“危”亦或“機”:家庭?學校?社區風險和資源的潛在剖面結構與青少年心理危機的關系*

孫 芳 李歡歡 郭玥言 魏詩潔

“?！币嗷颉皺C”:家庭?學校?社區風險和資源的潛在剖面結構與青少年心理危機的關系*

孫 芳 李歡歡 郭玥言 魏詩潔

(中國人民大學心理學系, 北京 100872)

為揭示復雜環境因素對青少年心理危機的促發機制, 研究采用潛在剖面分析, 對青少年的家庭、學校和社區風險和資源的組合模式進行探索。并從積極發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的免疫屏障, 何種組合模式對心理危機存在累積和聚集效應。高環境風險組合和高環境資源組合分別表現出心理危機累積效應的遞增和遞減趨勢; 高家校風險和心理痛苦的不同組合對致死性危機的聚集效應明顯。高家校風險和低環境資源組合者往往擁有更少的個體內生資源, 表現出“命運多舛”; 高資源組合者則表現出高積極發展素質和低危機的“一帆風順”狀態。研究結合新近的心理痛苦三因素模型和青少年積極發展觀進行討論, 為青少年心理危機的環境風險和資源模式提供證據。

環境因素, 心理痛苦, 積極發展觀, 心理危機, 潛在剖面分析

1 引言

心理危機是個體慣常的資源不足以應對挫折時出現的一系列心理失衡反應(Caplan & Grunebaum, 1967)。根據心理危機引發的行為結果可將其分為非致死性危機(焦慮、抑郁、網絡成癮等)和致死性危機(自傷、自殺等; Richard & Burl, 2017), 后者的促發機制尤其受到關注。研究發現, 心理危機通常并非一次事件引發的偶然狀態, 復雜環境風險因素的組合或交互可能是心理危機的促發機制, 表現為累積效應和聚集效應兩種模式(Benson et al., 2011)。累積效應是指隨著風險因素的疊加, 心理危機水平增加; 強調不同風險因素的疊加數量越多, 對危機的促發作用越大。聚集效應則是指特定風險因素的組合模式可能對應特定的危機后果; 強調特定的危機類型由特定風險因素交互作用促發, 與風險因素的數量無關。

青少年是心理危機的高發群體, 焦慮、抑郁癥狀檢出率達28.4%和20.0% (Qin et al., 2021; Jiang et al., 2022), 自傷、自殺未遂檢出率達27.3%和4.9% (Xu et al., 2022)。其危機發生率高的原因：一方面是由于青春期的心理、認知和生理等個體因素的不均衡發展; 另一方面是經歷著學校、同伴、家庭和社區等復雜環境因素交互影響所致(Wrzus et al., 2013)。依據心理中介模型(Hatzenbuehler, 2009), 環境風險因素作為遠端因素, 需要通過個體近端因素進行中介, 最終導致心理危機產生。新近一項研究顯示, 青少年非致死性危機中, 環境因素(同伴問題行為)的重要性最高, 個體因素(痛苦喚醒、痛苦體驗)次之; 而在致死性危機中, 個體因素(痛苦逃避)是最為關鍵的近端因素, 環境因素次之(學校滿意度; 魏詩潔等, 2022)。鑒于此, 青少年心理危機促發機制的刻畫應該重視環境風險因素組合模式下的心理危機累積和聚集效應, 以及在上述組合模式和心理危機之間可能的個體心理中介機制。

從危機促發的環境風險因素來看, 基于生態系統理論(Bronfenbrenner & Morris, 2006), 家庭和校園是青少年成長的兩大主要環境(Siegler et al., 2010), 因此以往研究主要關注這兩種環境中的風險因素在青少年心理危機中的重要角色。在家庭環境中, 父母控制、母子沖突、父母婚姻沖突能顯著正向預測青少年心理危機的水平, 且通過這些因素可以有效區分出處于致死性危機的青少年群體(Xu et al., 2022; 王淼等, 2020)。在校園環境中, 同伴欺凌、同伴拒絕(Victor et al., 2019)、教師不公平(Gini et al., 2018)與中學生自殺和自傷行為關系密切。值得注意的是, 隨著年齡的增長, 青少年會花更多的時間直接與家庭和學校之外的系統互動, 在社區環境中產生的聯結、獲得的資源和建立的行為規范會影響青少年的心理危機水平(Alegría et al., 2022; Dawson et al., 2019; Leventhal & Brooks-Gunn, 2000)。暴露于社區暴力可以正向預測青少年的外化問題行為(Gaias et al., 2019), 缺乏社區安全感和社區融合感的青少年比同伴報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、社區風險視為各自獨立的因素, 分別考察它們與青少年心理危機的關系, 缺乏危機促發機制復雜模型的生態效度, 也難以厘清多種環境風險因素組合是否存在心理危機的累積和聚集效應。

近年來, 研究者開始關注環境風險因素組合對心理危機促發的累積和聚集效應。對于累積效應而言, 不同環境風險因素越多, 青少年更易出現致死性和非致死性危機。Perret等(2020)的研究顯示與僅遭受傳統欺凌者相比, 同時遭受傳統和網絡欺凌的青少年自殺未遂或自殺意念的發生率更高。Kaess等(2020)發現青少年遭受的累積壓力事件的頻率, 可以正向預測6個月后的首次自傷行為。特別地, 一項同時關注家、校、社疊加風險影響的研究表明, 與經歷單一環境風險者相比, 遭受家庭、鄰里和學校疊加風險的青少年, 兩年后的心理健康狀況更差(Conley et al., 2022)。同時, 特定環境風險因素的危機聚集效應也得到了一些研究證據的支持。例如, 在三種不同家庭風險組合(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生率最高(84.0%; Forster et al., 2020)。當青少年僅遭受較高的學業壓力時, 個體發生自傷的風險較高, 而當青少年同時遭受較高的學業壓力和人際壓力時, 個體的自殺未遂水平較高(Sun et al., 2022)。上述研究表明家庭或學校風險因素的特定組合模式對應特定的致死性危機。然而, 社區風險因素對于青少年心理危機的累積和聚集效應的貢獻尚未得到充分研究。

從危機促發的個體心理中介因素來看, 依據心理痛苦三因素模型(Li et al., 2014), 痛苦逃避是預測和區分個體自殺風險強有力的近端因素。當環境風險因素提高個體的心理痛苦水平, 并促發高痛苦逃避動機時, 自殺行為就會發生。痛苦逃避在國內外大學生、國內中學生和抑郁癥患者中對自殺未遂的預測效能和區分效能最優, 顯著高于抑郁、無望感和習得自殺能力等(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生校園欺凌與自殺意念的關系間(Bao et al., 2020)、在中學生校園人際壓力、學業壓力與自我傷害行為(自傷、自殺)的關系間均起著顯著的中介作用(Sun et al., 2022)。此外, 通過劃分中學生的心理痛苦不同類別亞群體, 結果發現：高痛苦逃避組的中學生自殺未遂比例是高痛苦體驗組的23.07倍, 高痛苦體驗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中學生自殺未遂的關鍵個體近端因素, 痛苦體驗是促發中學生自傷的關鍵個體近端因素; 家庭或校園環境風險因素可通過引發中學生的心理痛苦水平, 尤其是高痛苦逃避動機, 進而增加致死性危機的風險。

與上述風險視角不同, 基于保護視角探索青少年的環境資源和個體內生資源(Nebhinani & Singhai, 2021), 以期構建危機的免疫屏障, 而非應對策略, 是當前青少年心理危機機制研究最為關鍵, 但也是最為缺乏的一個環節。關系發展系統理論指出個體與其所處情境之間的交互作用促進個體的發展(Lerner et al., 2015)。在青少年整個發展過程中, 環境因素愈來愈復雜。從童年早期主要以家庭為中心, 童年晚期及青春期轉向同伴、校園和社區為中心(Eccles & Roeser, 2009)。不同環境資源對心理危機的緩沖作用也不盡相同。在家庭資源中, 家庭彈性(應對挫折時能夠有效調用的家庭支持)和父母教育卷入(父母了解和參與學校事務的程度)既可以促進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險(Park & Chung, 2014; Wang et al., 2018)。在學校資源中, 高水平友誼質量、同伴支持和教師支持對非致死性危機、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)。學校聯結、同伴和師生的友誼網絡聯結越緊密, 青少年的自殺未遂發生率越低(Wyman et al., 2019)。在社區資源中, 積極的鄰里關系能降低成年個體自殺未遂的風險(Wiglesworth et al., 2022); 青少年感知到的社會凝聚力和安全感可以負向預測抑郁水平(Dawson et al., 2019); 積極的社區參與可以減少個體感知到的心理壓力水平(Alegría et al., 2022)。更為重要的是, 社區環境是家庭環境嵌套于其中的更高層環境(Leventhal & Brooks-Gunn, 2000)。當青少年的家庭資源不足時, 社區資源可能會起到彌補作用, 降低外化問題的發生(Silk et al., 2004)。同樣地, 當青少年在學校獲得歸屬感水平較低時, 社區支持可以減少退學、違紀等行為的發生, 幫助他們建立有意義的關系、改善其社會情緒功能(Gaias et al., 2017)。上述研究結果提示, 社區資源與家庭資源、學校資源存在嵌套和互補的密切關系, 在構建青少年危機的免疫屏障中, 應重視社區、家庭和學校資源的組合模式對于危機的緩沖作用, 而以往研究中社區資源的重要性未得到足夠的重視。

從危機緩沖的個體心理中介因素來看, 積極發展觀(Positive Youth Development Perspective, PYD)強調, 聯結、能力、關心、自信、品格是個體重要的內生資源, 是一種繁榮的發展觀。內生資源在外部資源和積極的心理行為結果之間起著橋梁作用, 即在家庭、學校和社區環境中的保護因素, 可以促進個體內生資源(即積極發展素質)的發展, 使個體表現出積極的行為規范(Lerner et al., 2015)。然而, 目前鮮有研究直接考察積極發展素質在環境資源和心理危機之間的中介作用。有研究發現, 外部資源, 如支持、賦權、父母教育卷入和教師情感卷入等, 可以正向預測青少年積極發展素質(Gomez- Baya et al., 2021; Chai et al., 2023)。積極發展素質, 如聯結、復原力、社會能力、自我效能等可以負向預測青少年自傷、自殺意念水平(Law & Shek, 2013)。積極發展素質總分還可以預測初中生一年后抑郁水平及其變化(Zhou et al., 2020)。積極發展素質在溝通、和諧、關系等積極家庭功能和青少年抑郁的關系中起著中介作用(劉曉鳳等, 2020)。上述研究提示, 環境資源可能通過提升個體的積極發展素質, 進而緩解心理危機水平。然而, 較少研究探討積極發展素質在家庭?學校?社區等多環境資源聯合模式與心理危機關系中的中介作用。

從整合視角來看, 個體所面對的環境風險和所擁有的環境資源也并非獨立存在。需求?資源模型(Salmela-Aro et al., 2022)指出, 環境和個體特征存在二元交互作用的過程, 且不同的環境特征之間協同作用于個體, 即家庭、學校、社區等不同層面都存在風險因素和保護因素, 心理危機正是由于這些因素的疊加或交互作用于個體的心理行為結果?；谠撃Ｐ? 需要以更為整合的方式來探索處于復雜環境的青少年, 其環境風險與資源之間、環境因素與個體因素之間如何交互, 進而促進或緩沖心理危機的產生。有研究發現, 父母卷入水平高、且處于積極學校氛圍的中學生, 在遭受校園欺凌后, 更不容易出現自殺風險(Wang et al., 2018)。有著積極的家庭溝通和學校聯結的中學生, 在遭受應激事件后, 出現自殺意念、計劃和未遂的可能性更低(Lensch et al., 2021)。表明環境資源和環境風險可以疊加或交互影響青少年致死性危機的發生。一項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(Sun et al., 2022), 發現在青少年群體中存在：低風險組(68.58%)、中校園人際壓力?高痛苦體驗(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%)組的自殺未遂發生率遠高于低風險組(0.51%)和中校園人際壓力?高痛苦體驗組(2.64%)。表明環境因素和個體特征之間交互作用, 共同作用于個體的心理危機。然而, 在多重環境因素組合作用于心理危機的促發機制中, 鮮有研究從整合視角, 同時探討心理痛苦和積極發展素質這兩種個體心理中介因素在其中的作用。新近一項研究顯示, 遭受面對面校園欺凌, 可以通過提高大學生的心理痛苦水平、降低積極發展素質(心理韌性), 從而增加他們遭受網絡欺凌的風險(Cenat et al., 2021)。表明心理痛苦、積極發展素質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, 以整合視角展開研究, 探討何種環境因素組合模式、環境因素組合模式下的個體心理中介機制, 有利于個體轉“危”為“機”, 對理解青少年心理危機的促發機制會提供更為宏觀和創新的視角。

綜上, 本研究基于一個較大規模的青少年樣本進行調查, 采用潛在剖面分析考察家庭、學校和社區風險和資源的組合模式, 環境因素與個體因素(心理痛苦和積極發展觀)的聯合模式, 以及它們與心理危機的關系。綜合上述理論觀點和實證研究, 提出以下研究假設: (1)環境風險和資源對心理危機的影響均表現為累積效應, 即面臨聯合環境風險者比單一環境風險者的心理危機水平高, 擁有聯合環境資源者比單一環境資源者的心理危機水平低; (2)環境風險與高痛苦逃避組合模式下表現出青少年自殺危機的聚集效應; 環境風險與高痛苦體驗組合模式下表現出自傷的聚集效應; (3)整合視角下, 低環境風險與高環境資源組合模式, 可能降低個體的心理痛苦, 促進積極發展素質, 從而緩沖個體的心理危機水平。

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的初中生作為被試, 共計2249人。由于錯填、漏填以及缺失自傷、自殺未遂等關鍵變量, 共剔除問卷184份, 總計獲得有效問卷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865人(41.94%), 八年級928人(44.89%), 九年級272人(13.17%); 男生1051人(50.92%), 女生1013人(49.08%); 獨生子女1412人(69.59%), 非獨生子女617人(30.40%); 寄宿學生25人(1.22%), 走讀學生2017人(98.78%)。

本研究獲得中國人民大學倫理審查委員會批準, 在調查前獲得兩所學校和家長的知情同意。所有調查問卷均在課堂上完成, 學生可隨時終止作答。

2.2 研究工具

2.2.1 中學生心理危機狀態問卷

由王淼等(2020)編制, 共32條目, 分為非致死性危機和致死性危機兩個分量表。非致死性危機(Non-lethal Crisis State, CS), 包括認知、生理、情緒和行為等四個維度, 共30題, 采取Likert 4點計分, 1表示“完全不符合”, 4表示“完全符合”?？偡衷礁? 表明心理危機水平越高。致死性危機包括非自殺性自傷(Non-suicidal Self-injury, NSSI)、自殺未遂(Suicide attempt, SA), 共2題, 采取2點計分, 1表示“發生”, 0表示“從不發生”。在本研究樣本中, 非致死性危機分量表的Cronbach’s α系數為0.87, 認知、生理、情緒和行為維度的Cronbach’s α系數分別為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、痛苦體驗和痛苦逃避等3個維度。采取Likert 5點計分, 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系數為0.97, 痛苦喚醒、痛苦體驗和痛苦逃避維度的Cronbach’s α系數分別為0.94、0.96、0.92。

2.2.3 中國青少年積極發展量表

由Chai等(2020)編制, 共98題, 分為品格、能力、自我價值和聯結等4個維度。采取Likert 5點計分, 1表示“完全不符合”, 5表示“完全符合”?？偡衷礁? 表明積極發展素質水平越高。在本研究樣本中, 總量表的Cronbach’s α系數為0.98, 品格、能力、自我價值和聯結維度的Cronbach’s α系數分別為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, 測量親子沖突水平。采取Likert 4點計分, 1表示“非常符合”, 4表示“非常不符合”, 均為反向計分, 得分越高, 表明親子沖突水平越低。在本研究樣本中, Cronbach’s α系數為0.95。

2.2.5 父母監控量表

使用張文娟等(2011)修訂的《父母監控量表》中的消極控制與反饋維度, 共4題。采取5點計分, 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, 分為學業壓力和校園人際壓力等2個維度。其中, 學業壓力測量的是中學生面臨的高強度的學業負擔, 如“難以達到學業目標”; 校園人際壓力測量的是中學生在校園環境中與老師、同伴的人際沖突, 如“與同學爭執或冷戰”。鑒于青少年發展過程中認知評價的差異(Grant et al., 2003), 參考一項針對中國青少年的壓力事件量表的測量方式(Cheng & Li, 2010), 僅采取2點計分, 1表示“發生”, 0表示“從不發生”, 每個分量表總分越高, 相對應的壓力水平越高。在本研究樣本中, 學業壓力和校園人際壓力的Cronbach’s α系數分別為0.65、0.56。驗證性因子分析顯示, χ2/= 3.01, RMSEA = 0.03, CFI = 0.99, TLI = 0.98, 本量表的結構效度符合測量學要求。

2.2.7 社區不安全感量表

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

2.2.8 家庭彈性評定量表

由李玉麗(2016)修訂, 共32題, 分為家庭溝通與問題解決、利用社會資源、持有積極看法等3個維度。采取4點計分, 1表示“非常不同意”, 4表示“非常同意”?？偡衷礁? 表明家庭彈性水平越高。在本研究樣本中, Cronbach’s α系數為0.99。

2.2.9 父母教育卷入量表

參考Grolnick和Slowiaczek (1994)編制的《父母卷入評定指標》自編條目, 共3題, 從父母與教師的互動、參與學?；顒?、對在校情況的了解等方面測量。采取Likert 5點計分, 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系數為0.82。

2.2.10 友誼質量問卷

由鄒泓等(1998)編制, 共38題, 分為信任與支持、陪伴與娛樂、肯定價值、親密袒露與交流和沖突與背叛等5個維度。采取Likert 5點計分, 1表示“完全不符合”, 4表示“完全符合”, 其中3、9、20、21、27、31題為反向計分?？偡衷礁? 表明友誼質量越高。在本研究樣本中, Cronbach’s α系數為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點計分, 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《青少年社區環境量表》中的友誼分量表, 共4題。采取Likert 4點計分, 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系數為0.72。

2.2.13 社區參與量表

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

2.3 數據分析

采用SPSS 26.0對原始數據進行錄入和初步分析, 使用Mplus 8.0進行潛在剖面分析(Latent Profile Analysis, LPA), 利用極大似然法插補缺失值。

數據分析步驟如下：第一步, 基于獨立樣本檢驗和卡方分析分別對非致死性危機、自傷和自殺未遂進行人口學信息的差異分析。

第二步, 基于LPA探索青少年的環境風險(親子沖突、父母消極控制、學業壓力、校園人際壓力和社區不安全感) 、環境資源(家庭彈性、父母教育卷入、友誼質量、教師自主支持、鄰里友誼和社區參與)的組合模式, 以及它們和個體因素(心理痛苦、積極發展素質)之間的聯合模式。在LPA之前, 對變量進行分數轉換?；谌齻€準則估計不同組合模式的最佳模型：(1) Akaike信息準則(AIC)、貝葉斯信息準則(BIC)、樣本大小調整BIC (aBIC)越低, 表明模型擬合較好; (2) Lo-Mendell-Rubin似然比檢驗(LRT)和Bootstrap似然比檢驗(BLRT),值顯著, 表明類擬合的模型優于?1類模型。Nylund等(2007)指出BLRT比LRT表現得更好; (3) Entropy信息熵得分越接近1, 個體準確分類的概率越大。在模型選擇中, 還需考慮簡潔性和解釋性。最后, 基于LPA結果, 使用ANCOVA對不同組合類別的非致死性危機、自傷、自殺未遂差異進行分析。

第三步, 在整合視角中, 探索環境風險和資源的聯合模式。在此基礎上, 進一步探索個體因素(心理痛苦、積極發展素質)在環境聯合模式與心理危機之間的中介作用。由于自變量(環境因素聯合模式)為類別變量, 采用相對中介和整體中介分析方法(方杰等, 2017)。當因變量為非致死性危機(連續變量)時, 結合SPSS宏程序PROCESS中模型4計算非致死性危機的中介效應。通過Bootstrap法10000次樣本抽樣估計95%置信區間進行中介效應檢驗。依據Hayes和Preacher (2014)建議, 為降低第一類錯誤, 使用1?α/(?1)代替通常的1?α。因此, 本研究中相對中介效應的顯著性水平為0.017。當自傷、自殺未遂(類別變量)為因變量時, 使用多元Logistics回歸進行分析, 并使用乘積分布法檢驗Z×Z的顯著性(Mackinnon & Cox, 2012)。結合R軟件的RMdiation軟件包自動運行, 得到Z×Z的不對稱置信區間, 如果區間不包括0, 表明中介效應顯著(Tofighi & MacKinnon, 2011)。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因子檢驗(Harman′s One-factor Test)法。結果表明, 特征值大于1的因子總數為48個, 且第一個公因子解釋的總方差為25.94%, 因此, 本研究的測量數據不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2 中學生心理危機狀態得分的人口統計學差異

相關分析顯示, 年齡與非致死性危機得分(= 0.114,< 0.001)、自傷發生率(= 0.044,= 0.046)正相關, 與自殺未遂發生率無顯著相關(= ?0.01,= 0.665)。對非致死性危機、自傷和自殺未遂三組的人口統計學變量差異分析結果顯示：女生在非致死性危機得分、自傷和自殺未遂發生率比男生高; 獨生子女比非獨生子女發生自殺未遂發生率更高; 寄宿生和走讀生在三類心理危機得分上無顯著差異(見表1)。后續差異分析中將年齡、性別、是否獨生子女作為協變量控制。

3.3 環境風險的潛在剖面分析結果

首先, 以環境風險因素為觀察變量, 從1分類開始依次進行潛在剖面分析, 各模型擬合指標見表2。結果顯示, 隨著分類增多, AIC、BIC與aBIC值逐漸降低, Entropy值均在0.8以上, 表明分類的準確性均大于90%。因此, 4分類、5分類都可接受, 兼顧模型簡潔性和可解釋性, 4分類模型為最佳擬合模型(圖1a)。其中, 類別1家庭、學校和社區風險均最高, 命名為“高聯合風險組” (4.46%); 類別2學校風險較高, 家庭和社區風險較低, 命名為“高學校風險組” (11.86%); 類別3的家庭、學校和社區風險接近平均水平, 命名為“中聯合風險組” (19.95%); 類別4處于低家庭、學校和社區風險, 命名為“低聯合風險組” (63.73%)。

其次, 以上述環境風險因素和個體風險因素(心理痛苦)為觀察變量, 進行聯合潛在剖面分析。對比不同分類模型的擬合指標(表2), 結果發現, 隨著分類增多, AIC、BIC與aBIC值逐漸降低, Entropy值均在0.8以上。考慮模型簡潔性, 4分類模型為最佳擬合模型(圖1b)。其中, 類別1處于高水平的家庭、學校、社區和個體風險, 命名為“高聯合風險?痛苦組” (5.71%); 類別2處于較高水平的家庭風險、中等水平的校園風險和痛苦逃避, 命名為“高家庭風險?逃避組” (8.86%); 類別3處于中等環境風險, 較高水平的痛苦喚醒和痛苦體驗, 命名為“中風險?高體驗組” (17.34%); 類別4在家庭、學校、社區和個體風險因素上表現水平均較低, 命名為“低風險?痛苦組” (68.09%)。

表1 中學生心理危機得分的人口統計學差異

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

表2 環境風險和心理痛苦潛在剖面分析擬合指標

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

圖1 環境風險組合、環境風險與心理痛苦的聯合剖面圖

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

對比環境風險與心理痛苦的聯合模型中, 不同類別青少年的非致死性危機、自傷、自殺未遂的得分差異見圖2。以性別和年齡為控制變量, ANCOVA分析結果顯示：各類別的非致死性危機總分上差異顯著,(3, 2042) = 419.82,< 0.001, η2 = 0.38。事后檢驗顯示, 高聯合風險?痛苦組、高家庭風險?逃避組、中風險?高體驗組和低風險?痛苦組的非致死性危機總分依次降低(s < 0.001)。

圖2 環境風險與心理痛苦的聯合類別在心理危機得分上差異

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

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

3.4 環境資源的潛在剖面分析結果

首先, 以環境資源為觀察變量, 從1分類開始依次進行潛在剖面分析, 各模型擬合指標見表3。結果顯示, 隨著分類增多, AIC、BIC與aBIC值逐漸降低, Entropy值均在0.8以上。6分類Entropy值最高, 但存在一個類別比例過低(2%), 因此, 5分類模型為最佳擬合模型(圖3a)。其中, 類別1在家庭、學校和社區層面資源均較高, 命名為“高聯合資源組” (13.32%); 類別2具有高等水平的家庭和學校資源, 命名為“高家校資源組” (12.54%); 類別3具有高等水平的學校和社區資源, 命名為“高社校資源組” (8.72%); 類別4具有中等水平的家庭、學校和社區資源, 命名為“中聯合資源組” (58.11%); 類別5的家庭、學校和社區資源均較低, 命名為“低聯合資源組” (7.31%)。

其次, 以上述環境資源和個體內生資源(積極發展素質)為觀察變量, 進行聯合潛在剖面分析。對比不同分類模型的擬合指標(表3), 結果發現, 隨著分類增多, AIC、BIC與aBIC值逐漸降低, Entropy值均在0.8以上, 且所有分類LMR及BLRT的值均顯著, 故5類和6類均可接受。綜合考慮模型簡潔性和解釋性, 5分類模型為最佳擬合模型(圖3b)。其中, 類別1具有較高水平家庭、學校和社區資源, 且積極發展素質高, 命名為“高聯合資源?發展組” (14.77%); 類別2具有中等水平的家庭資源, 且積極發展素質水平高, 命名為“中家庭資源?高發展組” (12.59%); 類別3具有中等水平的社區資源, 且積極發展素質水平中等, 命名為“中社區資源?發展組” (29.93%); 類別4具有較低水平的家庭、學校和社區層面資源, 且積極發展素質較低, 命名為“較低資源?發展組” (35.74%); 類別5家庭、學校和社區資源最低, 且積極發展素質水平最低, 命名為“低資源?發展組” (6.97%)。

表3 環境資源和積極發展素質潛在剖面分析擬合指標

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

圖3 環境資源組合、環境資源與積極發展素質的聯合剖面圖

進一步對比環境資源和積極發展素質的聯合模型中不同類別的非致死性危機、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, 各類別在非致死性危機總分上差異顯著[(4, 2042) = 188.57,< 0.001, η2 = 0.27]。事后檢驗顯示, 低資源?發展組、較低資源?發展組、中社區資源?發展組、中家庭資源?高發展組和高聯合資源?發展組在非致死性危機總分上依次減小(s < 0.05); 且中家庭資源?高發展組和高聯合資源?發展組在非致死性危機總分無顯著差異(= 0.087)。

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

圖4 環境資源與積極發展素質的聯合類別在心理危機得分上差異

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

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

3.5 環境風險和資源的聯合潛在剖面分析結果

整合上述環境風險和環境資源進行聯合潛在剖面分析, 各模型擬合指標見表4。結果顯示, 隨著分類增多, AIC、BIC與aBIC值逐漸降低, 且3分類到4分類時下降最快。所有分類模型的Entropy值均在0.8以上, 且4分類時最大(0.88)。綜合考慮模型的簡潔性, 4分類模型為最佳擬合模型(如圖5)。其中, 類別1的家庭和社區風險水平較高, 校園風險水平較低, 且家庭、學校和社區資源較低, 命名為“高家庭風險?低資源組” (8.38%); 類別2的學校風險水平較高, 家庭、社區風險水平相對較低, 且家庭、學校和社區資源中等, 命名為“高學校風險?中資源組” (14.72%); 類別3在環境風險和資源上均表現為平均水平, 命名為“均衡組” (53.41%); 類別4的環境風險水平較低, 且家庭、學校和社區的資源較高, 命名為“低風險?高資源組” (23.49%)。

表4 環境風險與資源的聯合潛在剖面分析擬合指標

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

圖5 環境風險與資源的聯合剖面圖

對比環境因素聯合模型中不同類別的非致死性危機、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, 各類別在非致死性危機總分上差異顯著,(3, 2042) = 183.34,< 0.001, η2 = 0.21。事后檢驗發現, 高家庭風險?低資源組、高學校風險?中資源組和均衡組的非致死性危機總分顯著高于低風險?高資源組(s < 0.001); 而高家庭風險?低資源組和高學校風險?中資源組的非致死性危機總分無顯著差異(> 0.05)。

圖6 環境風險與資源的聯合類別在心理危機得分上差異

注：CS, 非致死性危機; NSSI, 自傷; SA, 自殺未遂。非致死性危機, 即各類別的青少年在非致死性危機總分上的平均分; 致死性危機(%), 即各類別的青少年中報告發生自傷、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, 高家庭風險?低資源組(= 2.80,< 0.001)和高學校風險?中資源組(= 3.79,< 0.001)報告的自傷發生率更高, 但后兩者無顯著差異(= 0.74,= 0.142); 而低風險?高資源組(= 0.33,< 0.001)報告的自傷發生率更低。

控制性別和是否獨生子女后, 相比均衡組, 高家庭風險?低資源組(= 5.24,< 0.001)和高學校風險?中資源組(= 4.27,< 0.001)報告的自殺未遂發生率更高, 而低風險?高資源組(= 0.17,= 0.003)報告的自殺未遂發生率更低; 且高家庭風險?低資源組和高學校風險?中資源組無顯著差異(= 1.23,= 0.445)。

3.6 心理痛苦和積極發展素質的中介效應

根據方杰等(2017)建議, 將環境因素的組合類別虛擬編碼(D1: 0 = 均衡組, 1 = 高家庭風險?低資源組; D2: 0 = 均衡組, 1 = 高學校風險?中資源組; D3: 0 = 均衡組, 1 = 低風險?高資源組), 以心理痛苦和積極發展素質為中介變量, 非致死性危機為因變量建立雙重中介模型。結果顯示, 整體總效應檢驗的(3, 2036) = 183.34,< 0.001, 3個相對總效應不全為0; 整體直接效應檢驗的(3, 2034) = 13.65,< 0.001, 3個相對直接效應不全為0, 因此有必要做進一步的相對中介分析。結果顯示(表5), 以均衡組為參照, 高家庭風險?低資源組、高學校風險?中資源組和低風險?高資源組的相對中介的95% CI區間均不包括0, 相對中介效應顯著。相較于均衡組, 高家庭風險?低資源組、高學校風險?中資源組的青少年心理痛苦水平更高(11= 11.00;12= 13.03), 低風險?高資源組的青少年心理痛苦水平更低(13= ?3.95), 非致死性危機水平更高(1= 0.54); 高家庭風險?低資源組、高學校風險?中資源組的青少年積極發展素質水平更低(21= ?68.47;22= ?24.63), 低風險?高資源組的青少年積極發展素質水平更高(23= 69.42), 非致死性危機水平更低(2= ?0.07)。相對直接效應、相對中介效應的效果量見表5, 中介效應的路徑如圖7所示。因此, 相較于均衡組, 其余三組通過心理痛苦和積極發展素質作用于非致死性危機的中介效應顯著。

以均衡組為參照, 分別以自傷、自殺未遂為因變量, 心理痛苦和積極發展素質為中介變量建立雙重中介模型。對中介效應的檢驗結果顯示：第一, 不同組別為自變量, 心理痛苦、積極發展素質分別為因變量時, 線性回歸結果見表6; 第二, 以心理痛苦、積極發展素質為自變量, 自傷為因變量, 進行Logistics回歸分析, 結果分別為：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, 結果分別為：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得到Z×Z的95%置信區間見表6, 均不包含0。因此, 相較于均衡組, 其余三組通過心理痛苦和積極發展素質作用于自傷、自殺未遂的中介效應顯著。

為解釋高家庭風險?低資源組和高學校風險?中資源組的非致死性危機和致死性危機水平差異, 進一步以高家庭風險?低資源組為參照。結果發現, 高學校風險?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]), 而積極發展素質水平更高(β = 43.85,< 0.001, 95% CI = [32.55, 55.14]), 非致死性危機水平更低(β = ?0.07,< 0.001, 95% CI = [?0.08, ?0.06])。另外, 以高家庭風險?低資源組為參照, 高學校風險?中資源組通過心理痛苦作用于自傷、自殺未遂的95%置信區間分別為[?0.01, 0.21], [?0.01, 0.21], 包括0; 而通過積極發展素質作用于自傷、自殺未遂的95%置信區間分別為[?0.36, ?0.18], [?0.47, ?0.16], 不包括0。因此, 相較于高家庭風險?低資源組, 高學校風險?中資源組通過心理痛苦作用于非致死性危機、自傷、自殺未遂的中介效應不顯著, 而通過積極發展素質作用于非致死性危機、自傷、自殺未遂的中介效應顯著。

表5 非致死性危機的雙重中介模型檢驗結果

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

圖7 心理痛苦與積極發展素質的中介路徑圖

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

表6 致死性危機的雙重中介模型檢驗結果(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、獨生子女為控制變量。

4 討論

青少年心理危機存在復雜的促發機制, 應從更為宏觀和整合的視角進行探索。本研究在較大樣本的青少年群體中, 采用潛在剖面分析, 不僅從環境風險、環境資源、環境因素的聯合模式, 以及它們與心理危機的關系來探索青少年心理危機促發機制。并且, 從個體心理痛苦和積極發展觀的角度, 觀察環境風險與資源的交互作用模式對致死性危機、非致死性危機的作用機制和路徑。此外, 研究納入社區風險和資源因素, 從創新視角對危機機制的生態結構理論進行補充。首次發現青少年心理危機的累積和聚集效應的環境?個體因素聯合模式, 也首次論證了環境資源和積極發展素質的聯合模式對危機的緩沖作用。另外, 研究還發現心理痛苦和積極發展素質在環境風險和資源聯合模式和心理危機關系中的雙重中介作用。

4.1 青少年環境風險和心理痛苦的聯合模式及其特點

在本研究樣本的環境風險類別中, 存在高聯合風險組(4.46%)、高學校風險組(11.86%)、中聯合風險組(19.95%)和低聯合風險組(63.73%)。表明初中生近20%暴露于較高水平的環境風險因素當中; 且較高的家庭風險通常伴隨著較高的學校、社區風險, 而一部分初中生可能只暴露于單一的學校風險中。依據家庭社會化模型, 家庭為青少年提供了一個觀察學習的互動環境, 處于各種家庭沖突情境中的青少年, 難以發展出良好的情緒調節能力, 因而在學校的人際關系和學業表現也較差(Morris et al., 2007), 這為高聯合風險組合模式的存在提供了可能的解釋。因此, 家庭、學校和社區環境風險都是青少年主要壓力來源, 對青少年進行危機干預時應采取系統化的策略。

此外, 從環境風險與心理痛苦的聯合模式來看, 高聯合風險?痛苦組、高家庭風險?逃避組、中風險?高體驗組和低風險?痛苦組的青少年在非致死性危機總分、自傷和自殺未遂發生率依次減小。表明青少年所經歷的環境風險多, 且體驗到的心理痛苦水平越高時, 心理危機水平越高, 與以往研究結果類似(Bao et al., 2020; Sun et al., 2022), 提示環境風險對青少年的心理危機存在累積效應, 也為資源?需求模型(Salmela-Aro et al., 2022)提供了證據支持。表明不同環境風險疊加, 可以通過促發個體較高的心理痛苦水平, 加劇致死性和非致死性危機的風險。

值得注意的是：高家庭風險?逃避組的自殺未遂發生率是中風險?高體驗組的6.38倍, 研究首次發現了環境風險與痛苦逃避動機組合下的自殺危機聚集效應。表明痛苦逃避是個體自殺未遂的關鍵近端因素, 該結果得到以往研究證據的支持, 即在中學生群體中, 痛苦逃避組發生自殺未遂的風險比痛苦體驗組高23.07倍(Sun et al., 2022)。本研究還發現：中風險?高體驗組的自傷發生率顯著高于低風險?痛苦組(= 3.41), 但高家庭風險?逃避組的自傷風險也是中風險?高體驗組的2.32倍。提示除了痛苦體驗是自傷的近端關鍵因素, 痛苦逃避在自傷成因中可能也發揮作用?？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過自殺未遂的情況, 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測因素(Sun et al., 2020), 表現出在累積風險因素與自殺意念的關系, 而非在累積風險因素與自傷關系中的貢獻。

綜上所述, 一方面, 本研究發現了來自家庭、學校和社區環境風險聯合模式在青少年致死性危機和非致死性危機中的累積效應, 為社區風險在青少年心理危機中的作用提供了初步證據支持。另一方面, 本研究還發現：聯合風險、家庭風險和痛苦逃避的組合模式中存在青少年致死性危機、尤其是自殺危機的聚集效應。表明青少年心理危機的促發機制中環境因素間、環境因素與個體心理因素間存在復雜的交互模式, 在青少年危機干預中, 應該重視不同環境風險因素和個體心理痛苦水平的處理。

4.2 青少年環境資源與積極發展素質的聯合模式及其特點

在本研究樣本的環境資源中, 存在低聯合資源組(7.31%)、中聯合資源組(58.11%)、高社校資源組(8.72%)、高家校資源組(12.54%)和高聯合資源組(13.32%)。表明65.42%的青少年擁有的環境資源相對不足, 該數據略高于其余國家(Scales, 2011)。研究表明, 通過社區凝聚力可以緩沖父母教養方式不良對青少年外化問題的影響(Silk et al., 2004); 父母聯結、學校聯結可以緩沖青少年遭受校園欺凌后的抑郁、自殺意念水平, 社區聯結可以緩沖該群體的社交焦慮水平(Foster et al., 2017)。提示青少年擁有環境資源聯合模式不同, 不同資源之間可能起著相互補充作用。本研究結果也表明：當青少年所處的社區或家庭資源不足時, 其余資源(如學校資源)會起到緩沖作用, 從而降低心理危機發生的可能性, 進一步為資源?需求模型(Salmela-Aro et al., 2022)提供了證據支持。因此, 在國內青少年的危機預防中, 應該重視環境資源投入和支持, 以幫助他們獲得應對危機的能力。

此外, 從環境資源和個體積極發展素質的聯合模式來看, 存在低資源?發展組(6.97%)、較低資源?發展組(35.74%)、中社區資源?發展組(29.93%)、中家庭資源?高發展組(12.59%)和高聯合資源?發展組(14.77%), 且五組在非致死性危機總分、自傷和自殺未遂發生率上呈現出依次遞減的趨勢。提示了環境資源和個體內生資源的疊加對于危機緩沖具有累積效應; 而且環境資源和自身資源也存在疊加效應, 即外部環境資源越多, 個體內生資源發展越好, 與以往研究發現類似。例如, Benson等(2011)劃分了青少年的40種內外部資源的組合模式, 結果發現：高外部支持組同時具有較高能力和自信, 而低外部支持組同時表現出能力不足和自卑。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生率增高了125倍。提示環境資源對于個體內生資源發展的重要性, 擁有豐富環境資源的個體, 通常會表現出更強的自身優勢。

本研究中還發現, 家庭?學校?社區的環境資源和自身資源的組合模式對自殺危機的緩沖作用也存在聚集效應, 中社區資源?發展組、中家庭資源?高發展組和高聯合資源?發展組的自殺未遂發生率無顯著差異, 低資源?發展組和較低資源?發展組在非致死性危機得分上無顯著差異。這一結果獲得以往相關研究證據的支持。例如, 青少年自殺危機是一個系統性的失敗, 而非單一環境風險導致(Cavelti & Kaess, 2021)。擁有更好鄰里關系或積極參與社區事務、擁有同伴友誼和教師支持的青少年對自殺危機的發生具有良好的免疫力(Alegría et al., 2022; Gibbons, 2020; 孫芳等, 2021) 。Forster等(2020)研究發現, 經歷童年不良事件的青少年, 如果同時擁有高水平的同伴支持和教師支持, 自殺未遂發生率顯著降低。因此, 本研究這一結果對青少年危機干預策略制定具有重要參考價值。一方面, 針對傳統個體因素開展的自殺危機干預效果不佳, 可能是忽視了學校中同伴關系和師生關系對于青少年心理健康發展的重要意義, 促進同伴聯結、提升教師支持應該作為校園自殺危機干預的重要內容。另一方面, 在素質教育背景下, 社區活動對于青少年心理健康發展同樣具有重要意義。社區實踐中增加青少年的主動參與、構建良好的鄰里關系, 可能通過促進青少年的聯結水平, 構建自殺危機的免疫屏障。

4.3 青少年環境風險與資源的聯合模式及其特點

本研究通過整合環境風險和資源進行聯合潛在剖面分析, 結果發現：存在高家庭風險?低資源組(8.38%)、高學校風險?中資源組(14.72%)、均衡組(53.41%)和低風險?高資源組(23.49%)。表明家庭風險、學校風險與環境資源的組合類別存在一定的分化。在青少年群體中, 面臨家庭風險者所獲得的其他環境資源更少。而面臨學校風險者, 對其他環境資源仍有一定的可獲得性。由于家庭是青少年發展的重要環境(Wrzus et al., 2013), 提示相對于學校而言, 家庭成長環境的優劣對于青少年各方面的資源獲得都有著更為重要的影響。

對處于不同環境因素聯合模式下的心理危機進行分析, 結果發現, 與均衡組相比, 高家庭風險?低資源組、高學校風險?中資源組的非致死性危機總分、自傷和自殺未遂發生率更高; 而低風險?高資源組非致死性危機總分、自傷和自殺未遂發生率更低。表明無論是處于高水平親子沖突和父母控制, 或是處于高水平學業和人際壓力, 且可獲得性資源更少的青少年, 會表現出更高水平的多種心理危機。近期研究發現, 與對照組相比, 當青少年經歷的童年創傷事件超過3件以上時, 自殺風險上升3.63～8.03倍; 而有著良好家校溝通或學校歸屬感的青少年, 自殺風險會降低2.85～6.62倍(Lensch et al., 2021)。保護因素的數量可以調節個體遭受的風險水平和自殺未遂發生率的關系(Mackin et al., 2012)。表明環境風險和資源以特定的組合模式出現, 共同作用于青少年的心理健康狀態。在青少年危機干預中, 應在重視降低環境風險的同時, 增加環境資源。

4.4 心理痛苦和積極發展素質的中介效應

本研究的相對中介分析結果顯示：相對均衡組, 高家庭風險?低資源組、高學校風險?中資源組通過更高的心理痛苦、更低的積極發展素質, 從而心理危機水平更高, 而低風險?高資源組通過更低的心理痛苦、更高的積極發展素質, 從而心理危機水平更低。表明家校風險和環境資源組合模式下, 心理痛苦和積極發展素質是心理危機促發機制中起著雙重中介作用, 為心理中介模型(Hatzenbuehler, 2009)和關系發展系統理論(Lerner et al., 2015)提供了實證支持。Luthar (1991)提出并非所有遭受了壓力事件的青少年都會發展出適應問題, 需要區分個體存在的易感性因素和復原力因素, 當復原力因素起主要作用時(比如社交技巧、智力等), 高危青少年不會發展出抑郁、焦慮等問題。因此, 在考察特定環境組合模式下個體心理危機的發生機制, 應該分別考察易感性因素和復原力因素的獨特作用, 與資源?需求模型(Salmela-Aro et al., 2022)一致。本研究表明：環境風險因素通過促發個體高心理痛苦水平, 加劇心理危機的風險; 但環境資源可通過促進個體內生資源的發展, 幫助個體發展出更好的危機免疫屏障。提示在高風險?低保護環境因素組合模式下, 以降低心理痛苦的問題視角和以促進積極發展素質的成長視角對降低青少年的心理危機水平都有效, 青少年危機干預應同時重視二者。

另外, 高家庭風險?低資源組和高學校風險?中資源組在心理危機上無顯著差異, 可能的原因在于心理痛苦的促發作用比積極發展素質緩沖作用更大。以高家庭風險?低資源組為參照組, 相對中介分析結果表明高家庭風險?低資源組、高學校風險?中資源組在積極發展素質存在顯著差異, 心理痛苦水平無顯著差異, 進而在致死性危機和非致死性危機得分上無顯著差異。在以均衡組為參照組時也得到證實, 發現高家庭風險?低資源組和高學校風險?中資源組通過心理痛苦作用于非致死性危機的效應量分別為45.16%、55.77%, 而通過積極發展素質作用于非致死性危機的效應量分別為37.45%、14.08%, 最終前兩組的非致死性危機總分也顯著高于均衡組。由此看出, 在不同環境因素組合模式中, 心理痛苦的中介作用大于積極發展素質的中介作用(高家庭風險?低資源組：45.16% > 37.45%, 高學校風險?中資源組：55.77% > 14.08%)。提示在環境因素作用于心理危機的路徑中, 可能是通過促進高水平的心理痛苦所產生, 而積極發展素質作為個體的內生資源, 相對于心理痛苦, 在這一路徑中的緩沖作用相對較弱。

4.5 局限與展望

本研究存在一些不足, 在未來研究中有待改進。第一, 本研究采用橫斷面研究設計和聯合潛在剖面分析方法, 從整合視角探索家庭、學校和社區等中觀因素和心理危機的關系及可能的中介機制, 視角創新, 但難以進行因果推論。未來研究中納入縱向設計, 以及因果實驗設計, 能擴大本研究結果的普適性。第二, 研究中選擇的社區風險和資源因素為探索性因素, 社區不安全感、社區參與度的測量工具信度相對不足, 在未來研究中, 應結合訪談重新建構適用于國內青少年的社區因素評估工具。第三, 研究變量主要基于被試的主觀報告, 可能由于社會贊許性低估風險因素或高估資源因素水平(Harris & Goh, 2017), 同時也未涉及對被試對危機事件的認知評估, 未來研究中有必要采集客觀指標和危機的認知評價數據, 提高結果可靠性和可重復性。

5 結論

本研究得出以下結論：

(1)基于風險視角的危機產生機制中, 家庭?學校?社區風險的組合、心理痛苦與心理危機的關系表現出累積效應和聚集效應。聯合風險因素越多, 心理痛苦水平越高, 危機水平越高。處于高家庭風險和高痛苦逃避的青少年, 處于更高水平的致死性危機中。青少年危機干預應重視同時處理多環境風險。

(2)基于保護視角的危機產生機制中, 環境資源組合、積極發展素質與心理危機的關系也表現出累積效應和聚集效應。可獲得的聯合資源越多, 積極發展素質水平越高, 非致死性危機、自傷和自殺危機發生率越低。

(3)基于整合視角的危機產生機制中, 高家庭風險者伴隨更低的環境資源, 高學校風險者未必其他環境資源獲得性低。擁有低環境風險與高環境資源者表現出更高水平的積極發展素質, 以及對各類危機較好的免疫力。而遭受高家校風險, 且內生資源不足的青少年, 會表現出各類危機水平的增高。

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

Alegría, M., Alvarez, K., NeMoyer, A., Zhen-Duan, J., Marsico, C., O'Malley, I. S., ... Trickett, E. (2022). Developmentof a youth civic engagement program: Process and pilot testing with a youth-partnered research team.(1?2), 86?99.

Allen, K., & Goldman-Mellor, S. (2018). Neighborhood characteristics and adolescent suicidal behavior: Evidence from a population-based study.(6), 677?689.

Arthur, M. W., Hawkins, J. D., Pollard, J. A., Catalano, R. F., & Baglioni, A. J., Jr. (2002). Measuring risk and protective factors for substance use, delinquency, and other adolescent problem behaviors: The communities that care youth survey.,(6), 575?601.

Bao, J., Li, H., Song, W., & Jiang, S. (2020). Being bullied, psychological pain and suicidal ideation among Chinese adolescents: A moderated mediation model., e104744.

Benson, P. L., Scales, P. C., & Syvertsen, A. K. (2011). The contribution of the developmental assets framework to positive youth development theory and practice.,, 197?230.

Bronfenbrenner, U., & Morris, P. A. (2006). The bioecological model of human development. In R. M. Lerner & W. Damon (Eds.),(5th ed., pp. 793?828)New York, UAS: Wiley.

Campos, R. C., Sim?es, A., Costa, S., Pio, A. S., & Holden, R. R. (2020). Psychological pain and suicidal ideation in undergraduates: The role of pain avoidance.,(6), 375?378.

Caplan, G., & Grunebaum, H. (1967). Perspectives on primary prevention: A review.,(3), 331?346.

Cavelti, M., & Kaess, M. (2021). Adolescent suicide: An individual disaster, but a systemic failure.,(7), 987?990.

Cenat, J. M., Smith, K., Hebert, M., & Derivois, D. (2021). Polyvictimization and cybervictimization among college students from france: The mediation role of psychological distress and resilience.(17?18), 9252?9271.

Chai, X., Wang, J., Li, X., Liu, W., Zhao, G., & Lin, D. (2020). Development and validation of the Chinese Positive Youth Development Scale.(1), 127?140.

Chai, X., Xiong, P., & Lin, D. (2023). Trajectories of positive youth development and promotive factors among adolescents during the transition to high school in China.(2), 564?574.

Cheng, S.-T., & Li, K.-K. (2010). Combining major life events and recurrent hassles in the assessment of stress in Chinese adolescents: Preliminary evidence.(3), 532?538.

Chipuer, H. M., Pretty, G. H., Delorey, E., Miller, M., Powers, T., Rumstein, O., ... Laurent, K. (1999). The neighbourhood youth inventory: Development and validation.,(5), 355?368.

Conley, M. I., Hernandez, J., Salvati, J. M., Gee, D. G., & Baskin-Sommers, A. (2022). The role of perceived threats on mental health, social, and neurocognitive youth outcomes: A multicontextual, person-centered approach.,(2), 1?22.

Dawson, C. T., Wu, W., Fennie, K. P., Iba?ez, G., Cano, M. á., Pettit, J. W., & Trepka, M. J. (2019). Perceived neighborhood social cohesion moderates the relationship between neighborhood structural disadvantage and adolescent depressive symptoms., 88?98.

Demirkol, M. E., U?ur, K., & Tamam, L. (2020). The mediating effects of psychache and dissociation in the relationship between childhood trauma and suicide attempts.(5), 453?460.

Eccles, J. S., & Roeser, R. W. (2009). Schools, academic motivation, and stage-environment fit. In Lerner, R. M. & Steinberg, L. (Eds.),(pp. 404?434)New York, USA: John Wiley & Sons Inc.

Eggermont, K., Bastin, M., Luyckx, K., & Claes, L. (2021). Do gender and age moderate the relationship between friendship quality and non-suicidal self-injury in community children and adolescents?.,(1), 315?326.

Fang, J. Wen, Z., & Zhang, M. (2017)Mediation analysis of categorical variables.(2), 417?477.

[方杰, 溫忠麟, 張敏強. (2017). 類別變量的中介效應分析.,(2), 417?477.]

Forster, M., Grigsby, T. J., Gower, A. L., Mehus, C. J., & McMorris, B. J. (2020). The role of social support in the association between childhood adversity and adolescent self-injury and suicide: Findings from a statewide sample of high school students.,(6), 1195?1208.

Foster, C. E., Horwitz, A., Thomas, A., Opperman, K., Gipson, P., Burnside, A., ... King, C. A. (2017). Connectedness to family, school, peers, and community in socially vulnerable adolescents., 321–331.

Gaias, L. M., Johnson, S. L., White, R. M. B., Pettigrew, J., & Dumka, L. (2019). Positive school climate as a moderator of violence exposure for Colombian adolescents.(1?2), 17?31.

Gaias, L. M., Johnson, S. L., White, R. M. B., Pettigrew, J., & Dumka, L. (2017). Understanding school-neighborhood mesosystemic effects on adolescent development.(3), 301?319.

Gibbons, J. (2020). “Placing” the relation of social media participation to neighborhood community connection.(8), 1262?1277.

Gini, G., Marino, C., Pozzoli, T., & Holt, M. (2018). Associations between peer victimization, perceived teacher unfairness, and adolescents' adjustment and well-being.,, 56?68.

Gomez-Baya, D., Santos, T., & Gaspar de Matos, M. (2021). Developmental assets and positive youth development: An examination of gender differences in Spain.(3), 516?531.

Grant, K. E., Compas, B. E., Stuhlmacher, A. F., Thurm, A. E., McMahon, S. D., & Halpert, J. A. (2003). Stressors and child and adolescent psychopathology: Moving from markers to mechanisms of risk.(3), 447?466.

Grolnick, W. S., & Slowiaczek, M. L. (1994). Parents' involvement in children's schooling: A multidimensional conceptualization and motivational model.,(1), 237?252.

Harris, K. M., & Goh, M. T. (2017). Is suicide assessment harmful to participants? Findings from a randomized controlled trial.,(2), 181?190.

Hatzenbuehler, M. L. (2009). How does sexual minority stigma "get under the skin"? A psychological mediation framework.,(5), 707?730.

Hayes, A. F., & Preacher, K. J. (2014). Statistical mediation analysis with a multicategorical independent variable.,(3), 451?470.

Jiang, Q., She, X., Dill, S.-E., Sylvia, S., Singh, M. K., Wang, H., ... Rozelle, S. (2022). Depressive and anxiety symptoms among children and adolescents in rural China: A large-scale epidemiological study.(9), 1?16.

Kaess, M., Eppelmann, L., Brunner, R., Parzer, P., Resch, F., Carli, V., ... Wasserman, D. (2020). Life events predicting the first onset of adolescent direct self-injurious behavior-A prospective multicenter study.,(2), 195?201.

Law, B. M. F., & Shek, D. T. L. (2013). Self-harm and suicide attempts among young Chinese adolescents in Hong Kong: Prevalence, correlates, and changes.(3, Suppl.), S26?S32.

Lensch, T., Clements-Nolle, K., Oman, R. F., Evans, W. P., Lu, M., & Yang, W. (2021). Adverse childhood experiences and suicidal behaviors among youth: The buffering influence of family communication and school connectedness.,(5), 945?952.

Lerner, R. M., Lerner, J. V., Bowers, E. P., & Geldhof, G. J. (2015). Positive youth development and relational‐ developmental‐systems. In Overton, W. F., Molenaar, P. C. M., & Lerner, R. M. (Eds.),(pp. 607?651). New York, USA: John Wiley & Sons Inc.

Leventhal, T., & Brooks-Gunn, J. (2000). The neighborhoods they live in: The effects of neighborhood residence on child and adolescent outcomes.(2), 309?337.

Li, H., Fu, R., Zou, Y., & Cui, Y. (2017). Predictive roles of three-dimensional psychological pain, psychache, and depression in suicidal ideation among Chinese college students.,, 1?8.

Li, H., Xie, W., Luo, X., Fu, R., Shi, C., Ying, X., ...Wang, X. (2014). Clarifying the role of psychological pain in the risks of suicidal ideation and suicidal acts among patients with major depressive episodes.,(1), 78?88.

Li, Y. (2016).(Unpublished doctoral dissertation). Shandong University, China.

[李玉麗. (2016).(博士學位論文). 山東大學.]

Liu, X., Wang, Q., Chi, X., & Qi, D. (2020). Family function and depression in adolescents: A moderated mediation model.(4), 688?693.

[劉曉鳳, 王秋英, 遲新麗, 齊丹. (2020). 家庭功能對青少年抑郁的影響：一項有調節的中介效應.(4), 688?693.]

Luthar, S. S. (1991). Vulnerability and resilience: A study of high-risk adolescents.(3), 600?616.

Mackin, J., Perkins, T., & Furrer, C. (2012). The power of protection: A population-based comparison of native and non-native youth suicide attempters.,(2), 20?54.

Mackinnon, D. P., & Cox, M. G. (2012). Commentary on "Mediation analysis and categorical variables: The final frontier" by Dawn Iacobucci.,(4), 600?602.

Morris, A. S., Silk, J. S., Steinberg, L., Myers, S. S., & Robinson, L. R. (2007). The role of the family context in the development of emotion regulation.,(2), 361?388.

Nebhinani, N., & Singhai, K. (2021). Protective factors against suicidality in childhood and adolescence.,(2), 1?11.

Nylund, K. L., Asparouhov, T., & Muthén, B. O. (2007). Deciding on the number of classes in Latent Class Analysis and Growth Mixture Modeling: A Monte Carlo simulation study.,(4), 535?569.

Park, J.-Y., & Chung, I. J. (2014). Adolescent suicide triggered by problems at school in Korea: Analyses focusing on depression, suicidal ideation, plan, and attempts as four dimensions of suicide.,(1), 75?88.

Perret, L. C., Orri, M., Boivin, M., Ouellet-Morin, I., Denault, A.-S., C?té, S. M., ... Geoffroy, M.-C. (2020). Cybervictimization in adolescence and its association with subsequent suicidal ideation/attempt beyond face-to-face victimization: A longitudinal population-based study.,(8), 866?874.

Prezza, M., Pacilli, M. G., Barbaranelli, C., & Zampatti, E. (2009). The MTSOCS: A multidimensional sense of community scale for local communities.,(3), 305?326.

Qin, J., Ding, Y., Gao, J., Wu, Y., Lv, H., & Wu, J. (2021). Effects of COVID-19 on mental health and anxiety of adolescents aged 13?16 years: A comparative analysis of longitudinal data from China.,, e695556.

Richard, K. J., & Burl, E. G. (2017).(8th ed.). Connecticut, USA: Cengage Learning.

Salmela-Aro, K., Tang, X., & Upadyaya, K. (2022). Study demands-resources model of student engagement and burnout. In Reschly, A. L. & Christenson, S. (Eds.),(2nd ed., pp. 77?93). Berlin, German: Springer.

Scales, P. C. (2011). Youth developmental assets in global perspective: Results from international adaptations of the developmental assets profile.,(4), 619?645.

Siegler, R., DeLoache, J., & Eisenberg, N. (2010).(3th ed., pp. 362?378). New York, USA: Worth Publishers.

Silk, J. S., Sessa, F. M., Morris, A. S., Steinberg, L., & Avenevoli, S. (2004). Neighborhood cohesion as a buffer against hostile maternal parenting.,(1), 135?146.

Sun, F., Li, H., Bao, J., Zhen, Z., Song, W., & Jiang, S. (2021). The effects of teacher support and peer support on psychological crisis in Chinese adolescents: The mediating role of perceived discrimination.(2), 209?215.

[孫芳, 李歡歡, 包佳敏, 甄子昂, 宋巍, 蔣松源. (2021). 教師支持、同伴支持與中學生心理危機的關系：歧視知覺的中介作用.,(2), 209?215.]

Sun, F., Li, H., Song, W., Bao, J., & Zhen, Z. (2022). Patterns of psychological pain and self-harm behaviors in adolescents.,(5), 1012?1023.

Sun, X., Li, H., Song, W., Jiang, S., Shen, C., & Wang, X. (2020). ROC analysis of three-dimensional psychological pain in suicide ideation and suicide attempt among patients with major depressive disorder.,(1), 210?227.

Tofighi, D., & MacKinnon, D. P. (2011). RMediation: An R package for mediation analysis confidence intervals.,(3), 692?700.

Victor, S. E., Scott, L. N., Stepp, S. D., & Goldstein, T. R. (2019). I want you to want me: Interpersonal stress and affective experiences as within-person predictors of nonsuicidal self-injury and suicide urges in daily life.,(4), 1157?1177.

Wang, C., La Salle, T., Wu, C., Do, K. A., & Sullivan, K. E. (2018). School climate and parental involvement buffer the risk of peer victimization on suicidal thoughts and behaviors among Asian American middle school students.,(4), 296?307.

Wang, M., Li, H., Bao, J., & Huang, C. (2020). The relationship between parental control, interparental conflict and psychological crisis in adolescents: The mediation role of perceived discrimination.(1), 102?109.

[王淼, 李歡歡, 包佳敏, 黃川. (2020). 父母控制、父母婚姻沖突與中學生心理危機的關系：歧視知覺的中介作用.,(1), 102?109.]

Wang, M.-T., & Sheikh-Khalil, S. (2014). Does parental involvement matter for student achievement and mental health in high school?,(2), 610?625.

Wei, S., Li, H., & Sun, F. (2022). Psychological crisis in Chinese adolescents: Using a classification tree approach to combine the three-dimensional psychological pain model.(3), 732?739.

[魏詩潔, 李歡歡, 孫芳. (2022). 基于心理痛苦理論與決策樹的中學生心理危機分類模型.,(3), 732? 739.]

Wiglesworth, A., Rey, L. F., Fetter, A. K., Chicken, M. L. P., Azarani, M., Davis, A. R., ... Gone, J. P. (2022). Attempted suicide in American Indian and Alaska native populations: A systematic review of research on protective factors.(3), 205?218.

Williams, G. C., & Deci, E. L. (1996). Internalization of biopsychosocial values by medical students: A test of self-determination theory.,(4), 767?779.

Wrzus, C., Hanel, M., Wagner, J., & Neyer, F. J. (2013). Social network changes and life events across the life span: A meta-analysis.,(1), 53?80.

Wyman, P. A., Pickering, T. A., Pisani, A. R., Rulison, K., Schmeelk-Cone, K., Hartley, C., ... Valente, T. W. (2019). Peer-adult network structure and suicide attempts in 38 high schools: Implications for network-informed suicide prevention.,(10), 1065?1075.

Xu, H., Jiang, Z., Li, S., Zhang, X., Xu, S., Wan, Y., & Tao, F. (2022). Differences in influencing factors between non-suicidal self-injury and suicide attempts in Chinese adolescents: The role of gender.,, e870864.

Zhang, W. J., Zhou, H., Li, X. W. (2011). Current status of adolescents parental monitoring and its effect on their social adjustment.(3), 267?273.

[張文娟, 鄒泓, 李曉巍. (2011). 青少年的父母監控狀況及其對社會適應的影響.(3), 267?273.]

Zhou, Z., Shek, D. T. L., Zhu, X., & Dou, D. (2020). Positive youth development and adolescent depression: A longitudinal study based on mainland Chinese high school students.(12), e4457.

Zhuo, R., Yu, Y., & Shi, X. (2022). Family resilience and adolescent mental health during COVID-19: A moderated mediation model.,(8), e4801.

Zou, H., Zhou, H., Zhou, Y. (1998). Friendship, friendship quality and peer acceptance among middle school students.(1), 43?50.

[鄒泓, 周暉, 周燕. (1998). 中學生友誼, 友誼質量與同伴接納的關系.(1), 43?50.]

“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

* 中國人民大學科學研究基金項目重大項目(21XNL016)資助; 中國人民大學2022年度拔尖創新人才培育資助計劃成果。

李歡歡, E-mail: psylihh@ruc.edu.cn

B844