校園氛圍和負性情緒對青少年自殺意念的影響：一項交叉滯后研究 *

劉 羽 楊 洋 王晨旭 楊亞楠 賈緒計,3 白學軍,3 林 琳,3

(1 教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院，天津 300387)(2 天津師范大學心理學部，天津 300387) (3 學生心理發展與學習天津市高校社會科學實驗室，天津 300387)

1 引言

根據《中國衛生和計劃生育統計年鑒》的統計結果，10～25 歲的青少年意外死因中，自殺為前三位原因之一（國家衛生和計劃生育委員會,2013）。中國青少年自殺意念發生率在13%～25%之間（黎亞軍, 2016; 朱琦等, 2017; Zhang et al.,2017）。中國青少年自殺計劃的檢出率為4.80%～8.24%，自殺未遂的發生率為1.85%～9.10%（段佳麗, 呂若然, 趙海, 2015; 劉偉等, 2012; 牛文華等,2016）。為了預防青少年自殺行為的發生，了解其最相關的前兆—自殺意念（suicidal ideation）非常必要。自殺意念是指并未采取威脅自我生存的行為，但是存在自我傷害和死亡的想法（杜睿, 江光榮, 2015），是自殺行為出現的關鍵環節和最敏感的預測因素（Liu, Tein, Zhao, & Sandler, 2005）。研究顯示，自殺意念的高峰出現在青少年時期，發生率從10 歲的不到1% 上升到18 歲的17%（Nock et al., 2013），在10 歲以后自殺風險迅速上升（國家衛生和計劃生育委員會, 2013）。到了青春期，個體已經發展出思考和評估死亡的認知能力，但他們在認知控制和情感反應方面處于不成熟狀態，這種不平衡容易促使自殺意念的產生（Miller, Rathus, & Linehan, 2007）。關注青少年自殺意念的相關影響因素，不僅有助于篩查出高危人群，也將有助于維護青少年的心理健康。

階段-環境匹配理論指出，環境需要與個體發展的階段相匹配，彼此關懷、溫暖、信任的人際關系以及自己做決定和選擇的權利，對于青少年的身心健康發展具有重要的意義（Eccles & Midgley,1989）。學校是青少年生活和發展的重要環境之一（許有云, 周宵, 劉亞鵬, 鄧慧華, 2014; Eccles &Roeser, 2011）。因此，越來越多的研究關注校園氛圍對學生身心發展的影響（張光珍, 梁宗保, 鄧慧華, 陸祖宏, 2014; Jia et al., 2009）。校園氛圍（school climate）是指學校成員體驗到的且對其認知行為產生重要影響的環境特征，這種環境具有相對穩定而持久的特點（張平平, 李凌艷, 辛濤,2011），具體包含同伴交往質量、師生關系和是否有自主權三方面內容（張光珍等, 2014）。同伴交往質量、師生關系均指向青少年感知到的人際關系情況。研究顯示，校園氛圍中的人際關系質量是影響青少年發展的重要因素（王姝雯, 2020; Thapa,Cohen, Guffey, & Higgins-D’Alessandro, 2013），感知到與老師和同伴建立的良好人際關系，有助于青少年獲得更多的社會支持，繼而滿足其在當前發展階段歸屬需求的匹配。校園氛圍與青少年發展中的需要不匹配將會使其出現各種心理問題，甚至會導致自殺意念的發生（李董平等, 2015; 楊雪等, 2013; Eccles & Roeser, 2012）。研究表明，青少年時期的校園氛圍和其自殺意念相關顯著（Li,Bao, Li, & Wang, 2016; Perkins & Hartless, 2002）。相反地，校園氛圍作為一種溫暖接納、支持的環境，有助于減少自殺意念的發生（楊雪等, 2013;Moore, Benbenishty, Astor, & Rice, 2018）。

負性情緒（negative emotion）是自殺意念的重要風險因素之一（Zhang et al., 2017），指個體主觀上不愉快或者痛苦情緒體驗的綜合概括（Rubaltelli &Pittarello, 2018; Watson, Clark, & Tellegen, 1988）。自殺逃避理論是解釋個體自殺行為的重要理論之一，認為產生自殺意念的基礎是個體需要逃避難以忍受的負性情緒的影響（Baumeister, 1990; Dean,Range, & Goggin, 1996; Heffer & Willoughby,2018）。青少年的情緒表現出半成熟、半矛盾的特點，遠不如成年人的情緒體驗那么穩定（董奇, 林崇德, 2011）。橫向和縱向研究均表明負性情緒（如抑郁、焦慮等）與青少年自殺意念顯著相關（游雅媛等, 2017; Deutsch & Slutske, 2015）。特別是，排除一些控制因素的影響后二者仍然相關顯著（Brausch & Decker, 2014），說明負性情緒是產生自殺意念的十分重要的影響因素。

盡管校園氛圍和負性情緒作為青少年自殺意念的重要影響因素被廣泛研究，但二者在縱向角度上如何影響自殺意念的作用機制并不明確。自殺的人際關系理論認為，不良的人際關系中“感知到的累贅感”和“未滿足的歸屬感”這兩個核心結構會增加個體的絕望感等負性情緒，繼而產生自殺意念（Joiner, 2005）。“感知到的累贅感”主要體現為社會脫節的一個方面；“未滿足的歸屬感”反映的是自我報告的朋友少、社交問題或孤獨感等（van Orden et al., 2010）。個體的基本歸屬感是否得到滿足與負性的身心健康問題顯著相關（Holt-Lunstad, Smith, Baker, Harris, & Stephenson,2015），甚至會導致整個生命周期中自殺意念、自殺未遂和死亡的增加（Turecki & Brent, 2016）。青少年時期，作為重要的人際關系來源（李董平等,2015），校園氛圍中的同伴交往質量、師生關系與自殺的人際關系理論中的兩個核心結構息息相關（侯珂, 張云運, 向小平, 任萍, 2018; 覃鳳榮, 2020;Joiner, 2005）。有研究者認為校園氛圍是學校全部成員的人際互動關系，而這些人際關系的質量對青少年的身心發展產生重要影響（Haynes, Emmons, &Comer, 1993）。青少年感知到的校園氛圍會影響其情緒適應和行為（李董平等, 2015）。也就是說，在學校中，如果青少年與其同學、老師的相處模式有問題或者關系不融洽，其所處的校園氛圍是不良的，青少年就容易產生負性情緒，繼而導致自殺意念的出現（Durkheim, 2001）。因此，考慮時間發展的因素的同時，在校園氛圍和青少年自殺意念之間，負性情緒的跨時中介作用不容忽視。

本研究基于以往研究及相關理論，在縱向層面探討校園氛圍、負性情緒對青少年自殺意念的影響。共提出三個假設，假設1：校園氛圍負向延時預測負性情緒；假設2：負性情緒正向延時預測青少年自殺意念；假設3：負性情緒對青少年自殺意念和校園氛圍的關系存在跨時中介作用。

2 研究方法

2.1 被試

以天津市某中學一個年級的學生為研究對象，進行為期一年、共三個時間點的追蹤調查。第一次施測為七年級下學期第4 個教學周（2017 年3 月），共發放問卷293 份，有效問卷271 份，其中女生131 名，男生140 名，有效率為92.49%；第二次施測為八年級上學期第4 個教學周（2017 年9 月），共追蹤到有效人次231 人，其中女生118 名，男生113 名，追蹤率為85.24%；第三次施測為八年級下學期第4 個教學周（2018 年3 月），共追蹤到有效人次211 人，其中女生108 名，男生103 名，追蹤率為91.34%。經檢驗，流失被試與追蹤到的有效被試在三個變量上無顯著差異（p＞0.05）。被試的年齡為14.28±0.55 歲（第三次測量）。

2.2 研究工具

2.2.1 青少年感知校園氛圍問卷

采用Jia 等人（2009）編制的青少年感知校園氛圍問卷（Perceived School Climate Scale, PSCS）考察青少年感知的校園氛圍水平，分數越高代表學校氛圍越好。共24 個項目，三個維度：教師支持、學生支持和自主機會。采用4 點計分，1 表示“從不”，4 表示“總是”。該問卷在中國青少年群體中信效度良好（楊雪等, 2013）。本研究中三次測量信度良好，Cronbach’s α 系數分別為0.87、0.88、0.90。

2.2.2 正性負性情緒量表

采用Watson 等人（1988）編制的，并由黃麗、楊廷忠和季忠民（2003）修訂的正性負性情緒量表（Positive and Negative Affect Scale, PANAS）評估青少年情緒水平，分數越高代表情緒越強。本研究使用負性情緒維度，共10 個項目。采用5 點計分，1 表示“極少或根本沒有”，5 表示“極多”。本研究中三次測量信度良好，Cronbach’s α 系數分別為0.85、0.86、0.91。

2.2.3 自殺意念問卷

采用單一的題目對青少年的自殺意念水平進行測量，該題目源于Achenbach 兒童行為量表（Achenbach, 1991）。在以往相關的研究中被廣泛使用，信效度均良好（楊雪等, 2013; Herba et al.,2008）。在本研究中，該題目是被混合編排于抑郁問卷中，以避免單獨題目呈現引起被試的不適感，也可以提高問卷作答的真實性。經檢驗，三次測量中的抑郁項目與該項目均顯著相關（r=0.471～0.631,p＜0.001）。

2.3 程序與數據處理

采用整群抽樣法對每個班級進行調查，并且保證三次測量過程中的各班級主試和指導語一致。在開始調查前，所有參加調查的被試均簽署知情同意書，并被告知其個人信息的保密性，調查結束后得到一份精美禮物。運用SPSS24.0 和Mplus7.0 進行數據處理。使用SPSS24.0 進行描述統計分析；使用Mplus7.0 進行交叉滯后分析。構建模型時采用最大似然穩健估計（MLR），模型擬合程度的評價指標為χ2/df、CFI、TLI、RMSEA和SRMR。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

在數據收集過程均采用保密、匿名等進行程序控制，以減少自陳問卷法帶來的共同方法偏差問題。通過Harman 單因素檢驗法檢驗程序控制的效果（Podsakoff, Mackenzie, Lee, & Podsakoff,2003），結果顯示：三次測量中的特征根大于1 的因子分別有13 個、12 個、8 個。首個因子解釋的變異量分別為18.52%、20.75%、24.46%，均小于40%，說明不存在共同方法偏差。

3.2 描述性統計和相關分析結果

三次測量的校園氛圍、負性情緒和自殺意念描述性統計結果見表1。相關分析顯示（見表1），三個時間點的三個變量之間相關顯著；三個變量各自的同時性和即時性相關均顯著。以上結果表明三個變量在一年的時間內表現出一定的穩定性。

表1 三個變量在三次測量中的相關性及描述性統計

以測量時間點為自變量，分別以校園氛圍、負性情緒和自殺意念為因變量進行單因素重復測量的方差分析。結果顯示，校園氛圍的測量時間點的主效應顯著，F(2, 420)=6.742，p＜0.001，=0.031；負性情緒[F(2, 420)=2.888,p＞0.05]和自殺意念[F(2, 420)=1.162,p＞0.05]測量時間點的主效應并不顯著。經事后檢驗（Bonferroni）發現時間點1 的校園氛圍顯著高于時間點3 的校園氛圍（p＜0.01）。

3.3 校園氛圍、負性情緒和自殺意念的交叉滯后分析

采用一系列競爭交叉滯后路徑分析，依次檢驗了四個模型，探索三個變量之間縱向角度的相互預測作用，結果見表2。模型1 為基線模型，估計了三個變量關系的穩定性系數；關聯了三個測量時間點三個變量之間的誤差項，該模型擬合結果一般。因此，有必要增加其他交叉滯后路徑，進一步考察三個變量間的關系。模型2 在模型1 的基礎上增加了負性情緒到校園氛圍和自殺意念到負性情緒的路徑，卡方差異性檢驗結果顯示，模型2 比模型1稍有改善（Δχ2=13.944, Δdf=4,p＜0.01）。模型3 在模型1 的基礎上增加了三個變量間所有交叉滯后路徑，卡方差異性檢驗結果顯示，模型3 比模型2 有顯著提升（Δχ2=29.546, Δdf=4,p＜0.001）。模型4 在模型1 的基礎上檢驗了增加了校園氛圍到負性情緒和負性情緒到自殺意念的路徑。該模型已達到相對較好的模型擬合，進一步對此模型加以修正，卡方差異性檢驗結果顯示，模型4 比模型3 的擬合指數顯著提升（Δχ2=32.027, Δdf=8,p＜0.001）。

表2 校園氛圍、負性情緒與自殺意念各模型的擬合指數

綜上，模型4 擬合最好，三個變量交叉滯后模型結果見圖1。時間點1、2 的校園氛圍分別對時間點2、3 的負性情緒有負向預測作用；時間點1、2 的負性情緒分別對時間點2、3 的自殺意念有正向預測作用；時間點1 的校園氛圍不能顯著預測時間點3 的自殺意念；時間點2 的負性情緒在時間點1 的校園氛圍和時間點3 的自殺意念間存在完全跨時中介作用。

圖1 三個變量交叉滯后模型

4 討論

4.1 校園氛圍、負性情緒和青少年自殺意念的穩定性及發展趨勢

根據相關分析結果及自回歸系數可以看出，三個變量在橫向和縱向上都具有一定程度的穩定性。在發展趨勢上，綜合描述統計和重復測量方差分析的結果得出，負性情緒和自殺意念變化趨勢基本相同，即呈現出先下降后上升的“V”型趨勢，但變化并不顯著，而校園氛圍則呈現逐步下降的趨勢，特別是時間點1 的校園氛圍顯著高于時間點3 的校園氛圍。總體而言，三個變量雖有波動，但整體也處于一種較為穩定的狀態。環境因素是相對穩定的、持久的，短時間不會輕易改變（張平平等, 2011）。而校園氛圍對負性情緒和自殺意念均有顯著的預測作用（楊雪等, 2013; Li et al.,2016）。因此，雖然青少年的情緒有時像“疾風驟雨”一樣不夠穩定，但環境因素會對其產生重要的影響，并使其情緒保持穩定。

4.2 校園氛圍對負性情緒的延時預測作用

交叉滯后模型顯示，校園氛圍對負性情緒具有延時預測作用，即當前校園氛圍越好的青少年在其半年之后的負性情緒水平越低，且這種預測作用是不斷增強的。階段-環境匹配理論強調匹配良好的環境對于青少年的健康發展十分重要（Eccles &Roeser, 2011）。本研究的結果支持并豐富了先前的理論和研究結果，即不良的校園氛圍會導致負性情緒的增加，相反，良好的校園氛圍會減少青少年的負性情緒，而且這種影響會出現滯后性。也就是說，來自同學、老師以及青少年自身的自主機會不能得到滿足，其影響可能體現在半年后的青少年出現困擾、絕望、悲觀等消極情緒。并且隨著時間的推移，青少年對校園的依賴水平是提高的，而校園氛圍對負性情緒的影響也是不斷增強的。因此，建立良好的校園氛圍不管是對當前或者之后的青少年心理健康都是長久有益的。

4.3 負性情緒對自殺意念的延時預測作用

同樣地，交叉滯后模型顯示，在一年的時間內，負性情緒對青少年自殺意念具有延時預測作用，即當前負性情緒水平越高的青少年在其半年之后的自殺意念水平增加的可能性更大，且這種預測作用同樣是不斷增強的。這在一定層面上進一步驗證了以往的相關研究（Deutsch & Slutske, 2015），同時也符合自殺逃避理論的觀點（Baumeister, 1990）。一項以青春期學生為被試的為期四年的追蹤研究發現，青春期早期的個體情緒狀態的積極性方面較少，到青春期后期情緒穩定性逐漸增加（Larson,Moneta, Richards, & Wilson, 2002）。當青少年的需求、愿望等不能得到滿足和實現的時候，極易產生不良的負性情緒，如果不能及時加以疏導，長時間的積累會使得自殺成為其逃避負性情緒的辦法。因此，及時對青少年的負性情緒進行相應的干預是極為必要的。

4.4 負性情緒的跨時中介作用

除了上述探討的延時預測作用之外，交叉滯后模型的結果顯示，負性情緒在校園氛圍與青少年自殺意念之間存在完全跨時中介作用，即時間點1 的校園氛圍可能完全是通過時間點2 的負性情緒間接影響時間點3 的青少年自殺意念，而不是由時間點1 的校園氛圍直接影響時間點3 的青少年自殺意念。這在一定程度上揭示了校園氛圍和負性情緒對青少年自殺意念在縱向層面的作用機制。校園氛圍和負情情緒對個體的影響不一定能使個體立刻產生自殺意念，反而存在一定的滯后性和延遲性。也就是說對當前青少年的問題行為的探究不能僅限于當前的影響因素，同時也要考慮之前一段時間內的因素作用。本研究中校園氛圍的兩方面內容（教師支持、學生支持）都表現為青少年在學校中的人際關系質量（翟曼, 2014）。結合自殺的人際關系理論可以做出這樣的解釋：在校園中，如果青少年的師生或者同伴關系不良，歸屬需求無法滿足，與發展階段不匹配，在半年的時間中都十分容易產生負性情緒，一旦負性情緒積累，在之后的半年中，自殺意念的出現可能性就會隨之增加（Durkheim, 2001）。這是在時間進程中環境因素通過作用于個體因素繼而影響青少年自殺意念而產生的一系列的惡性連鎖反應。相反地，溫暖關懷的校園氛圍可能會使青少年體驗到較少的負性情緒，這一不良效應的鏈條中斷，出現自殺意念等相關問題的可能性也就減少。

4.5 研究不足與展望

本研究雖然在縱向層面揭示了部分影響青少年自殺意念的環境和個體因素的作用機制，但仍存在一些不足之處。首先本研究對象僅為天津市某一所中學的學生，樣本代表性不夠充分，使得結果的推廣性受到局限。其次，本研究采用的是主觀自陳式問卷的形式，未來的研究可以考慮采用多種研究方法探討影響青少年自殺意念相關因素的作用機制。

5 結論

（1）校園氛圍、負性情緒和青少年自殺意念在一年內相對穩定；（2）縱向水平上，校園氛圍越好，負性情緒越少，青少年自殺意念水平越低；（3）時間點1 的校園氛圍可以通過時間點2的負性情緒間接地預測時間點3 的青少年自殺意念，提示應從發展的角度看待青少年自殺意念相關的問題。