孫 芳 李歡歡 郭玥言 魏詩(shī)潔

“?！币嗷颉皺C(jī)”:家庭?學(xué)校?社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)和資源的潛在剖面結(jié)構(gòu)與青少年心理危機(jī)的關(guān)系*

孫 芳 李歡歡 郭玥言 魏詩(shī)潔

(中國(guó)人民大學(xué)心理學(xué)系, 北京 100872)

為揭示復(fù)雜環(huán)境因素對(duì)青少年心理危機(jī)的促發(fā)機(jī)制, 研究采用潛在剖面分析, 對(duì)青少年的家庭、學(xué)校和社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)和資源的組合模式進(jìn)行探索。并從積極發(fā)展觀和心理痛苦的兩種視角, 探討何種組合模式可以視為心理危機(jī)的免疫屏障, 何種組合模式對(duì)心理危機(jī)存在累積和聚集效應(yīng)。高環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)組合和高環(huán)境資源組合分別表現(xiàn)出心理危機(jī)累積效應(yīng)的遞增和遞減趨勢(shì); 高家校風(fēng)險(xiǎn)和心理痛苦的不同組合對(duì)致死性危機(jī)的聚集效應(yīng)明顯。高家校風(fēng)險(xiǎn)和低環(huán)境資源組合者往往擁有更少的個(gè)體內(nèi)生資源, 表現(xiàn)出“命運(yùn)多舛”; 高資源組合者則表現(xiàn)出高積極發(fā)展素質(zhì)和低危機(jī)的“一帆風(fēng)順”狀態(tài)。研究結(jié)合新近的心理痛苦三因素模型和青少年積極發(fā)展觀進(jìn)行討論, 為青少年心理危機(jī)的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和資源模式提供證據(jù)。

環(huán)境因素, 心理痛苦, 積極發(fā)展觀, 心理危機(jī), 潛在剖面分析

1 引言

心理危機(jī)是個(gè)體慣常的資源不足以應(yīng)對(duì)挫折時(shí)出現(xiàn)的一系列心理失衡反應(yīng)(Caplan & Grunebaum, 1967)。根據(jù)心理危機(jī)引發(fā)的行為結(jié)果可將其分為非致死性危機(jī)(焦慮、抑郁、網(wǎng)絡(luò)成癮等)和致死性危機(jī)(自傷、自殺等; Richard & Burl, 2017), 后者的促發(fā)機(jī)制尤其受到關(guān)注。研究發(fā)現(xiàn), 心理危機(jī)通常并非一次事件引發(fā)的偶然狀態(tài), 復(fù)雜環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素的組合或交互可能是心理危機(jī)的促發(fā)機(jī)制, 表現(xiàn)為累積效應(yīng)和聚集效應(yīng)兩種模式(Benson et al., 2011)。累積效應(yīng)是指隨著風(fēng)險(xiǎn)因素的疊加, 心理危機(jī)水平增加; 強(qiáng)調(diào)不同風(fēng)險(xiǎn)因素的疊加數(shù)量越多, 對(duì)危機(jī)的促發(fā)作用越大。聚集效應(yīng)則是指特定風(fēng)險(xiǎn)因素的組合模式可能對(duì)應(yīng)特定的危機(jī)后果; 強(qiáng)調(diào)特定的危機(jī)類(lèi)型由特定風(fēng)險(xiǎn)因素交互作用促發(fā), 與風(fēng)險(xiǎn)因素的數(shù)量無(wú)關(guān)。

青少年是心理危機(jī)的高發(fā)群體, 焦慮、抑郁癥狀檢出率達(dá)28.4%和20.0% (Qin et al., 2021; Jiang et al., 2022), 自傷、自殺未遂檢出率達(dá)27.3%和4.9% (Xu et al., 2022)。其危機(jī)發(fā)生率高的原因：一方面是由于青春期的心理、認(rèn)知和生理等個(gè)體因素的不均衡發(fā)展; 另一方面是經(jīng)歷著學(xué)校、同伴、家庭和社區(qū)等復(fù)雜環(huán)境因素交互影響所致(Wrzus et al., 2013)。依據(jù)心理中介模型(Hatzenbuehler, 2009), 環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素作為遠(yuǎn)端因素, 需要通過(guò)個(gè)體近端因素進(jìn)行中介, 最終導(dǎo)致心理危機(jī)產(chǎn)生。新近一項(xiàng)研究顯示, 青少年非致死性危機(jī)中, 環(huán)境因素(同伴問(wèn)題行為)的重要性最高, 個(gè)體因素(痛苦喚醒、痛苦體驗(yàn))次之; 而在致死性危機(jī)中, 個(gè)體因素(痛苦逃避)是最為關(guān)鍵的近端因素, 環(huán)境因素次之(學(xué)校滿意度; 魏詩(shī)潔等, 2022)。鑒于此, 青少年心理危機(jī)促發(fā)機(jī)制的刻畫(huà)應(yīng)該重視環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素組合模式下的心理危機(jī)累積和聚集效應(yīng), 以及在上述組合模式和心理危機(jī)之間可能的個(gè)體心理中介機(jī)制。

從危機(jī)促發(fā)的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素來(lái)看, 基于生態(tài)系統(tǒng)理論(Bronfenbrenner & Morris, 2006), 家庭和校園是青少年成長(zhǎng)的兩大主要環(huán)境(Siegler et al., 2010), 因此以往研究主要關(guān)注這兩種環(huán)境中的風(fēng)險(xiǎn)因素在青少年心理危機(jī)中的重要角色。在家庭環(huán)境中, 父母控制、母子沖突、父母婚姻沖突能顯著正向預(yù)測(cè)青少年心理危機(jī)的水平, 且通過(guò)這些因素可以有效區(qū)分出處于致死性危機(jī)的青少年群體(Xu et al., 2022; 王淼等, 2020)。在校園環(huán)境中, 同伴欺凌、同伴拒絕(Victor et al., 2019)、教師不公平(Gini et al., 2018)與中學(xué)生自殺和自傷行為關(guān)系密切。值得注意的是, 隨著年齡的增長(zhǎng), 青少年會(huì)花更多的時(shí)間直接與家庭和學(xué)校之外的系統(tǒng)互動(dòng), 在社區(qū)環(huán)境中產(chǎn)生的聯(lián)結(jié)、獲得的資源和建立的行為規(guī)范會(huì)影響青少年的心理危機(jī)水平(Alegría et al., 2022; Dawson et al., 2019; Leventhal & Brooks-Gunn, 2000)。暴露于社區(qū)暴力可以正向預(yù)測(cè)青少年的外化問(wèn)題行為(Gaias et al., 2019), 缺乏社區(qū)安全感和社區(qū)融合感的青少年比同伴報(bào)告自殺意念和自殺未遂的可能性增加20%～45% (Allen & Goldman- Mellor, 2018)。然而, 前期研究通常將家庭、校園、社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)視為各自獨(dú)立的因素, 分別考察它們與青少年心理危機(jī)的關(guān)系, 缺乏危機(jī)促發(fā)機(jī)制復(fù)雜模型的生態(tài)效度, 也難以厘清多種環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素組合是否存在心理危機(jī)的累積和聚集效應(yīng)。

近年來(lái), 研究者開(kāi)始關(guān)注環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素組合對(duì)心理危機(jī)促發(fā)的累積和聚集效應(yīng)。對(duì)于累積效應(yīng)而言, 不同環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素越多, 青少年更易出現(xiàn)致死性和非致死性危機(jī)。Perret等(2020)的研究顯示與僅遭受傳統(tǒng)欺凌者相比, 同時(shí)遭受傳統(tǒng)和網(wǎng)絡(luò)欺凌的青少年自殺未遂或自殺意念的發(fā)生率更高。Kaess等(2020)發(fā)現(xiàn)青少年遭受的累積壓力事件的頻率, 可以正向預(yù)測(cè)6個(gè)月后的首次自傷行為。特別地, 一項(xiàng)同時(shí)關(guān)注家、校、社疊加風(fēng)險(xiǎn)影響的研究表明, 與經(jīng)歷單一環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)者相比, 遭受家庭、鄰里和學(xué)校疊加風(fēng)險(xiǎn)的青少年, 兩年后的心理健康狀況更差(Conley et al., 2022)。同時(shí), 特定環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素的危機(jī)聚集效應(yīng)也得到了一些研究證據(jù)的支持。例如, 在三種不同家庭風(fēng)險(xiǎn)組合(家庭功能不良?高虐待組、家庭功能不良?低虐待組和低家庭逆境組)的青少年中, 家庭功能不良?高虐待組自殺未遂和自傷發(fā)生率最高(84.0%; Forster et al., 2020)。當(dāng)青少年僅遭受較高的學(xué)業(yè)壓力時(shí), 個(gè)體發(fā)生自傷的風(fēng)險(xiǎn)較高, 而當(dāng)青少年同時(shí)遭受較高的學(xué)業(yè)壓力和人際壓力時(shí), 個(gè)體的自殺未遂水平較高(Sun et al., 2022)。上述研究表明家庭或?qū)W校風(fēng)險(xiǎn)因素的特定組合模式對(duì)應(yīng)特定的致死性危機(jī)。然而, 社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)于青少年心理危機(jī)的累積和聚集效應(yīng)的貢獻(xiàn)尚未得到充分研究。

從危機(jī)促發(fā)的個(gè)體心理中介因素來(lái)看, 依據(jù)心理痛苦三因素模型(Li et al., 2014), 痛苦逃避是預(yù)測(cè)和區(qū)分個(gè)體自殺風(fēng)險(xiǎn)強(qiáng)有力的近端因素。當(dāng)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素提高個(gè)體的心理痛苦水平, 并促發(fā)高痛苦逃避動(dòng)機(jī)時(shí), 自殺行為就會(huì)發(fā)生。痛苦逃避在國(guó)內(nèi)外大學(xué)生、國(guó)內(nèi)中學(xué)生和抑郁癥患者中對(duì)自殺未遂的預(yù)測(cè)效能和區(qū)分效能最優(yōu), 顯著高于抑郁、無(wú)望感和習(xí)得自殺能力等(Campos et al., 2020; Li et al., 2017; Sun et al., 2022; Sun et al., 2020)。心理痛苦在抑郁癥患者的童年虐待史與自殺未遂的關(guān)系中起著中介作用(Demirkol et al., 2020)。心理痛苦, 尤其是痛苦逃避在中學(xué)生校園欺凌與自殺意念的關(guān)系間(Bao et al., 2020)、在中學(xué)生校園人際壓力、學(xué)業(yè)壓力與自我傷害行為(自傷、自殺)的關(guān)系間均起著顯著的中介作用(Sun et al., 2022)。此外, 通過(guò)劃分中學(xué)生的心理痛苦不同類(lèi)別亞群體, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：高痛苦逃避組的中學(xué)生自殺未遂比例是高痛苦體驗(yàn)組的23.07倍, 高痛苦體驗(yàn)組青少年自傷比例是痛苦逃避組的1.28倍(Sun et al., 2022)。提示痛苦逃避是促發(fā)中學(xué)生自殺未遂的關(guān)鍵個(gè)體近端因素, 痛苦體驗(yàn)是促發(fā)中學(xué)生自傷的關(guān)鍵個(gè)體近端因素; 家庭或校園環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素可通過(guò)引發(fā)中學(xué)生的心理痛苦水平, 尤其是高痛苦逃避動(dòng)機(jī), 進(jìn)而增加致死性危機(jī)的風(fēng)險(xiǎn)。

與上述風(fēng)險(xiǎn)視角不同, 基于保護(hù)視角探索青少年的環(huán)境資源和個(gè)體內(nèi)生資源(Nebhinani & Singhai, 2021), 以期構(gòu)建危機(jī)的免疫屏障, 而非應(yīng)對(duì)策略, 是當(dāng)前青少年心理危機(jī)機(jī)制研究最為關(guān)鍵, 但也是最為缺乏的一個(gè)環(huán)節(jié)。關(guān)系發(fā)展系統(tǒng)理論指出個(gè)體與其所處情境之間的交互作用促進(jìn)個(gè)體的發(fā)展(Lerner et al., 2015)。在青少年整個(gè)發(fā)展過(guò)程中, 環(huán)境因素愈來(lái)愈復(fù)雜。從童年早期主要以家庭為中心, 童年晚期及青春期轉(zhuǎn)向同伴、校園和社區(qū)為中心(Eccles & Roeser, 2009)。不同環(huán)境資源對(duì)心理危機(jī)的緩沖作用也不盡相同。在家庭資源中, 家庭彈性(應(yīng)對(duì)挫折時(shí)能夠有效調(diào)用的家庭支持)和父母教育卷入(父母了解和參與學(xué)校事務(wù)的程度)既可以促進(jìn)青少年心理健康水平(Wang & Sheikh-Khalil, 2014; Zhuo et al., 2022), 也可以緩沖自殺意念和自殺未遂的風(fēng)險(xiǎn)(Park & Chung, 2014; Wang et al., 2018)。在學(xué)校資源中, 高水平友誼質(zhì)量、同伴支持和教師支持對(duì)非致死性危機(jī)、自傷和自殺未遂都有著顯著的緩沖作用(Eggermont et al., 2021; 孫芳等, 2021)。學(xué)校聯(lián)結(jié)、同伴和師生的友誼網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)越緊密, 青少年的自殺未遂發(fā)生率越低(Wyman et al., 2019)。在社區(qū)資源中, 積極的鄰里關(guān)系能降低成年個(gè)體自殺未遂的風(fēng)險(xiǎn)(Wiglesworth et al., 2022); 青少年感知到的社會(huì)凝聚力和安全感可以負(fù)向預(yù)測(cè)抑郁水平(Dawson et al., 2019); 積極的社區(qū)參與可以減少個(gè)體感知到的心理壓力水平(Alegría et al., 2022)。更為重要的是, 社區(qū)環(huán)境是家庭環(huán)境嵌套于其中的更高層環(huán)境(Leventhal & Brooks-Gunn, 2000)。當(dāng)青少年的家庭資源不足時(shí), 社區(qū)資源可能會(huì)起到彌補(bǔ)作用, 降低外化問(wèn)題的發(fā)生(Silk et al., 2004)。同樣地, 當(dāng)青少年在學(xué)校獲得歸屬感水平較低時(shí), 社區(qū)支持可以減少退學(xué)、違紀(jì)等行為的發(fā)生, 幫助他們建立有意義的關(guān)系、改善其社會(huì)情緒功能(Gaias et al., 2017)。上述研究結(jié)果提示, 社區(qū)資源與家庭資源、學(xué)校資源存在嵌套和互補(bǔ)的密切關(guān)系, 在構(gòu)建青少年危機(jī)的免疫屏障中, 應(yīng)重視社區(qū)、家庭和學(xué)校資源的組合模式對(duì)于危機(jī)的緩沖作用, 而以往研究中社區(qū)資源的重要性未得到足夠的重視。

從危機(jī)緩沖的個(gè)體心理中介因素來(lái)看, 積極發(fā)展觀(Positive Youth Development Perspective, PYD)強(qiáng)調(diào), 聯(lián)結(jié)、能力、關(guān)心、自信、品格是個(gè)體重要的內(nèi)生資源, 是一種繁榮的發(fā)展觀。內(nèi)生資源在外部資源和積極的心理行為結(jié)果之間起著橋梁作用, 即在家庭、學(xué)校和社區(qū)環(huán)境中的保護(hù)因素, 可以促進(jìn)個(gè)體內(nèi)生資源(即積極發(fā)展素質(zhì))的發(fā)展, 使個(gè)體表現(xiàn)出積極的行為規(guī)范(Lerner et al., 2015)。然而, 目前鮮有研究直接考察積極發(fā)展素質(zhì)在環(huán)境資源和心理危機(jī)之間的中介作用。有研究發(fā)現(xiàn), 外部資源, 如支持、賦權(quán)、父母教育卷入和教師情感卷入等, 可以正向預(yù)測(cè)青少年積極發(fā)展素質(zhì)(Gomez- Baya et al., 2021; Chai et al., 2023)。積極發(fā)展素質(zhì), 如聯(lián)結(jié)、復(fù)原力、社會(huì)能力、自我效能等可以負(fù)向預(yù)測(cè)青少年自傷、自殺意念水平(Law & Shek, 2013)。積極發(fā)展素質(zhì)總分還可以預(yù)測(cè)初中生一年后抑郁水平及其變化(Zhou et al., 2020)。積極發(fā)展素質(zhì)在溝通、和諧、關(guān)系等積極家庭功能和青少年抑郁的關(guān)系中起著中介作用(劉曉鳳等, 2020)。上述研究提示, 環(huán)境資源可能通過(guò)提升個(gè)體的積極發(fā)展素質(zhì), 進(jìn)而緩解心理危機(jī)水平。然而, 較少研究探討積極發(fā)展素質(zhì)在家庭?學(xué)校?社區(qū)等多環(huán)境資源聯(lián)合模式與心理危機(jī)關(guān)系中的中介作用。

從整合視角來(lái)看, 個(gè)體所面對(duì)的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和所擁有的環(huán)境資源也并非獨(dú)立存在。需求?資源模型(Salmela-Aro et al., 2022)指出, 環(huán)境和個(gè)體特征存在二元交互作用的過(guò)程, 且不同的環(huán)境特征之間協(xié)同作用于個(gè)體, 即家庭、學(xué)校、社區(qū)等不同層面都存在風(fēng)險(xiǎn)因素和保護(hù)因素, 心理危機(jī)正是由于這些因素的疊加或交互作用于個(gè)體的心理行為結(jié)果?；谠撃Ｐ? 需要以更為整合的方式來(lái)探索處于復(fù)雜環(huán)境的青少年, 其環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與資源之間、環(huán)境因素與個(gè)體因素之間如何交互, 進(jìn)而促進(jìn)或緩沖心理危機(jī)的產(chǎn)生。有研究發(fā)現(xiàn), 父母卷入水平高、且處于積極學(xué)校氛圍的中學(xué)生, 在遭受校園欺凌后, 更不容易出現(xiàn)自殺風(fēng)險(xiǎn)(Wang et al., 2018)。有著積極的家庭溝通和學(xué)校聯(lián)結(jié)的中學(xué)生, 在遭受應(yīng)激事件后, 出現(xiàn)自殺意念、計(jì)劃和未遂的可能性更低(Lensch et al., 2021)。表明環(huán)境資源和環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)可以疊加或交互影響青少年致死性危機(jī)的發(fā)生。一項(xiàng)新近研究基于潛在剖面分析整合校園壓力事件、心理痛苦和致死性危機(jī)(Sun et al., 2022), 發(fā)現(xiàn)在青少年群體中存在：低風(fēng)險(xiǎn)組(68.58%)、中校園人際壓力?高痛苦體驗(yàn)(26.52%)和高校園人際壓力?高痛苦逃避組(4.90%)。其中, 高校園人際壓力?高痛苦逃避(33.04%)組的自殺未遂發(fā)生率遠(yuǎn)高于低風(fēng)險(xiǎn)組(0.51%)和中校園人際壓力?高痛苦體驗(yàn)組(2.64%)。表明環(huán)境因素和個(gè)體特征之間交互作用, 共同作用于個(gè)體的心理危機(jī)。然而, 在多重環(huán)境因素組合作用于心理危機(jī)的促發(fā)機(jī)制中, 鮮有研究從整合視角, 同時(shí)探討心理痛苦和積極發(fā)展素質(zhì)這兩種個(gè)體心理中介因素在其中的作用。新近一項(xiàng)研究顯示, 遭受面對(duì)面校園欺凌, 可以通過(guò)提高大學(xué)生的心理痛苦水平、降低積極發(fā)展素質(zhì)(心理韌性), 從而增加他們?cè)馐芫W(wǎng)絡(luò)欺凌的風(fēng)險(xiǎn)(Cenat et al., 2021)。表明心理痛苦、積極發(fā)展素質(zhì)在外部壓力事件和不良心理行為后果之間的雙重中介作用。鑒于此, 以整合視角展開(kāi)研究, 探討何種環(huán)境因素組合模式、環(huán)境因素組合模式下的個(gè)體心理中介機(jī)制, 有利于個(gè)體轉(zhuǎn)“?！睘椤皺C(jī)”, 對(duì)理解青少年心理危機(jī)的促發(fā)機(jī)制會(huì)提供更為宏觀和創(chuàng)新的視角。

綜上, 本研究基于一個(gè)較大規(guī)模的青少年樣本進(jìn)行調(diào)查, 采用潛在剖面分析考察家庭、學(xué)校和社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)和資源的組合模式, 環(huán)境因素與個(gè)體因素(心理痛苦和積極發(fā)展觀)的聯(lián)合模式, 以及它們與心理危機(jī)的關(guān)系。綜合上述理論觀點(diǎn)和實(shí)證研究, 提出以下研究假設(shè): (1)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和資源對(duì)心理危機(jī)的影響均表現(xiàn)為累積效應(yīng), 即面臨聯(lián)合環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)者比單一環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)者的心理危機(jī)水平高, 擁有聯(lián)合環(huán)境資源者比單一環(huán)境資源者的心理危機(jī)水平低; (2)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與高痛苦逃避組合模式下表現(xiàn)出青少年自殺危機(jī)的聚集效應(yīng); 環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與高痛苦體驗(yàn)組合模式下表現(xiàn)出自傷的聚集效應(yīng); (3)整合視角下, 低環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與高環(huán)境資源組合模式, 可能降低個(gè)體的心理痛苦, 促進(jìn)積極發(fā)展素質(zhì), 從而緩沖個(gè)體的心理危機(jī)水平。

2 方法

2.1 被試

采用整群便利抽樣的方法, 選取福建省南平市兩所中學(xué)的初中生作為被試, 共計(jì)2249人。由于錯(cuò)填、漏填以及缺失自傷、自殺未遂等關(guān)鍵變量, 共剔除問(wèn)卷184份, 總計(jì)獲得有效問(wèn)卷2065份, 回收率為91.82%。有效被試的平均年齡為13.07歲(= 0.80)。其中, 七年級(jí)865人(41.94%), 八年級(jí)928人(44.89%), 九年級(jí)272人(13.17%); 男生1051人(50.92%), 女生1013人(49.08%); 獨(dú)生子女1412人(69.59%), 非獨(dú)生子女617人(30.40%); 寄宿學(xué)生25人(1.22%), 走讀學(xué)生2017人(98.78%)。

本研究獲得中國(guó)人民大學(xué)倫理審查委員會(huì)批準(zhǔn), 在調(diào)查前獲得兩所學(xué)校和家長(zhǎng)的知情同意。所有調(diào)查問(wèn)卷均在課堂上完成, 學(xué)生可隨時(shí)終止作答。

2.2 研究工具

2.2.1 中學(xué)生心理危機(jī)狀態(tài)問(wèn)卷

由王淼等(2020)編制, 共32條目, 分為非致死性危機(jī)和致死性危機(jī)兩個(gè)分量表。非致死性危機(jī)(Non-lethal Crisis State, CS), 包括認(rèn)知、生理、情緒和行為等四個(gè)維度, 共30題, 采取Likert 4點(diǎn)計(jì)分, 1表示“完全不符合”, 4表示“完全符合”?？偡衷礁? 表明心理危機(jī)水平越高。致死性危機(jī)包括非自殺性自傷(Non-suicidal Self-injury, NSSI)、自殺未遂(Suicide attempt, SA), 共2題, 采取2點(diǎn)計(jì)分, 1表示“發(fā)生”, 0表示“從不發(fā)生”。在本研究樣本中, 非致死性危機(jī)分量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.87, 認(rèn)知、生理、情緒和行為維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.89、0.81、0.88、0.78。

2.2.2 三維心理痛苦量表

由Li等(2014)編制的, 共17題, 分為痛苦喚醒、痛苦體驗(yàn)和痛苦逃避等3個(gè)維度。采取Likert 5點(diǎn)計(jì)分, 1表示“完全不符合”, 5表示“完全符合”?？偡衷礁? 表明心理痛苦水平越高。在本研究樣本中, 總量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.97, 痛苦喚醒、痛苦體驗(yàn)和痛苦逃避維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.94、0.96、0.92。

2.2.3 中國(guó)青少年積極發(fā)展量表

由Chai等(2020)編制, 共98題, 分為品格、能力、自我價(jià)值和聯(lián)結(jié)等4個(gè)維度。采取Likert 5點(diǎn)計(jì)分, 1表示“完全不符合”, 5表示“完全符合”?？偡衷礁? 表明積極發(fā)展素質(zhì)水平越高。在本研究樣本中, 總量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.98, 品格、能力、自我價(jià)值和聯(lián)結(jié)維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.97、0.97、0.97、0.96。

2.2.4 親子沖突量表

由Arthur等(2002)修訂, 共12題, 測(cè)量親子沖突水平。采取Likert 4點(diǎn)計(jì)分, 1表示“非常符合”, 4表示“非常不符合”, 均為反向計(jì)分, 得分越高, 表明親子沖突水平越低。在本研究樣本中, Cronbach’s α系數(shù)為0.95。

2.2.5 父母監(jiān)控量表

使用張文娟等(2011)修訂的《父母監(jiān)控量表》中的消極控制與反饋維度, 共4題。采取5點(diǎn)計(jì)分, 1表示“非常不符合”, 5表示“非常符合”?？偡衷礁? 表明父母控制水平越高。在本研究樣本中, 消極控制與反饋的Cronbach’s α系數(shù)為0.81。

2.2.6 校園壓力事件量表

由Sun等(2022)編制, 共8題, 分為學(xué)業(yè)壓力和校園人際壓力等2個(gè)維度。其中, 學(xué)業(yè)壓力測(cè)量的是中學(xué)生面臨的高強(qiáng)度的學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān), 如“難以達(dá)到學(xué)業(yè)目標(biāo)”; 校園人際壓力測(cè)量的是中學(xué)生在校園環(huán)境中與老師、同伴的人際沖突, 如“與同學(xué)爭(zhēng)執(zhí)或冷戰(zhàn)”。鑒于青少年發(fā)展過(guò)程中認(rèn)知評(píng)價(jià)的差異(Grant et al., 2003), 參考一項(xiàng)針對(duì)中國(guó)青少年的壓力事件量表的測(cè)量方式(Cheng & Li, 2010), 僅采取2點(diǎn)計(jì)分, 1表示“發(fā)生”, 0表示“從不發(fā)生”, 每個(gè)分量表總分越高, 相對(duì)應(yīng)的壓力水平越高。在本研究樣本中, 學(xué)業(yè)壓力和校園人際壓力的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.65、0.56。驗(yàn)證性因子分析顯示, χ2/= 3.01, RMSEA = 0.03, CFI = 0.99, TLI = 0.98, 本量表的結(jié)構(gòu)效度符合測(cè)量學(xué)要求。

2.2.7 社區(qū)不安全感量表

使用Chipuer等(1999) 編制的《青少年社區(qū)環(huán)境量表》中的安全感分量表, 共3題。采取Likert 4點(diǎn)計(jì)分, 1表示“完全不正確”, 4表示“完全正確”, 其中第3題為反向計(jì)分?？偡衷礁? 表明社區(qū)不安全感水平越高。在本研究樣本中, Cronbach’s α系數(shù)為0.51。

2.2.8 家庭彈性評(píng)定量表

由李玉麗(2016)修訂, 共32題, 分為家庭溝通與問(wèn)題解決、利用社會(huì)資源、持有積極看法等3個(gè)維度。采取4點(diǎn)計(jì)分, 1表示“非常不同意”, 4表示“非常同意”。總分越高, 表明家庭彈性水平越高。在本研究樣本中, Cronbach’s α系數(shù)為0.99。

2.2.9 父母教育卷入量表

參考Grolnick和Slowiaczek (1994)編制的《父母卷入評(píng)定指標(biāo)》自編條目, 共3題, 從父母與教師的互動(dòng)、參與學(xué)校活動(dòng)、對(duì)在校情況的了解等方面測(cè)量。采取Likert 5點(diǎn)計(jì)分, 1表示“從不”, 5表示“總是”?？偡衷礁? 表明父母教育卷入水平越高。在本研究樣本中, Cronbach’s α系數(shù)為0.82。

2.2.10 友誼質(zhì)量問(wèn)卷

由鄒泓等(1998)編制, 共38題, 分為信任與支持、陪伴與娛樂(lè)、肯定價(jià)值、親密袒露與交流和沖突與背叛等5個(gè)維度。采取Likert 5點(diǎn)計(jì)分, 1表示“完全不符合”, 4表示“完全符合”, 其中3、9、20、21、27、31題為反向計(jì)分。總分越高, 表明友誼質(zhì)量越高。在本研究樣本中, Cronbach’s α系數(shù)為0.95。

2.2.11 感知教師自主支持量表

由Williams和Deci (1996)編制, 共14題。采取Likert 7點(diǎn)計(jì)分, 1表示“完全不同意”, 7表示“完全同意”, 其中第12題為反向計(jì)分?？偡衷礁? 表明教師自主支持水平越高。在本研究樣本中, Cronbach’s α系數(shù)為0.97。

2.2.12 鄰里友誼量表

使用Chipuer等(1999)編制的《青少年社區(qū)環(huán)境量表》中的友誼分量表, 共4題。采取Likert 4點(diǎn)計(jì)分, 1表示“完全不正確”, 4表示“完全正確”, 其中第2題為反向計(jì)分?？偡衷礁? 表明鄰里友誼水平越高。在本研究樣本中, Cronbach’s α系數(shù)為0.72。

2.2.13 社區(qū)參與量表

使用Prezza等(2009)編制的《多維社區(qū)感問(wèn)卷》中的社區(qū)參與分量表, 共4題。采取Likert 4點(diǎn)計(jì)分, 1表示“完全不正確”, 4表示“完全正確”, 其中3、4題為反向計(jì)分?？偡衷礁? 表明社區(qū)參與水平越高。在本研究樣本中, Cronbach’s α系數(shù)為0.59。

2.3 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS 26.0對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行錄入和初步分析, 使用Mplus 8.0進(jìn)行潛在剖面分析(Latent Profile Analysis, LPA), 利用極大似然法插補(bǔ)缺失值。

數(shù)據(jù)分析步驟如下：第一步, 基于獨(dú)立樣本檢驗(yàn)和卡方分析分別對(duì)非致死性危機(jī)、自傷和自殺未遂進(jìn)行人口學(xué)信息的差異分析。

第二步, 基于LPA探索青少年的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)(親子沖突、父母消極控制、學(xué)業(yè)壓力、校園人際壓力和社區(qū)不安全感) 、環(huán)境資源(家庭彈性、父母教育卷入、友誼質(zhì)量、教師自主支持、鄰里友誼和社區(qū)參與)的組合模式, 以及它們和個(gè)體因素(心理痛苦、積極發(fā)展素質(zhì))之間的聯(lián)合模式。在LPA之前, 對(duì)變量進(jìn)行分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)換?；谌齻€(gè)準(zhǔn)則估計(jì)不同組合模式的最佳模型：(1) Akaike信息準(zhǔn)則(AIC)、貝葉斯信息準(zhǔn)則(BIC)、樣本大小調(diào)整BIC (aBIC)越低, 表明模型擬合較好; (2) Lo-Mendell-Rubin似然比檢驗(yàn)(LRT)和Bootstrap似然比檢驗(yàn)(BLRT),值顯著, 表明類(lèi)擬合的模型優(yōu)于?1類(lèi)模型。Nylund等(2007)指出BLRT比LRT表現(xiàn)得更好; (3) Entropy信息熵得分越接近1, 個(gè)體準(zhǔn)確分類(lèi)的概率越大。在模型選擇中, 還需考慮簡(jiǎn)潔性和解釋性。最后, 基于LPA結(jié)果, 使用ANCOVA對(duì)不同組合類(lèi)別的非致死性危機(jī)、自傷、自殺未遂差異進(jìn)行分析。

第三步, 在整合視角中, 探索環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和資源的聯(lián)合模式。在此基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步探索個(gè)體因素(心理痛苦、積極發(fā)展素質(zhì))在環(huán)境聯(lián)合模式與心理危機(jī)之間的中介作用。由于自變量(環(huán)境因素聯(lián)合模式)為類(lèi)別變量, 采用相對(duì)中介和整體中介分析方法(方杰等, 2017)。當(dāng)因變量為非致死性危機(jī)(連續(xù)變量)時(shí), 結(jié)合SPSS宏程序PROCESS中模型4計(jì)算非致死性危機(jī)的中介效應(yīng)。通過(guò)Bootstrap法10000次樣本抽樣估計(jì)95%置信區(qū)間進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。依據(jù)Hayes和Preacher (2014)建議, 為降低第一類(lèi)錯(cuò)誤, 使用1?α/(?1)代替通常的1?α。因此, 本研究中相對(duì)中介效應(yīng)的顯著性水平為0.017。當(dāng)自傷、自殺未遂(類(lèi)別變量)為因變量時(shí), 使用多元Logistics回歸進(jìn)行分析, 并使用乘積分布法檢驗(yàn)Z×Z的顯著性(Mackinnon & Cox, 2012)。結(jié)合R軟件的RMdiation軟件包自動(dòng)運(yùn)行, 得到Z×Z的不對(duì)稱(chēng)置信區(qū)間, 如果區(qū)間不包括0, 表明中介效應(yīng)顯著(Tofighi & MacKinnon, 2011)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因子檢驗(yàn)(Harman′s One-factor Test)法。結(jié)果表明, 特征值大于1的因子總數(shù)為48個(gè), 且第一個(gè)公因子解釋的總方差為25.94%, 因此, 本研究的測(cè)量數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題。

3.2 中學(xué)生心理危機(jī)狀態(tài)得分的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)差異

相關(guān)分析顯示, 年齡與非致死性危機(jī)得分(= 0.114,< 0.001)、自傷發(fā)生率(= 0.044,= 0.046)正相關(guān), 與自殺未遂發(fā)生率無(wú)顯著相關(guān)(= ?0.01,= 0.665)。對(duì)非致死性危機(jī)、自傷和自殺未遂三組的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量差異分析結(jié)果顯示：女生在非致死性危機(jī)得分、自傷和自殺未遂發(fā)生率比男生高; 獨(dú)生子女比非獨(dú)生子女發(fā)生自殺未遂發(fā)生率更高; 寄宿生和走讀生在三類(lèi)心理危機(jī)得分上無(wú)顯著差異(見(jiàn)表1)。后續(xù)差異分析中將年齡、性別、是否獨(dú)生子女作為協(xié)變量控制。

3.3 環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)的潛在剖面分析結(jié)果

首先, 以環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素為觀察變量, 從1分類(lèi)開(kāi)始依次進(jìn)行潛在剖面分析, 各模型擬合指標(biāo)見(jiàn)表2。結(jié)果顯示, 隨著分類(lèi)增多, AIC、BIC與aBIC值逐漸降低, Entropy值均在0.8以上, 表明分類(lèi)的準(zhǔn)確性均大于90%。因此, 4分類(lèi)、5分類(lèi)都可接受, 兼顧模型簡(jiǎn)潔性和可解釋性, 4分類(lèi)模型為最佳擬合模型(圖1a)。其中, 類(lèi)別1家庭、學(xué)校和社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)均最高, 命名為“高聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)組” (4.46%); 類(lèi)別2學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)較高, 家庭和社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)較低, 命名為“高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)組” (11.86%); 類(lèi)別3的家庭、學(xué)校和社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)接近平均水平, 命名為“中聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)組” (19.95%); 類(lèi)別4處于低家庭、學(xué)校和社區(qū)風(fēng)險(xiǎn), 命名為“低聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)組” (63.73%)。

其次, 以上述環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素和個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)因素(心理痛苦)為觀察變量, 進(jìn)行聯(lián)合潛在剖面分析。對(duì)比不同分類(lèi)模型的擬合指標(biāo)(表2), 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 隨著分類(lèi)增多, AIC、BIC與aBIC值逐漸降低, Entropy值均在0.8以上。考慮模型簡(jiǎn)潔性, 4分類(lèi)模型為最佳擬合模型(圖1b)。其中, 類(lèi)別1處于高水平的家庭、學(xué)校、社區(qū)和個(gè)體風(fēng)險(xiǎn), 命名為“高聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)?痛苦組” (5.71%); 類(lèi)別2處于較高水平的家庭風(fēng)險(xiǎn)、中等水平的校園風(fēng)險(xiǎn)和痛苦逃避, 命名為“高家庭風(fēng)險(xiǎn)?逃避組” (8.86%); 類(lèi)別3處于中等環(huán)境風(fēng)險(xiǎn), 較高水平的痛苦喚醒和痛苦體驗(yàn), 命名為“中風(fēng)險(xiǎn)?高體驗(yàn)組” (17.34%); 類(lèi)別4在家庭、學(xué)校、社區(qū)和個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)因素上表現(xiàn)水平均較低, 命名為“低風(fēng)險(xiǎn)?痛苦組” (68.09%)。

表1 中學(xué)生心理危機(jī)得分的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)差異

注: ***< 0.001, *< 0.05; CS, 非致死性危機(jī)總分; NSSI, 自傷; SA, 自殺未遂。

表2 環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和心理痛苦潛在剖面分析擬合指標(biāo)

注：粗體表示最佳擬合模型及擬合指標(biāo)情況。AIC, Akaike信息準(zhǔn)則; BIC, 貝葉斯信息準(zhǔn)則; aBIC, 樣本大小調(diào)整BIC; LRT, Lo-Mendell-Rubin似然比檢驗(yàn); BLRT, Bootstrap似然比檢驗(yàn); Entropy, 信息熵。

圖1 環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)組合、環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與心理痛苦的聯(lián)合剖面圖

注: “痛苦”即三維心理痛苦量表的總分, “體驗(yàn)”即痛苦體驗(yàn)維度分, “逃避”即痛苦逃避維度分。

對(duì)比環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與心理痛苦的聯(lián)合模型中, 不同類(lèi)別青少年的非致死性危機(jī)、自傷、自殺未遂的得分差異見(jiàn)圖2。以性別和年齡為控制變量, ANCOVA分析結(jié)果顯示：各類(lèi)別的非致死性危機(jī)總分上差異顯著,(3, 2042) = 419.82,< 0.001, η2 = 0.38。事后檢驗(yàn)顯示, 高聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)?痛苦組、高家庭風(fēng)險(xiǎn)?逃避組、中風(fēng)險(xiǎn)?高體驗(yàn)組和低風(fēng)險(xiǎn)?痛苦組的非致死性危機(jī)總分依次降低(s < 0.001)。

圖2 環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與心理痛苦的聯(lián)合類(lèi)別在心理危機(jī)得分上差異

注: CS, 非致死性危機(jī); NSSI, 自傷; SA, 自殺未遂。非致死性危機(jī), 即各類(lèi)別的青少年在非致死性危機(jī)總分上的平均分; 致死性危機(jī)(%), 即各類(lèi)別的青少年中報(bào)告發(fā)生自傷、自殺未遂的比例?！巴纯唷奔慈S心理痛苦量表的總分, “體驗(yàn)”即痛苦體驗(yàn)維度分, “逃避”即痛苦逃避維度分。***< 0.001, **< 0.01, *< 0.05

回歸分析結(jié)果顯示, 控制性別和年齡后, 相比低風(fēng)險(xiǎn)?痛苦組, 中風(fēng)險(xiǎn)?高體驗(yàn)組(= 3.41,< 0.001)、高家庭風(fēng)險(xiǎn)?逃避組(= 7.91,< 0.001)和高聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)?痛苦組(= 21.18,< 0.001)報(bào)告的自傷發(fā)生率逐漸增高; 且高家庭風(fēng)險(xiǎn)?逃避組比中風(fēng)險(xiǎn)?高體驗(yàn)組報(bào)告的自傷發(fā)生率更高(= 2.32,< 0.001)?？刂菩詣e和是否獨(dú)生子女后, 相比低風(fēng)險(xiǎn)?痛苦組, 中風(fēng)險(xiǎn)?高體驗(yàn)組(= 2.24,= 0.023)、高家庭風(fēng)險(xiǎn)?逃避組(= 14.27,< 0.001)和高聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)?痛苦組(= 34.74,< 0.001)的自殺未遂發(fā)生率逐漸增高; 且高家庭風(fēng)險(xiǎn)?逃避組比中風(fēng)險(xiǎn)?高體驗(yàn)組報(bào)告的自殺未遂發(fā)生率更高(= 6.38,< 0.001)。

3.4 環(huán)境資源的潛在剖面分析結(jié)果

首先, 以環(huán)境資源為觀察變量, 從1分類(lèi)開(kāi)始依次進(jìn)行潛在剖面分析, 各模型擬合指標(biāo)見(jiàn)表3。結(jié)果顯示, 隨著分類(lèi)增多, AIC、BIC與aBIC值逐漸降低, Entropy值均在0.8以上。6分類(lèi)Entropy值最高, 但存在一個(gè)類(lèi)別比例過(guò)低(2%), 因此, 5分類(lèi)模型為最佳擬合模型(圖3a)。其中, 類(lèi)別1在家庭、學(xué)校和社區(qū)層面資源均較高, 命名為“高聯(lián)合資源組” (13.32%); 類(lèi)別2具有高等水平的家庭和學(xué)校資源, 命名為“高家校資源組” (12.54%); 類(lèi)別3具有高等水平的學(xué)校和社區(qū)資源, 命名為“高社校資源組” (8.72%); 類(lèi)別4具有中等水平的家庭、學(xué)校和社區(qū)資源, 命名為“中聯(lián)合資源組” (58.11%); 類(lèi)別5的家庭、學(xué)校和社區(qū)資源均較低, 命名為“低聯(lián)合資源組” (7.31%)。

其次, 以上述環(huán)境資源和個(gè)體內(nèi)生資源(積極發(fā)展素質(zhì))為觀察變量, 進(jìn)行聯(lián)合潛在剖面分析。對(duì)比不同分類(lèi)模型的擬合指標(biāo)(表3), 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 隨著分類(lèi)增多, AIC、BIC與aBIC值逐漸降低, Entropy值均在0.8以上, 且所有分類(lèi)LMR及BLRT的值均顯著, 故5類(lèi)和6類(lèi)均可接受。綜合考慮模型簡(jiǎn)潔性和解釋性, 5分類(lèi)模型為最佳擬合模型(圖3b)。其中, 類(lèi)別1具有較高水平家庭、學(xué)校和社區(qū)資源, 且積極發(fā)展素質(zhì)高, 命名為“高聯(lián)合資源?發(fā)展組” (14.77%); 類(lèi)別2具有中等水平的家庭資源, 且積極發(fā)展素質(zhì)水平高, 命名為“中家庭資源?高發(fā)展組” (12.59%); 類(lèi)別3具有中等水平的社區(qū)資源, 且積極發(fā)展素質(zhì)水平中等, 命名為“中社區(qū)資源?發(fā)展組” (29.93%); 類(lèi)別4具有較低水平的家庭、學(xué)校和社區(qū)層面資源, 且積極發(fā)展素質(zhì)較低, 命名為“較低資源?發(fā)展組” (35.74%); 類(lèi)別5家庭、學(xué)校和社區(qū)資源最低, 且積極發(fā)展素質(zhì)水平最低, 命名為“低資源?發(fā)展組” (6.97%)。

表3 環(huán)境資源和積極發(fā)展素質(zhì)潛在剖面分析擬合指標(biāo)

注: 粗體表示最佳擬合模型及擬合指標(biāo)情況。AIC, Akaike信息準(zhǔn)則; BIC, 貝葉斯信息準(zhǔn)則; aBIC, 樣本大小調(diào)整BIC; LRT, Lo-Mendell-Rubin似然比檢驗(yàn); BLRT, Bootstrap似然比檢驗(yàn); Entropy, 信息熵。

圖3 環(huán)境資源組合、環(huán)境資源與積極發(fā)展素質(zhì)的聯(lián)合剖面圖

進(jìn)一步對(duì)比環(huán)境資源和積極發(fā)展素質(zhì)的聯(lián)合模型中不同類(lèi)別的非致死性危機(jī)、自傷、自殺未遂差異(圖4)。以性別和年齡為控制變量, ANCOVA分析顯示, 各類(lèi)別在非致死性危機(jī)總分上差異顯著[(4, 2042) = 188.57,< 0.001, η2 = 0.27]。事后檢驗(yàn)顯示, 低資源?發(fā)展組、較低資源?發(fā)展組、中社區(qū)資源?發(fā)展組、中家庭資源?高發(fā)展組和高聯(lián)合資源?發(fā)展組在非致死性危機(jī)總分上依次減小(s < 0.05); 且中家庭資源?高發(fā)展組和高聯(lián)合資源?發(fā)展組在非致死性危機(jī)總分無(wú)顯著差異(= 0.087)。

回歸分析表明, 控制性別和年齡后, 相比低資源?發(fā)展組, 中社區(qū)資源?發(fā)展組(= 0.30,< 0.001)、中家庭資源?高發(fā)展組(= 0.18,< 0.001) 和高聯(lián)合資源?發(fā)展組(= 0.07,< 0.001)報(bào)告的自傷發(fā)生率更低; 但較低資源?發(fā)展組與低資源?發(fā)展組報(bào)告的自傷發(fā)生率差異不顯著(= 0.77,= 0.20)。相比高聯(lián)合資源?發(fā)展組, 中社區(qū)資源?發(fā)展組(= 4.43,< 0.001)和中家庭資源?高發(fā)展組(= 2.75,= 0.015)報(bào)告的自傷發(fā)生率更高; 相比中家庭資源?高發(fā)展組, 中社區(qū)資源?發(fā)展組報(bào)告的自傷發(fā)生率差異不顯著(= 1.16,= 0.077)。

圖4 環(huán)境資源與積極發(fā)展素質(zhì)的聯(lián)合類(lèi)別在心理危機(jī)得分上差異

注: CS, 非致死性危機(jī); NSSI, 自傷; SA, 自殺未遂。非致死性危機(jī), 即各類(lèi)別的青少年在非致死性危機(jī)總分上的平均分; 致死性危機(jī)(%), 即各類(lèi)別的青少年中報(bào)告發(fā)生自傷、自殺未遂的比例。***< 0.001, **< 0.01, *< 0.05,+< 0.1

回歸分析表明, 控制性別和是否獨(dú)生子女后, 相比低資源?發(fā)展組, 較低資源?發(fā)展組(= 0.49,= 0.006)、中社區(qū)資源?發(fā)展組(= 0.12,< 0.001)、中家庭資源?高發(fā)展組(= 0.11,< 0.001)和高聯(lián)合資源?發(fā)展組(= 0.017,< 0.001)報(bào)告的自殺未遂發(fā)生率更低; 后三組報(bào)告的自殺未遂發(fā)生率差異不顯著。

3.5 環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和資源的聯(lián)合潛在剖面分析結(jié)果

整合上述環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和環(huán)境資源進(jìn)行聯(lián)合潛在剖面分析, 各模型擬合指標(biāo)見(jiàn)表4。結(jié)果顯示, 隨著分類(lèi)增多, AIC、BIC與aBIC值逐漸降低, 且3分類(lèi)到4分類(lèi)時(shí)下降最快。所有分類(lèi)模型的Entropy值均在0.8以上, 且4分類(lèi)時(shí)最大(0.88)。綜合考慮模型的簡(jiǎn)潔性, 4分類(lèi)模型為最佳擬合模型(如圖5)。其中, 類(lèi)別1的家庭和社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)水平較高, 校園風(fēng)險(xiǎn)水平較低, 且家庭、學(xué)校和社區(qū)資源較低, 命名為“高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組” (8.38%); 類(lèi)別2的學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)水平較高, 家庭、社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)水平相對(duì)較低, 且家庭、學(xué)校和社區(qū)資源中等, 命名為“高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組” (14.72%); 類(lèi)別3在環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和資源上均表現(xiàn)為平均水平, 命名為“均衡組” (53.41%); 類(lèi)別4的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)水平較低, 且家庭、學(xué)校和社區(qū)的資源較高, 命名為“低風(fēng)險(xiǎn)?高資源組” (23.49%)。

表4 環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與資源的聯(lián)合潛在剖面分析擬合指標(biāo)

注：粗體表示最佳擬合模型及擬合指標(biāo)情況。AIC, Akaike信息準(zhǔn)則; BIC, 貝葉斯信息準(zhǔn)則; aBIC, 樣本大小調(diào)整BIC; LRT, Lo-Mendell-Rubin似然比檢驗(yàn); BLRT, Bootstrap似然比檢驗(yàn); Entropy, 信息熵。

圖5 環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與資源的聯(lián)合剖面圖

對(duì)比環(huán)境因素聯(lián)合模型中不同類(lèi)別的非致死性危機(jī)、自傷、自殺未遂差異(圖6)。以性別和年齡為控制變量, ANCOVA分析顯示, 各類(lèi)別在非致死性危機(jī)總分上差異顯著,(3, 2042) = 183.34,< 0.001, η2 = 0.21。事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組、高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組和均衡組的非致死性危機(jī)總分顯著高于低風(fēng)險(xiǎn)?高資源組(s < 0.001); 而高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組和高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組的非致死性危機(jī)總分無(wú)顯著差異(> 0.05)。

圖6 環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與資源的聯(lián)合類(lèi)別在心理危機(jī)得分上差異

注：CS, 非致死性危機(jī); NSSI, 自傷; SA, 自殺未遂。非致死性危機(jī), 即各類(lèi)別的青少年在非致死性危機(jī)總分上的平均分; 致死性危機(jī)(%), 即各類(lèi)別的青少年中報(bào)告發(fā)生自傷、自殺未遂的比例。***< 0.001, **< 0.01

回歸分析顯示, 控制性別和年齡后, 相比均衡組, 高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組(= 2.80,< 0.001)和高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組(= 3.79,< 0.001)報(bào)告的自傷發(fā)生率更高, 但后兩者無(wú)顯著差異(= 0.74,= 0.142); 而低風(fēng)險(xiǎn)?高資源組(= 0.33,< 0.001)報(bào)告的自傷發(fā)生率更低。

控制性別和是否獨(dú)生子女后, 相比均衡組, 高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組(= 5.24,< 0.001)和高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組(= 4.27,< 0.001)報(bào)告的自殺未遂發(fā)生率更高, 而低風(fēng)險(xiǎn)?高資源組(= 0.17,= 0.003)報(bào)告的自殺未遂發(fā)生率更低; 且高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組和高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組無(wú)顯著差異(= 1.23,= 0.445)。

3.6 心理痛苦和積極發(fā)展素質(zhì)的中介效應(yīng)

根據(jù)方杰等(2017)建議, 將環(huán)境因素的組合類(lèi)別虛擬編碼(D1: 0 = 均衡組, 1 = 高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組; D2: 0 = 均衡組, 1 = 高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組; D3: 0 = 均衡組, 1 = 低風(fēng)險(xiǎn)?高資源組), 以心理痛苦和積極發(fā)展素質(zhì)為中介變量, 非致死性危機(jī)為因變量建立雙重中介模型。結(jié)果顯示, 整體總效應(yīng)檢驗(yàn)的(3, 2036) = 183.34,< 0.001, 3個(gè)相對(duì)總效應(yīng)不全為0; 整體直接效應(yīng)檢驗(yàn)的(3, 2034) = 13.65,< 0.001, 3個(gè)相對(duì)直接效應(yīng)不全為0, 因此有必要做進(jìn)一步的相對(duì)中介分析。結(jié)果顯示(表5), 以均衡組為參照, 高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組、高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組和低風(fēng)險(xiǎn)?高資源組的相對(duì)中介的95% CI區(qū)間均不包括0, 相對(duì)中介效應(yīng)顯著。相較于均衡組, 高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組、高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組的青少年心理痛苦水平更高(11= 11.00;12= 13.03), 低風(fēng)險(xiǎn)?高資源組的青少年心理痛苦水平更低(13= ?3.95), 非致死性危機(jī)水平更高(1= 0.54); 高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組、高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組的青少年積極發(fā)展素質(zhì)水平更低(21= ?68.47;22= ?24.63), 低風(fēng)險(xiǎn)?高資源組的青少年積極發(fā)展素質(zhì)水平更高(23= 69.42), 非致死性危機(jī)水平更低(2= ?0.07)。相對(duì)直接效應(yīng)、相對(duì)中介效應(yīng)的效果量見(jiàn)表5, 中介效應(yīng)的路徑如圖7所示。因此, 相較于均衡組, 其余三組通過(guò)心理痛苦和積極發(fā)展素質(zhì)作用于非致死性危機(jī)的中介效應(yīng)顯著。

以均衡組為參照, 分別以自傷、自殺未遂為因變量, 心理痛苦和積極發(fā)展素質(zhì)為中介變量建立雙重中介模型。對(duì)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：第一, 不同組別為自變量, 心理痛苦、積極發(fā)展素質(zhì)分別為因變量時(shí), 線性回歸結(jié)果見(jiàn)表6; 第二, 以心理痛苦、積極發(fā)展素質(zhì)為自變量, 自傷為因變量, 進(jìn)行Logistics回歸分析, 結(jié)果分別為：1= 0.05,(1) = 0.004,1= 11.83;2= ?0.01,(2) = 0.001,2= ?5.11; 因變量為自殺未遂時(shí), 結(jié)果分別為：1= 0.05,(1) = 0.01,1= 8.66;2= ?0.01,(2) = 0.002,2= ?3.73。第三, 由R軟件的RMediation軟件包使用乘積分步法檢驗(yàn)得到Z×Z的95%置信區(qū)間見(jiàn)表6, 均不包含0。因此, 相較于均衡組, 其余三組通過(guò)心理痛苦和積極發(fā)展素質(zhì)作用于自傷、自殺未遂的中介效應(yīng)顯著。

為解釋高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組和高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組的非致死性危機(jī)和致死性危機(jī)水平差異, 進(jìn)一步以高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組為參照。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組的青少年心理痛苦水平略高, 差異不顯著(β = 2.03,= 0.131, 95% CI = [?0.60, 4.66]), 而積極發(fā)展素質(zhì)水平更高(β = 43.85,< 0.001, 95% CI = [32.55, 55.14]), 非致死性危機(jī)水平更低(β = ?0.07,< 0.001, 95% CI = [?0.08, ?0.06])。另外, 以高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組為參照, 高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組通過(guò)心理痛苦作用于自傷、自殺未遂的95%置信區(qū)間分別為[?0.01, 0.21], [?0.01, 0.21], 包括0; 而通過(guò)積極發(fā)展素質(zhì)作用于自傷、自殺未遂的95%置信區(qū)間分別為[?0.36, ?0.18], [?0.47, ?0.16], 不包括0。因此, 相較于高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組, 高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組通過(guò)心理痛苦作用于非致死性危機(jī)、自傷、自殺未遂的中介效應(yīng)不顯著, 而通過(guò)積極發(fā)展素質(zhì)作用于非致死性危機(jī)、自傷、自殺未遂的中介效應(yīng)顯著。

表5 非致死性危機(jī)的雙重中介模型檢驗(yàn)結(jié)果

注: 均衡組為參照組, 性別和年齡為控制變量。a根據(jù)方杰等(2017)建議, 相對(duì)直接效應(yīng)和相對(duì)間接效應(yīng)的顯著性水平為0.017。

圖7 心理痛苦與積極發(fā)展素質(zhì)的中介路徑圖

注: ***< 0.001, **< 0.01; 均衡組為參照組, 性別和年齡為控制變量。

表6 致死性危機(jī)的雙重中介模型檢驗(yàn)結(jié)果(前半段路徑)

注：NSSI, 非自殺性自傷行為; SA自殺未遂;aNSSI模型中, 以性別、年齡為控制變量;bSA模型中, 以性別、獨(dú)生子女為控制變量。

4 討論

青少年心理危機(jī)存在復(fù)雜的促發(fā)機(jī)制, 應(yīng)從更為宏觀和整合的視角進(jìn)行探索。本研究在較大樣本的青少年群體中, 采用潛在剖面分析, 不僅從環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)、環(huán)境資源、環(huán)境因素的聯(lián)合模式, 以及它們與心理危機(jī)的關(guān)系來(lái)探索青少年心理危機(jī)促發(fā)機(jī)制。并且, 從個(gè)體心理痛苦和積極發(fā)展觀的角度, 觀察環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與資源的交互作用模式對(duì)致死性危機(jī)、非致死性危機(jī)的作用機(jī)制和路徑。此外, 研究納入社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)和資源因素, 從創(chuàng)新視角對(duì)危機(jī)機(jī)制的生態(tài)結(jié)構(gòu)理論進(jìn)行補(bǔ)充。首次發(fā)現(xiàn)青少年心理危機(jī)的累積和聚集效應(yīng)的環(huán)境?個(gè)體因素聯(lián)合模式, 也首次論證了環(huán)境資源和積極發(fā)展素質(zhì)的聯(lián)合模式對(duì)危機(jī)的緩沖作用。另外, 研究還發(fā)現(xiàn)心理痛苦和積極發(fā)展素質(zhì)在環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和資源聯(lián)合模式和心理危機(jī)關(guān)系中的雙重中介作用。

4.1 青少年環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和心理痛苦的聯(lián)合模式及其特點(diǎn)

在本研究樣本的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)類(lèi)別中, 存在高聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)組(4.46%)、高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)組(11.86%)、中聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)組(19.95%)和低聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)組(63.73%)。表明初中生近20%暴露于較高水平的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素當(dāng)中; 且較高的家庭風(fēng)險(xiǎn)通常伴隨著較高的學(xué)校、社區(qū)風(fēng)險(xiǎn), 而一部分初中生可能只暴露于單一的學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)中。依據(jù)家庭社會(huì)化模型, 家庭為青少年提供了一個(gè)觀察學(xué)習(xí)的互動(dòng)環(huán)境, 處于各種家庭沖突情境中的青少年, 難以發(fā)展出良好的情緒調(diào)節(jié)能力, 因而在學(xué)校的人際關(guān)系和學(xué)業(yè)表現(xiàn)也較差(Morris et al., 2007), 這為高聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)組合模式的存在提供了可能的解釋。因此, 家庭、學(xué)校和社區(qū)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)都是青少年主要壓力來(lái)源, 對(duì)青少年進(jìn)行危機(jī)干預(yù)時(shí)應(yīng)采取系統(tǒng)化的策略。

此外, 從環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與心理痛苦的聯(lián)合模式來(lái)看, 高聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)?痛苦組、高家庭風(fēng)險(xiǎn)?逃避組、中風(fēng)險(xiǎn)?高體驗(yàn)組和低風(fēng)險(xiǎn)?痛苦組的青少年在非致死性危機(jī)總分、自傷和自殺未遂發(fā)生率依次減小。表明青少年所經(jīng)歷的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)多, 且體驗(yàn)到的心理痛苦水平越高時(shí), 心理危機(jī)水平越高, 與以往研究結(jié)果類(lèi)似(Bao et al., 2020; Sun et al., 2022), 提示環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)對(duì)青少年的心理危機(jī)存在累積效應(yīng), 也為資源?需求模型(Salmela-Aro et al., 2022)提供了證據(jù)支持。表明不同環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)疊加, 可以通過(guò)促發(fā)個(gè)體較高的心理痛苦水平, 加劇致死性和非致死性危機(jī)的風(fēng)險(xiǎn)。

值得注意的是：高家庭風(fēng)險(xiǎn)?逃避組的自殺未遂發(fā)生率是中風(fēng)險(xiǎn)?高體驗(yàn)組的6.38倍, 研究首次發(fā)現(xiàn)了環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與痛苦逃避動(dòng)機(jī)組合下的自殺危機(jī)聚集效應(yīng)。表明痛苦逃避是個(gè)體自殺未遂的關(guān)鍵近端因素, 該結(jié)果得到以往研究證據(jù)的支持, 即在中學(xué)生群體中, 痛苦逃避組發(fā)生自殺未遂的風(fēng)險(xiǎn)比痛苦體驗(yàn)組高23.07倍(Sun et al., 2022)。本研究還發(fā)現(xiàn)：中風(fēng)險(xiǎn)?高體驗(yàn)組的自傷發(fā)生率顯著高于低風(fēng)險(xiǎn)?痛苦組(= 3.41), 但高家庭風(fēng)險(xiǎn)?逃避組的自傷風(fēng)險(xiǎn)也是中風(fēng)險(xiǎn)?高體驗(yàn)組的2.32倍。提示除了痛苦體驗(yàn)是自傷的近端關(guān)鍵因素, 痛苦逃避在自傷成因中可能也發(fā)揮作用?？赡艿慕忉屖牵罕狙芯繕颖局械淖詡弑M管排除了既往曾出現(xiàn)過(guò)自殺未遂的情況, 但仍可能存在較高的自殺意念水平。而痛苦逃避作為自殺意念和自殺未遂的顯著預(yù)測(cè)因素(Sun et al., 2020), 表現(xiàn)出在累積風(fēng)險(xiǎn)因素與自殺意念的關(guān)系, 而非在累積風(fēng)險(xiǎn)因素與自傷關(guān)系中的貢獻(xiàn)。

綜上所述, 一方面, 本研究發(fā)現(xiàn)了來(lái)自家庭、學(xué)校和社區(qū)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)聯(lián)合模式在青少年致死性危機(jī)和非致死性危機(jī)中的累積效應(yīng), 為社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)在青少年心理危機(jī)中的作用提供了初步證據(jù)支持。另一方面, 本研究還發(fā)現(xiàn)：聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)、家庭風(fēng)險(xiǎn)和痛苦逃避的組合模式中存在青少年致死性危機(jī)、尤其是自殺危機(jī)的聚集效應(yīng)。表明青少年心理危機(jī)的促發(fā)機(jī)制中環(huán)境因素間、環(huán)境因素與個(gè)體心理因素間存在復(fù)雜的交互模式, 在青少年危機(jī)干預(yù)中, 應(yīng)該重視不同環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素和個(gè)體心理痛苦水平的處理。

4.2 青少年環(huán)境資源與積極發(fā)展素質(zhì)的聯(lián)合模式及其特點(diǎn)

在本研究樣本的環(huán)境資源中, 存在低聯(lián)合資源組(7.31%)、中聯(lián)合資源組(58.11%)、高社校資源組(8.72%)、高家校資源組(12.54%)和高聯(lián)合資源組(13.32%)。表明65.42%的青少年擁有的環(huán)境資源相對(duì)不足, 該數(shù)據(jù)略高于其余國(guó)家(Scales, 2011)。研究表明, 通過(guò)社區(qū)凝聚力可以緩沖父母教養(yǎng)方式不良對(duì)青少年外化問(wèn)題的影響(Silk et al., 2004); 父母聯(lián)結(jié)、學(xué)校聯(lián)結(jié)可以緩沖青少年遭受校園欺凌后的抑郁、自殺意念水平, 社區(qū)聯(lián)結(jié)可以緩沖該群體的社交焦慮水平(Foster et al., 2017)。提示青少年擁有環(huán)境資源聯(lián)合模式不同, 不同資源之間可能起著相互補(bǔ)充作用。本研究結(jié)果也表明：當(dāng)青少年所處的社區(qū)或家庭資源不足時(shí), 其余資源(如學(xué)校資源)會(huì)起到緩沖作用, 從而降低心理危機(jī)發(fā)生的可能性, 進(jìn)一步為資源?需求模型(Salmela-Aro et al., 2022)提供了證據(jù)支持。因此, 在國(guó)內(nèi)青少年的危機(jī)預(yù)防中, 應(yīng)該重視環(huán)境資源投入和支持, 以幫助他們獲得應(yīng)對(duì)危機(jī)的能力。

此外, 從環(huán)境資源和個(gè)體積極發(fā)展素質(zhì)的聯(lián)合模式來(lái)看, 存在低資源?發(fā)展組(6.97%)、較低資源?發(fā)展組(35.74%)、中社區(qū)資源?發(fā)展組(29.93%)、中家庭資源?高發(fā)展組(12.59%)和高聯(lián)合資源?發(fā)展組(14.77%), 且五組在非致死性危機(jī)總分、自傷和自殺未遂發(fā)生率上呈現(xiàn)出依次遞減的趨勢(shì)。提示了環(huán)境資源和個(gè)體內(nèi)生資源的疊加對(duì)于危機(jī)緩沖具有累積效應(yīng); 而且環(huán)境資源和自身資源也存在疊加效應(yīng), 即外部環(huán)境資源越多, 個(gè)體內(nèi)生資源發(fā)展越好, 與以往研究發(fā)現(xiàn)類(lèi)似。例如, Benson等(2011)劃分了青少年的40種內(nèi)外部資源的組合模式, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：高外部支持組同時(shí)具有較高能力和自信, 而低外部支持組同時(shí)表現(xiàn)出能力不足和自卑。與高外部支持組相比, 低外部支持組藥物濫用和打架斗毆的發(fā)生率增高了125倍。提示環(huán)境資源對(duì)于個(gè)體內(nèi)生資源發(fā)展的重要性, 擁有豐富環(huán)境資源的個(gè)體, 通常會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)的自身優(yōu)勢(shì)。

本研究中還發(fā)現(xiàn), 家庭?學(xué)校?社區(qū)的環(huán)境資源和自身資源的組合模式對(duì)自殺危機(jī)的緩沖作用也存在聚集效應(yīng), 中社區(qū)資源?發(fā)展組、中家庭資源?高發(fā)展組和高聯(lián)合資源?發(fā)展組的自殺未遂發(fā)生率無(wú)顯著差異, 低資源?發(fā)展組和較低資源?發(fā)展組在非致死性危機(jī)得分上無(wú)顯著差異。這一結(jié)果獲得以往相關(guān)研究證據(jù)的支持。例如, 青少年自殺危機(jī)是一個(gè)系統(tǒng)性的失敗, 而非單一環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致(Cavelti & Kaess, 2021)。擁有更好鄰里關(guān)系或積極參與社區(qū)事務(wù)、擁有同伴友誼和教師支持的青少年對(duì)自殺危機(jī)的發(fā)生具有良好的免疫力(Alegría et al., 2022; Gibbons, 2020; 孫芳等, 2021) 。Forster等(2020)研究發(fā)現(xiàn), 經(jīng)歷童年不良事件的青少年, 如果同時(shí)擁有高水平的同伴支持和教師支持, 自殺未遂發(fā)生率顯著降低。因此, 本研究這一結(jié)果對(duì)青少年危機(jī)干預(yù)策略制定具有重要參考價(jià)值。一方面, 針對(duì)傳統(tǒng)個(gè)體因素開(kāi)展的自殺危機(jī)干預(yù)效果不佳, 可能是忽視了學(xué)校中同伴關(guān)系和師生關(guān)系對(duì)于青少年心理健康發(fā)展的重要意義, 促進(jìn)同伴聯(lián)結(jié)、提升教師支持應(yīng)該作為校園自殺危機(jī)干預(yù)的重要內(nèi)容。另一方面, 在素質(zhì)教育背景下, 社區(qū)活動(dòng)對(duì)于青少年心理健康發(fā)展同樣具有重要意義。社區(qū)實(shí)踐中增加青少年的主動(dòng)參與、構(gòu)建良好的鄰里關(guān)系, 可能通過(guò)促進(jìn)青少年的聯(lián)結(jié)水平, 構(gòu)建自殺危機(jī)的免疫屏障。

4.3 青少年環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與資源的聯(lián)合模式及其特點(diǎn)

本研究通過(guò)整合環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和資源進(jìn)行聯(lián)合潛在剖面分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：存在高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組(8.38%)、高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組(14.72%)、均衡組(53.41%)和低風(fēng)險(xiǎn)?高資源組(23.49%)。表明家庭風(fēng)險(xiǎn)、學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)與環(huán)境資源的組合類(lèi)別存在一定的分化。在青少年群體中, 面臨家庭風(fēng)險(xiǎn)者所獲得的其他環(huán)境資源更少。而面臨學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)者, 對(duì)其他環(huán)境資源仍有一定的可獲得性。由于家庭是青少年發(fā)展的重要環(huán)境(Wrzus et al., 2013), 提示相對(duì)于學(xué)校而言, 家庭成長(zhǎng)環(huán)境的優(yōu)劣對(duì)于青少年各方面的資源獲得都有著更為重要的影響。

對(duì)處于不同環(huán)境因素聯(lián)合模式下的心理危機(jī)進(jìn)行分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 與均衡組相比, 高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組、高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組的非致死性危機(jī)總分、自傷和自殺未遂發(fā)生率更高; 而低風(fēng)險(xiǎn)?高資源組非致死性危機(jī)總分、自傷和自殺未遂發(fā)生率更低。表明無(wú)論是處于高水平親子沖突和父母控制, 或是處于高水平學(xué)業(yè)和人際壓力, 且可獲得性資源更少的青少年, 會(huì)表現(xiàn)出更高水平的多種心理危機(jī)。近期研究發(fā)現(xiàn), 與對(duì)照組相比, 當(dāng)青少年經(jīng)歷的童年創(chuàng)傷事件超過(guò)3件以上時(shí), 自殺風(fēng)險(xiǎn)上升3.63～8.03倍; 而有著良好家校溝通或?qū)W校歸屬感的青少年, 自殺風(fēng)險(xiǎn)會(huì)降低2.85～6.62倍(Lensch et al., 2021)。保護(hù)因素的數(shù)量可以調(diào)節(jié)個(gè)體遭受的風(fēng)險(xiǎn)水平和自殺未遂發(fā)生率的關(guān)系(Mackin et al., 2012)。表明環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和資源以特定的組合模式出現(xiàn), 共同作用于青少年的心理健康狀態(tài)。在青少年危機(jī)干預(yù)中, 應(yīng)在重視降低環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí), 增加環(huán)境資源。

4.4 心理痛苦和積極發(fā)展素質(zhì)的中介效應(yīng)

本研究的相對(duì)中介分析結(jié)果顯示：相對(duì)均衡組, 高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組、高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組通過(guò)更高的心理痛苦、更低的積極發(fā)展素質(zhì), 從而心理危機(jī)水平更高, 而低風(fēng)險(xiǎn)?高資源組通過(guò)更低的心理痛苦、更高的積極發(fā)展素質(zhì), 從而心理危機(jī)水平更低。表明家校風(fēng)險(xiǎn)和環(huán)境資源組合模式下, 心理痛苦和積極發(fā)展素質(zhì)是心理危機(jī)促發(fā)機(jī)制中起著雙重中介作用, 為心理中介模型(Hatzenbuehler, 2009)和關(guān)系發(fā)展系統(tǒng)理論(Lerner et al., 2015)提供了實(shí)證支持。Luthar (1991)提出并非所有遭受了壓力事件的青少年都會(huì)發(fā)展出適應(yīng)問(wèn)題, 需要區(qū)分個(gè)體存在的易感性因素和復(fù)原力因素, 當(dāng)復(fù)原力因素起主要作用時(shí)(比如社交技巧、智力等), 高危青少年不會(huì)發(fā)展出抑郁、焦慮等問(wèn)題。因此, 在考察特定環(huán)境組合模式下個(gè)體心理危機(jī)的發(fā)生機(jī)制, 應(yīng)該分別考察易感性因素和復(fù)原力因素的獨(dú)特作用, 與資源?需求模型(Salmela-Aro et al., 2022)一致。本研究表明：環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素通過(guò)促發(fā)個(gè)體高心理痛苦水平, 加劇心理危機(jī)的風(fēng)險(xiǎn); 但環(huán)境資源可通過(guò)促進(jìn)個(gè)體內(nèi)生資源的發(fā)展, 幫助個(gè)體發(fā)展出更好的危機(jī)免疫屏障。提示在高風(fēng)險(xiǎn)?低保護(hù)環(huán)境因素組合模式下, 以降低心理痛苦的問(wèn)題視角和以促進(jìn)積極發(fā)展素質(zhì)的成長(zhǎng)視角對(duì)降低青少年的心理危機(jī)水平都有效, 青少年危機(jī)干預(yù)應(yīng)同時(shí)重視二者。

另外, 高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組和高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組在心理危機(jī)上無(wú)顯著差異, 可能的原因在于心理痛苦的促發(fā)作用比積極發(fā)展素質(zhì)緩沖作用更大。以高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組為參照組, 相對(duì)中介分析結(jié)果表明高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組、高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組在積極發(fā)展素質(zhì)存在顯著差異, 心理痛苦水平無(wú)顯著差異, 進(jìn)而在致死性危機(jī)和非致死性危機(jī)得分上無(wú)顯著差異。在以均衡組為參照組時(shí)也得到證實(shí), 發(fā)現(xiàn)高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組和高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組通過(guò)心理痛苦作用于非致死性危機(jī)的效應(yīng)量分別為45.16%、55.77%, 而通過(guò)積極發(fā)展素質(zhì)作用于非致死性危機(jī)的效應(yīng)量分別為37.45%、14.08%, 最終前兩組的非致死性危機(jī)總分也顯著高于均衡組。由此看出, 在不同環(huán)境因素組合模式中, 心理痛苦的中介作用大于積極發(fā)展素質(zhì)的中介作用(高家庭風(fēng)險(xiǎn)?低資源組：45.16% > 37.45%, 高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)?中資源組：55.77% > 14.08%)。提示在環(huán)境因素作用于心理危機(jī)的路徑中, 可能是通過(guò)促進(jìn)高水平的心理痛苦所產(chǎn)生, 而積極發(fā)展素質(zhì)作為個(gè)體的內(nèi)生資源, 相對(duì)于心理痛苦, 在這一路徑中的緩沖作用相對(duì)較弱。

4.5 局限與展望

本研究存在一些不足, 在未來(lái)研究中有待改進(jìn)。第一, 本研究采用橫斷面研究設(shè)計(jì)和聯(lián)合潛在剖面分析方法, 從整合視角探索家庭、學(xué)校和社區(qū)等中觀因素和心理危機(jī)的關(guān)系及可能的中介機(jī)制, 視角創(chuàng)新, 但難以進(jìn)行因果推論。未來(lái)研究中納入縱向設(shè)計(jì), 以及因果實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 能擴(kuò)大本研究結(jié)果的普適性。第二, 研究中選擇的社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)和資源因素為探索性因素, 社區(qū)不安全感、社區(qū)參與度的測(cè)量工具信度相對(duì)不足, 在未來(lái)研究中, 應(yīng)結(jié)合訪談重新建構(gòu)適用于國(guó)內(nèi)青少年的社區(qū)因素評(píng)估工具。第三, 研究變量主要基于被試的主觀報(bào)告, 可能由于社會(huì)贊許性低估風(fēng)險(xiǎn)因素或高估資源因素水平(Harris & Goh, 2017), 同時(shí)也未涉及對(duì)被試對(duì)危機(jī)事件的認(rèn)知評(píng)估, 未來(lái)研究中有必要采集客觀指標(biāo)和危機(jī)的認(rèn)知評(píng)價(jià)數(shù)據(jù), 提高結(jié)果可靠性和可重復(fù)性。

5 結(jié)論

本研究得出以下結(jié)論：

(1)基于風(fēng)險(xiǎn)視角的危機(jī)產(chǎn)生機(jī)制中, 家庭?學(xué)校?社區(qū)風(fēng)險(xiǎn)的組合、心理痛苦與心理危機(jī)的關(guān)系表現(xiàn)出累積效應(yīng)和聚集效應(yīng)。聯(lián)合風(fēng)險(xiǎn)因素越多, 心理痛苦水平越高, 危機(jī)水平越高。處于高家庭風(fēng)險(xiǎn)和高痛苦逃避的青少年, 處于更高水平的致死性危機(jī)中。青少年危機(jī)干預(yù)應(yīng)重視同時(shí)處理多環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)。

(2)基于保護(hù)視角的危機(jī)產(chǎn)生機(jī)制中, 環(huán)境資源組合、積極發(fā)展素質(zhì)與心理危機(jī)的關(guān)系也表現(xiàn)出累積效應(yīng)和聚集效應(yīng)。可獲得的聯(lián)合資源越多, 積極發(fā)展素質(zhì)水平越高, 非致死性危機(jī)、自傷和自殺危機(jī)發(fā)生率越低。

(3)基于整合視角的危機(jī)產(chǎn)生機(jī)制中, 高家庭風(fēng)險(xiǎn)者伴隨更低的環(huán)境資源, 高學(xué)校風(fēng)險(xiǎn)者未必其他環(huán)境資源獲得性低。擁有低環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)與高環(huán)境資源者表現(xiàn)出更高水平的積極發(fā)展素質(zhì), 以及對(duì)各類(lèi)危機(jī)較好的免疫力。而遭受高家校風(fēng)險(xiǎn), 且內(nèi)生資源不足的青少年, 會(huì)表現(xiàn)出各類(lèi)危機(jī)水平的增高。

(4)在環(huán)境因素聯(lián)合模式作用于心理危機(jī)的路徑中, 較高的心理痛苦、較低的積極發(fā)展素質(zhì)可能起著重要作用, 以心理痛苦的作用更明顯。

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“Crisis” or “opportunity”:Latent patterns of family, school, community risks and assets on psychological crisis in adolescence

SUN Fang, LI Huanhuan, GUO Yueyan, WEI Shijie

(Department of Psychology, Renmin University of China, Beijing 100872, China)

Extensive studies have demonstrated the buffering effect of risk factors or the promotion effect of protective assets within each setting of family, school, or community on psychological crisis in adolescence. Although many adolescents expose to risks and assets in multiple contexts, the independent and interactive effects of such cross-contextual factors on multiple psychological crisis have not been studied. This study addressed this gap by examining latent patterns of risk factors or/and protective assets in multiple contexts on non-lethal crisis state (CS), non-suicidal self-injury (NSSI), suicide attempt (SA) in adolescence. Further, based on the perspectives of positive youth development and psychological pain, this study explored the specific patterns considered as immune barriers to psychological crisis, and specific patterns with cumulative and clustering effects on psychological crisis.

A sample of 2249 junior middle school students were invited to participant. The adolescents completed psychological crisis (including CS, NSSI, SA), three-dimensional psychological pain (TDPPS), positive youth development (PYD), family conflict, parental control, campus stressors, community unsafety, family resilience, parental involvement, friendship quality, perceived teacher autonomy support, neighborhood friendship and community engagement scales. Based on Latent Profile Analysis (LPA), the patterns of risk factors and TDPPS, patterns of assets and PYD and patterns of risks and assets in multiple contexts were analyzed using Mplus7.4. Further, the predictive effects of distinct patterns on psychological crisis and the relative mediated effects of TDPPS and PYD were analyzed by SPSS21.0.

The results showed that: (1) Based on the risk perspective, adolescents at high family risk usually had higher risk in school and community context. The level of CS, NSSI, SA increased with the level of risk factors. Notably, compared to moderate risk-high painful feeling class, adolescents in high family risk-high pain avoidance class had higher level of SA (= 6.38,< 0.001) and NSSI (= 2.32,< 0.001). (2) Based on the protective perspective, the more assets adolescents had, the higher level of PYD, and the lower level of CS, NSSI, SA they were. Compared to high combined protection-high PYD class, adolescents in moderate family protection-high PYD class have similar level of CS (= 0.087) and SA (= 6.26,= 0.096). Compared to moderate family protection-high PYD class, adolescents in moderate community protection-moderate PYD class have similar level of NSSI (= 1.16,= 0.077). (3) Based on the integration perspective, the risk factors and protective assets across multiple contexts were divided into four patterns: high family risk-low assets class (class1, 8.38%), high school risk-moderate assets class (class2, 14.72%), balanced class (class3, 53.41%) and low risk-high assets class (class4, 23.49%). Compared to class3, adolescents in class1 and class2 had higher level of CS, NSSI, and SA, adolescents in class4 had lower level of CS, NSSI, and SA. Taken the balanced class as reference group, the relative mediated effects of TDPPS and PYD between the other three classes and CS, NSSI, and SA were significant.

This study deepened the understanding of the effects of distinct patterns of family, school and community risks and TDPPS on psychological crisis in adolescences, emerging on cumulative and clusters effects. Psychological crisis could be buffered by distinct patterns of assets across family, school and community context and PYD. Adolescent crisis intervention should simultaneously focus on addressing risks, and establishing a supportive system across multiple contexts.

context factors, three-dimensional psychological pain, positive youth development, psychological crisis, Latent Profile Analysis

2023-03-20

* 中國(guó)人民大學(xué)科學(xué)研究基金項(xiàng)目重大項(xiàng)目(21XNL016)資助; 中國(guó)人民大學(xué)2022年度拔尖創(chuàng)新人才培育資助計(jì)劃成果。

李歡歡, E-mail: psylihh@ruc.edu.cn

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