親子關系與中小學生自殺意念的關系： 自尊的中介和心理素質的調節

李佳憶，郭成，陳帥，廖錦千，余賓，劉紅梅

1. 西南大學 心理學部/心理健康教育研究中心，重慶 400715；2. 重慶兩江新區教育發展研究院，重慶 401121

自傷、 自殺意念及行為作為兒童青少年心理危機的典型事件, 嚴重威脅著兒童青少年的心理健康和生命安全, 成為全球共同面臨的一項重大社會和公共衛生挑戰[1-2]． 研究數據顯示, 青少年群體中有10.86%～30.5%的個體承認曾有終結生命的想法[4-5]． 不僅如此, 自殺已成為15～19歲青少年死亡的第二大原因[6-7]． 每年, 我國都有成千上萬的青少年面臨著自殺的風險, 給個人、 家庭和整個國家帶來了巨大的傷害．

自殺意念是自殺行動的前提[8]． 有調查顯示, 自殺死亡者中, 約80%在行動以前表露過自殺意念[9]． 自殺意念是自殺企圖和自殺行為的危險因素, 能顯著預測自殺[10]． 近年來, 我國的自殺人群呈低齡化趨勢[11]． 因此, 及時并準確評估自殺意念, 把握自殺意念的影響因素, 是防控和干預自殺行為的關鍵． 本研究擬探究中小學生自殺意念的影響因素及潛在心理過程, 以豐富相關理論, 為兒童青少年自殺危機干預提供支持．

1 親子關系與中小學生自殺意念的關系

1.1 親子關系與中小學生自殺意念

生態系統理論[12]認為, 個體發展是其與周圍環境相互作用的結果． 家庭作為對個體影響最大的內環境系統之一, 其中的親子關系對個體的心理健康水平具有重要影響[13]． 相較于不健康和消極的親子關系, 擁有良好且積極的親子關系的個體表現出更高的心理健康水平[14]． Goschin等[15]研究發現, 缺乏父母照顧與母親過度保護的青少年更容易產生自殺意念[15]． 另外, 自我決定理論中提到, 個體具有與重要他人建立親密感和聯結感的基本需求． 如果個人或情境因素干擾或阻礙了這種需求的滿足, 會對個體的心理健康產生不利影響, 甚至導致自殺意念的產生． 相反, 如果這些因素能夠促進個體基本需求的滿足, 將會提高個體的心理健康水平[16]． 換句話說, 當中小學生感知到不良的親子關系, 并且在滿足對父母感情需求和對自身關注需求之間存在沖突時, 他們更容易出現自殺意念． 實證研究結果也支持了這一推測, 如, 余思等[17]研究發現, 父母忽視能正向預測青少年的自殺意念; 呂書鵬等[18]研究發現, 嚴厲的父母教養方式與青少年自殺傾向之間存在顯著正向關聯． 因此, 根據上述理論和實證研究, 提出假設1: 親子關系可以負向預測中小學生的自殺意念．

1.2 自尊的中介作用

自尊是個體對自身的持久評價, 反映了對自我的肯定或否定態度, 以及對自身能力、 重要性、 成功和價值的信念程度[19-20]． 社會計量器理論認為, 個人自尊是人際關系質量的內在反映, 它象征著個人與社會以及重要他人之間的聯系． 個人的客觀經歷和主觀感受會在很大程度上影響其自尊狀態[21]． 因此, 當青少年與父母關系良好時, 他們有可能會積極地衡量自己在社會中被接納的程度以及人際交往的能力, 并將這些衡量結果融入對自我認知的構建中, 以此提高其自尊水平[22]． 以往研究也證明, 良好的親子關系可以顯著提高青少年的自尊水平[23]． 因此, 我們認為親子關系可以正向預測自尊水平． 另外, 根據Wenzel等的自殺行為認知模型, 自殺的誘發因素主要有3個: 個體的易感性因素、 與心理障礙相關的認知過程以及與自殺行為相關的認知過程[24]． 也就是說, 青少年消極思維越多, 認知偏差越顯著, 自殺風險越大． 自尊作為個體發展過程中具有重要價值和意義的易感性因素, 會顯著激活青少年的自殺意念和行為[25]． 進一步的研究[26]發現, 自尊水平能直接預測自殺意念, 自尊還會中介外界因素對個體認知、 行為的影響． 同樣, 自殺意念領域的研究也發現, 自尊能中介父母忽視對自殺意念的影響[17]． 也就是說, 青少年在遭遇不良親子關系帶來的負性事件后, 其自尊會顯著降低[27], 進而引發自殺意念和自殺行為． 基于上述理論和實證研究, 提出假設2: 親子關系顯著正向預測自尊水平, 而自尊水平可以負向預測自殺意念, 且自尊在親子關系和自殺意念的關系中起中介作用．

1.3 心理素質的調節作用

心理素質是指個體通過外界經驗和物質來塑造的心理特征, 在生理條件的基礎上轉化為穩定的基本特征和衍生特征． 這些特征與個體的社會適應行為和創造行為密切相關[28]． 根據張大均等[28]提出的心理素質作用機制模型, 心理素質(即內在機制)和心理狀態(即外顯行為)被認為是兩個相互關聯的層級． 在個體心理健康方面, 心理素質對心理狀態產生決定性影響, 而心理狀態則反過來對心理素質產生反作用． 已有研究發現, 心理素質與自殺意念或行為顯著負相關[29]． 同時, 心理素質還能調節外部環境對自殺意念的影響[30]． 有研究發現, 心理素質在減輕欺凌受害影響和預防自殺意念方面發揮著重要作用[31]． 基于上述理論和實證結果, 提出假設3: 心理素質能夠調節自尊對自殺意念的影響．

綜上所述, 本研究構建了一個有調節的中介模型來闡明親子關系、 自尊、 心理特征和自殺意念之間的關系(圖1), 旨在研究中小學生自尊和心理素質對親子關系和自殺意念的作用方式, 從而為中小學心理健康教育和自殺危機預防工作提供實證支持．

圖1 親子關系對中小學生自殺意念的研究假設模型

2 研究方法

2.1 研究對象

采用方便取樣法, 在西南地區9所中小學, 以班級為單位, 在家長和學生知情同意的前提下, 通過學校組織集體測試． 共發放問卷18 900份, 剔除無效作答問卷后, 共獲得有效問卷17 352份, 有效回收率為91.80%, 年齡范圍9～19歲, 平均年齡12.48歲(SD=2.73)． 其中男生8 484人(48.90%), 女生8 868人(51.10%); 3年級1 236人(7.10%), 4年級3 560人(20.50%), 5年級3 111人(17.90%), 6年級2 876人(16.60%), 7年級1 199人(6.90%), 8年級2 061人(11.90%), 9年級1 026人(5.90%), 高一591人(3.40%), 高二624人(3.60%), 高三1 068人(6.20%)．

2.2 研究工具

2.2.1 親子關系

采用王美萍等[32]根據Olson等人編制的家庭適應和親子親合評價量表修訂的親子親合量表中文版, 該量表包含3個維度, 分為父子親合維度和母子親合維度, 相加為親子親合總維度． 量表中共20個項目(如, “我與父親困難時相互支持”), 其中10個項目衡量父子關系, 10個項目衡量母子關系． 采用5點評分系統, 1表示“幾乎從不”, 5表示“幾乎總是”, 分值越高, 說明個體與父母的親密程度越高． 在本研究中, 整體家庭人際關系、 父子關系和母子關系的Cronbach’sα系數分別為0.87, 0.78和0.80．

2.2.2 自殺意念

采用夏朝云等[33]人編制的自殺意念自評量表(Self-rating Idea of Suicide Scale, SIOSS)． 該量表包含26個項目(例如, “我覺得我的生活是失敗的”), 涵蓋的因子包括絕望、 樂觀、 睡眠和掩飾． 參與者回答問題時可以選擇“是”或者“否”． 綜合計算絕望、 樂觀和睡眠因子得到的分數可以作為自殺意念的總分． 在這項研究中, 如果自殺意念的總分數達到12分或以上, 并且掩飾因子得分低于4分, 我們可以得出存在自殺意念的結論． 此研究中, 該量表的Cronbach’sα系數為0.77．

2.2.3 心理素質

采用胡天強等[34]修訂的中學生心理素質問卷(簡化版)和小學生心理素質問卷． 其中, 中學生心理素質問卷共24個項目(如, “我能勇于面對挫折, 不灰心不氣餒”); 小學生心理素質問卷共27個項目(如, “遇到挫折和失敗時, 我會給自己打氣”)． 量表均包含認知、 個性和適應3個方面的維度, 使用5點計分, 1表示“非常不符合”, 5表示“非常符合”． 本研究中, 中學生和小學生心理素質問卷的Cronbach’sα系數分別為0.97和0.96．

2.2.4 自尊

采用Rosenberg[20]編制、 王萍[35]等修訂的自尊量表(Rosenberg Self-Esteem Scale, RSES)． 該量表為單因素結構, 包含10個項目(如, “我感到我有許多好的品質”)． 針對自尊水平的評估, 采用4點評分標準, 1代表“極不符合”, 4代表“極符合”． 研究結果顯示, 本研究中使用的自尊水平評估量表具有良好的內部一致性, 其Cronbach’sα系數為0.86．

2.3 統計方法

本研究使用SPSS 27.0統計軟件進行數據的檢驗、 描述性統計和相關分析, 同時, 結合Hayes編寫的SPSS宏程序PROCESS來整理和分析數據．p<0.05為有統計學意義．

3 研究結果

3.1 共同方法偏差檢驗

通過應用Harman單因素方法對共同方法偏差進行驗證, 結果發現有14個特征根大于1的因子． 最大的共同因子可以解釋25.62%的方差, 該值低于40%的臨界標準值． 這意味著研究數據中沒有出現嚴重的共同方法偏差．

3.2 描述性統計和相關分析

本研究中, 兒童青少年的自殺意念檢出率為9.11%, 其中, 小學階段檢出率為6.83%, 初中階段檢出率為10.85%, 高中階段檢出率為16.64%． 對各變量進行描述統計和相關分析, 結果如表1所示． 中小學生的親子關系、 自尊、 心理素質與自殺意念得分呈顯著相關．

表1 描述性統計與相關分析結果(N=17 352)

3.3 中介效應檢驗

本研究在對有調節的中介模型進行分析時, 將性別作為控制變量[37]． 采用PROCESS插件檢驗有調節的中介效應．

首先采用PROCESS插件的Model 4進行自尊的中介效應檢驗, 結果如表2所示． 在預測自殺意念方面, 親子關系展現出顯著的負向影響(β=-0.37,t=-57.35,p<0.001), 即表現出明顯的總效應． 當親子關系和自尊同時預測自殺意念時, 自尊對自殺意念的負面預測作用仍顯著(β=-0.38,t=-52.74,p<0.001), 親子關系對自殺意念有明顯的負面預測作用(β=-0.17,t=-23.31,p<0.001)． 采用偏差校正非參數百分Bootstrap檢驗, 研究結果顯示, 自尊在親子關系對自殺意念的影響中起重要的中介作用． 中介效應為-0.20, 其置信區間為[-0.22, -0.20], 表示中介效應對總效應貢獻了56.76%．

表2 自尊中介作用的回歸分析(N=17 352)

然后, 采用PROCESS插件的Model 14對心理素質的調節作用進行檢驗, 結果如表3所示． 在控制性別的情況下, 方程1顯著, 表明親子關系與自殺意念之間存在顯著的負向關系(β=-0.37,t=-57.35,p<0.001); 方程2顯著, 即親子關系對自尊具有顯著的正向預測效應(β=0.547,t=90.06,p<0.001); 方程3顯著, 即自尊負向預測自殺意念(β=-0.41,t=-51.74,p<0.001), 且自尊和心理素質的交互項顯著(β=0.23,t=44.32,p<0.01), 表明心理素質調節自尊對自殺意念的影響路徑．

表3 心理素質調節作用的回歸分析(N=17 352)

通過簡單斜率檢驗進一步分析調節作用(圖2)． 結果顯示, 對低心理素質的中小學生而言, 自尊對自殺意念的影響較大(βsimple=-0.64,t=-66.35,p<0.001); 對于高心理素質的中小學生而言, 自尊對自殺意念的影響較小(βsimple=-0.18,t=-19.64,p<0.001)． 這說明隨著中小學生心理素質的提升, 自尊對自殺意念的負向預測作用會有所減弱, 表明心理素質可以緩沖自尊對自殺意念的影響．

圖2 心理素質對自尊和自殺意念的調節作用

4 討論

本研究旨在探討中小學生的親子關系與自殺意念之間的聯系以及潛在的心理過程． 研究結果表明, 中小學生的自殺意念不僅受到親子關系的直接影響, 還受到自尊的間接影響． 此外, 心理素質在自尊對自殺意念影響方面發揮顯著的調節作用．

4.1 親子關系與中小學生自殺意念的關系

本研究表明, 中小學生的親子關系與自殺意念之間存在直接的、 正向的預測關系． 這一發現與既往的研究結果一致[38], 同時驗證了本研究的假設1． 生態系統理論[12]和自我決定理論[14]可以解釋這一結果． 生態系統理論認為, 家庭是由相互聯系、 相互影響的家庭成員組成的系統． 和諧的家庭體系對孩子的健康成長有重大影響． 由于孩子年齡較小且自我發展尚未成熟, 他們對父母的依賴更為明顯, 并容易受到重要他人(特別是父母)的影響． 不良的親子關系可能導致孩子主動將其內化為自身的過錯, 將自己視為父母的負擔, 從而產生累贅感, 并可能導致自殺意念的出現． 根據自我決定理論, 個體對于與重要他人保持穩定的親密感和聯結感有著迫切的需求． 也就是說, 當中小學生在不良親子關系中感受不到和父母的親密聯結, 基本需要得不到滿足時, 會對心理健康產生負面影響, 容易誘發自殺意念．

4.2 自尊的中介作用

據本研究調查所得, 中小學生的自尊水平能夠對其自殺意念產生影響, 這一結論與既往研究相符[17], 進一步驗證了假設2的準確性, 同時對自尊的“社會計量器理論”和“自殺行為認知模型”提供了支持． 中小學生處于自我同一性發展的關鍵時期, 當面臨不良親子關系時, 個體可能會產生被排斥和被拒絕的感受, 這可能導致消極評估和自我歸因, 使個體認為父母忽視自己是由于自身的原因． 當自尊心處于低水平時, 個體往往會呈現出極端、 絕對、 單一方向的判斷傾向, 這種傾向可能會使個體無法控制過激思維, 從而導致自殺意念的產生[40]． 也有研究直接得出結論, 即低自尊是導致個體產生自殺意念的重要原因之一[41]． 本研究的結果支持了這種觀點, 并提供了進一步的證據, 表明不良的親子關系會引發低自尊, 而低自尊又會影響自殺意念的產生和發展． 此外, 我們還揭示了低親子關系、 低自尊和自殺意念之間更為具體的潛在心理過程, 即低親子關系-低自尊-自殺意念的作用路徑．

4.3 心理素質的調節作用

本研究發現, 心理素質在中小學生自尊與自殺意念之間發揮著調節作用, 即隨著心理素質的提升, 自尊對中小學生自殺意念的負向預測作用會有所減弱, 這表明心理素質可以緩沖自尊對自殺意念的影響, 這證實了本研究的假設3, 同時, 該研究結果還支持了心理素質作用機制理論[42]． 心理素質是指包含認知、 個性和適應性等內在心理品質的綜合概念． 在認知層面, 心理素質包括一般認知能力和元認知能力． 在個性品質方面, 心理素質涵蓋了理智性、 自信心、 進取心等因素． 在適應性維度中, 心理素質涵蓋了情緒適應、 人際適應和挫折耐受力等因素, 這些因素對個體心理健康水平具有重要影響[28, 30, 42], 是自殺意念的重要影響因素． 同時, 高心理素質能夠讓個體更好地發揮自我的內在資源, 從而達到緩解壓力的效果, 因此, 擁有高自尊和高心理素質的青少年群體, 表現出較低的自殺意念． 研究發現, 對于自尊心較低的青少年而言, 在影響其產生自殺意念的多種因素中, 低自尊起著主要作用[26]． 具有高心理素質的個體能夠更有效地適應各種外部壓力, 包括低自尊等因素[30]． 因此, 心理素質的調節作用啟示我們, 要重視通過培養中小學生的自尊意識、 提高自尊水平來降低其自殺意念; 更要重視完善心理素質教育, 提升中小學生心理素質, 這對降低其自殺意念有著重要意義．

4.4 本研究的價值與局限

在已有研究的基礎上, 本研究深入探討了親子關系在中小學生自殺意念潛在心理過程中的作用, 既有理論意義, 也有實踐價值． 在理論層面, 本研究揭示了親子關系、 自尊、 心理素質和自殺意念之間的復雜互動關系, 對于我們深入了解中小學生自殺意念的形成和發展機制具有重要意義． 在實踐層面, 研究中小學生自殺意念的心理過程對于預防和干預自殺至關重要． 首先, 家長應高度關注親子關系, 因為不良親子關系是青少年產生自殺意念的先決條件． 家長應抽出更多的時間參與到孩子的生活和學習中, 真正走進孩子的心里． 其次, 通過提升個人自尊心, 可以有效降低自殺意念的產生． 重視中小學生自尊心的培養, 引導他們樹立積極的自我意識, 也能達到減少自殺意念的目的． 同時, 更要重視通過多種途徑加強中小學生的心理健康教育, 增強學生的心理彈性, 培養樂觀、 希望、 自信、 獨立等積極心理品質, 提高心理素質．

本研究也存在一些局限． 首先, 本研究采用的是橫斷研究設計, 它無法推斷各變量之間的因果關系． 因此, 未來的研究可以考慮采用縱向研究設計． 其次, 就自陳式問卷報告而言, 對于小學低年級學生來說, 可能存在對題目理解不準確的情況, 導致自我報告存在偏差． 因此, 未來的研究可以采用自我報告和他人報告(如家長)結合的方式．

5 結論

(1) 親子關系能顯著負向預測中小學生的自殺意念, 顯著正向預測自尊水平; 自尊水平顯著負向預測中小學生的自殺意念;

(2) 自尊水平在親子關系與中小學生自殺意念的關系中起中介作用;

(3) 心理素質在自尊與中小學生自殺意念的關系中起調節作用．