报告有自杀行为者占23.3%。且对比不同年龄段的这部分青少年报告自杀行为时，低龄组(≤15岁)有自伤行为青少年报告出更多的自杀行为(χ2=6.67，P=0.01)。而不同性别GSES、TCSQ积极和消极应对方式评分比较差异均具有统计学意义(P<0.01)。其中，有自伤行为的男生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)。与同一水平的健康青少年群体TCSQ常模[积极应对方式、消极应对方式评分分别为(28.88±9.35)分、(23.79±7.00)分][13]相比，有自伤行为的青少年积极应对方式评分无明显变化(t=-0.60，P=0.55)；但消极应对方式评分增加(t=-10.28，P<0.01)，且女生往往采用更为消极的应对方式处理生活事件。见表2，表3。

表1 有自伤行为青少年人口学特征及家庭相关因素

2.3.2 不同家庭环境心理健康状态、个性特征差异 有自伤行为青少年不同户口、不同居住条件、不同父母受教育水平GSES评分比较差异均有统计学意义(P<0.05)；是否为独生子女TCSQ消极应对方式评分比较差异有统计学意义(P<0.05)；不同父母关系GAD-7、PHQ-9、PSQI、SR、GSES、TCSQ积极应对方式评分比较差异均有统计学意义(P<0.05)。见表4。

表2 不同性别的有自伤行为青少年心理健康状态和个性特征

表3 不同年龄层自杀意念及自杀行为[n(%)]

表4 不同家庭环境的有自伤行为青少年心理状态和个性特征

2.4 有自伤行为男、女生心理健康状态与个性特征及家庭因素的相关分析 相关分析结果显示，有自伤行为男生的父母关系与其GAD-7、PHQ-9均呈正相关(P<0.01)，与其GSES、TCSQ中积极应对方式均呈负相关(P<0.05)；有自伤行为男生GSES与SR、TCSQ消极和积极应对方式均呈正相关(P<0.05)。有自伤行为女生的父母关系与其GSES、TCSQ积极应对方式均呈负相关(P<0.01)，与其GAD-7、PHQ-9、PSQI、SR、TCSQ消极应对方式均呈正相关(P<0.01)；有自伤行为女生的GSES与GAD-7、PHQ-9均呈负相关(P<0.05)，与TCSQ积极的应对方式呈正相关(P<0.01)。具体见表5，表6。

2.5 一般自我效能感的中介效应模型检验 根据相关分析矩阵和温忠麟等[16]研究的中介效应检验法，对不同性别的有自伤行为青少年的个性特征与父母关系和自杀风险间进行中介效应模型检验。依据偏差校正的百分位Bootstrap法(抽取5 000个样本)，以自杀风险为因变量，父母关系为自变量，GSES与积极应对方式为多重中介变量，选择模型4进行中介效应模型检验。模型结构见图1。中介效应模型检验结果显示，以自杀风险为被测变量，自变量父母关系及中介变量GSES及积极应对方式为预测变量，在不同性别的这部分青少年中预测作用均显著，但起中介作用的变量不同。男生表现为GSES中介效应Bootstrap 95%置信区间的上下限不包含0，中介效应存在，但中介效应值与总效应及直接效应值均异号，说明GSES在父母关系与自杀风险间发挥遮掩作用，效应量为10.99%。在这部分青少年女生群体中，中介变量积极应对方式在父母关系与自杀风险之间起到部分中介作用，效应量为7.5%。见表7。

表5 有自伤行为青少年的男生心理健康状态与个性特征及家庭因素的相关分析(r)

表6 有自伤行为青少年的女生心理健康状态与个性特征及家庭因素的相关分析(r)

注：*P<0.05，**P<0.01，上述均为标准化后系数

表7 不同性别的有自伤行为青少年个性特征中介效应检验

3 讨论

在我国中学生心理健康状况逐年下降的现实背景下[17]，本研究发现苏州市某城区有自伤行为中学生检出率为12.4%。而我国中西部某地区报告有自伤行为中学生检出率高达40%[1]。造成明显差距的原因，分析可能是由于调查过程中选择测量工具的不同而引起，还可能跟当地的经济水平以及是否存在较多留守儿童青少年这一社会现象有关。有研究显示留守儿童的心理问题高于非留守儿童[18]。而本研究中这部分青少年的居住方式主要与父母同居住(92.7%)。

本研究结果显示，有自伤行为的青少年心理健康状态为中度焦虑抑郁水平，存在睡眠质量问题的占比为42.5%。报告自杀意念者占58.9%，且低龄层(≤15岁)的这部分青少年报告出更多的自杀行为。不同性别的这部分青少年心理健康状态无差异，而差异主要体现在个性特征方面，即不同性别的有自伤行为青少年的一般自我效能感以及应对方式具有明显的差异。

本研究结果发现，与国内常模比较，有自伤行为青少年的一般自我效能感普遍降低，负性应对方式增多。一般自我效能感指的是个体面对新环境或应对新事物时所具有的一种总体性自信心[19]，既往的研究发现一般自我效能感与抑郁、状态焦虑、特质焦虑等[20，21]呈负相关，与情绪智力、积极的应对方式呈正相关[22～24]。本研究结果显示，一般自我效能感的这些相关性主要在有自伤行为青少年女生群体中，与既往的研究发现较一致；但在这部分男生群体中，一般自我效能感仅与自杀风险以及积极和消极的应对方式呈正相关。

在有自伤行为青少年的家庭相关因素中，家庭客观环境(包括居住条件和方式、独生子女、户口等)与心理健康状态的相关性不强。父母双方的受教育程度主要影响这部分青少年的一般自我效能感。值得注意的是，在家庭相关因素中，对有自伤行为青少年心理健康状态及个性特征影响最广泛的因素为父母关系和睦程度；它不仅影响这部分青少年的一般自我效能感和积极的应对方式，也对这部分青少年的焦虑、抑郁情绪以及睡眠质量和自杀风险有影响。且不同性别在三者之间表现出不同的相关性。

在既往自伤行为与精神障碍关系的研究中，青少年自伤行为是将来发生精神障碍的行为标志和风险因素[7]。儿童青少年的自伤行为与情绪障碍[25](包括焦虑症、抑郁症、双相情感障碍等)和外化性行为问题[26](包括注意缺陷多动障碍、品行障碍以及对立违抗性障碍等)均有着密切联系。双相情感障碍的青少年群体情绪反应过高或过低，甚至是处于疾病缓解期的个体，可能更容易发生蓄意性自我伤害行为，这可能跟个体的冲动控制能力下降有关[2]。但青少年因出现自伤行为而求助于医生的人数仍为冰山一角[7]，故目前基于学校筛查的有自伤行为青少年群体仍需要进一步更为专业的临床评估，以明确其能否作为自杀风险的高危人群施行干预，以及明确其精神障碍的发生率。

为考察家庭相关因素与有自伤行为青少年个性特征及心理健康状态的相关性，本研究还以这部分青少年的父母关系为自变量，自杀风险为因变量，以一般自我效能感和积极应对方式为中介变量，构建了中介模型。中介效应分析结果发现，父母关系的和睦程度均可以直接预测有自伤行为青少年的自杀风险水平，但由于一般自我效能感及特质应对方式的性别差异，不同性别的青少年起中介作用的变量又不尽相同。在这部分男生中，由于一般自我效能感的遮掩作用，出现一般自我效能越高自杀风险越高的结果，这似乎有违客观现象。这种现象被称为“高于平均水平效应”(Better Than Average Effect, BTAE)，在男性群体中是一种广泛存在的心理现象[27]，推测可能与认知偏差有关。而这部分女生中，积极的应对方式在父母关系与自杀风险中起到部分中介作用。总之，父母亲之间的关系和睦程度在一定程度上影响着有自伤行为青少年的自杀风险，推测父母关系的改善可以降低有自伤行为青少年的自杀风险。但由于个性特征在性别方面的差异，不同性别的这部分青少年在自杀风险影响上有着不同的途径。故针对有自伤行为青少年心理健康评估及自杀风险的干预，需要根据不同的性别，寻找不同的切入点。同时更需要关注这部分青少年的家庭环境中父母亲关系的和睦程度。

本研究因存在一些局限性，目前仍无法形成有自伤行为青少年的家庭相关因素与其个性特征及心理健康状态之间强有力的证据链。分析其原因，首先在于目前研究结果均来源于横断面研究方法，且所有评估方法为自评方式进行。其次，由于青少年对自伤及自杀行为的隐藏，风险评估为低风险时并不等同于青少年自杀风险低。故在将来的研究中，需要进一步完善评估内容，并进行纵向研究，随访目标人群，从而对有自伤行为的青少年做出更加全面、客观的评估，指导青少年心理健康工作。