1. 引言
自伤行为是指个体故意伤害自己身体的行为，它在青少年和大学生群体中并不罕见。自伤行为可能与多种因素有关，包括心理、社会和生物因素(卢佳慧等，2023)。其中，童年创伤经历被认为是影响青少年和大学生自伤行为的重要因素之一。童年创伤，如情感虐待、情感忽视、性虐待、躯体忽视和躯体虐待，会对个体的心理发展产生长远的影响，可能导致心理问题和行为问题，包括自伤行为(周兴蓉，2023)。研究发现，童年创伤经历和非自杀性自伤行为两者之间还可能存在其他的影响因素(孙嘉珩，2022)，如习得性无助，习得性无助是一种心理状态，指的是个体在面对反复的失败或无法控制的负面事件后，逐渐形成的一种被动、无助的心理反应(吴美霖等，2021)。这种心理状态与自伤行为之间存在一定的关联，习得性无助可能通过影响个体的情绪调节、自我认知和应对策略，进而影响自伤行为的发生。
本研究旨在探讨童年创伤经历与大学生自伤行为之间的关系，并检验习得性无助在这一关系中的中介作用。通过方便抽样选取河北某高校的大学生作为研究对象，采用一般人口学问卷、青少年自我伤害量表、童年创伤经历问卷和习得性无助量表进行问卷调查，使用SPSS 27.0软件和PROCESS插件宏进行数据分析，揭示童年创伤经历对大学生自伤行为的影响(Áine et al., 2023)，并探讨习得性无助在其中的中介机制，以期为理解大学生自伤行为的心理机制提供科学依据，为预防和干预大学生自伤行为提供更多可能的途径(孙晨哲等，2024)。
2. 对象与方法
2022年12月，采用方便抽样选取河北某大学在校生791名，男生290名(36.7%)，女生501名(63.3%)。研究均已获得参加问卷调查学生的知情同意，并已通过承德医学院伦理委员会的审核(2023008)。
2.1. 研究工具
2.1.1. 一般人口学问卷
一般人口学问卷：包含性别、出生年月、年级、生源地、家庭月收入等指标。
2.1.2. 青少年自我伤害量表
青少年自我伤害量表(冯玉，2008)：包含两个维度，分别是自伤行为和伤害程度。自伤指标为两个维度的得分乘积总和，得分越高，个体自伤行为越严重。量表得分 = 0视为无自伤行为，其余均视为有自伤行为。该量表在本研究中的Cronbach’s α值为0.752。
2.1.3. 童年创伤经历问卷
童年创伤经历问卷(赵幸福等，2005)：分为情感虐待、情感忽视、性虐待、躯体忽视、躯体虐待5个维度，量表采用Likert 5点式自评计分，从“从不”到“一向如此”，分别计1~5分。评分越高表示童年创伤经历越严重。该量表在本研究中的Cronbach’s α值为0.831。
2.1.4. 习得性无助量表
习得性无助量表(武晓艳等，2009)：有两个维度分别是无助感和绝望感，量表采用以Likert 5点式自评量表记分，从完全不符合到完全符合分别记1~5分，得分越高表明习得性无助感越强。
2.2. 统计方法
使用SPSS 27.0软件进行数据分析。使用SPSS插件宏PROCESS3.3检验习得性无助在童年创伤经历与自伤行为间的中介效应。
3. 结果
3.1. 自伤行为统计分析
本研究共收取有效问卷791份，335 名大学生存在自伤行为，自伤检出率为42.4% (335/791)。其中290位男生中148位存在自伤行为(44.2%)，501位女生中187位存在自伤行为187 (55.8%)。有无自伤行为在在人口学变量中只在性别(χ2 = 14.139, p < 0.05)和家庭月收入(χ2 = 8.454, p < 0.05)中存在显著性差异。如表1所示。
Table 1. Comparison of the distribution of demographic variables among college students with and without self-injurious behavior groups
表1. 大学生人口学变量在有无自伤行为组间分布比较
组别 |
无自伤行为 (n = 456) |
有自伤行为 (n = 335) |
χ2值 |
p值 |
性别 |
男 |
142 (31.1%) |
148 (44.2%) |
14.139 |
<0.05 |
女 |
314 (68.9%) |
187 (55.8%) |
家庭月收入 |
3000元以下 |
135 (29.6%) |
93 (27.7%) |
8.454 |
<0.05 |
3000~5999元 |
160 (35.0%) |
149 (44.4%) |
6000~9999元 |
113 (24.8%) |
69 (20.7%) |
10,000元以上 |
48 (10.6%) |
24 (7.2%) |
3.2. 各变量统计描述与相关分析
对有自伤行为组和无自伤行为组的被试各项测量指标进行独立样本t检验，发现在童年创伤经历和习得性无助量表的得分上，无自伤行为 < 有自伤行为。均存在显著差异。在量表维度中，除躯体虐待维度差异不显著，其余维度均显著。如表2所示。
Table 2. Comparison of differences in the presence or absence of self-injurious behavior across variables
表2. 有无自伤行为在各变量中的差异比较
变量 |
有(335) M ± SD |
无(456) M ± SD |
Independent t-test |
差值95% CI |
童年创伤经历 |
37.41 ± 13.470 |
32.38 ± 11.721 |
−5.604 |
[−6.801, −3.273] |
情感虐待 |
7.65 ± 3.271 |
6.16 ± 2.467 |
−7.280 |
[−1.886, −1.085] |
情感忽视 |
9.96 ± 5.164 |
8.10 ± 4.529 |
−5.375 |
[−2.539, −1.180] |
性虐待 |
6.00 ± 2.641 |
5.64 ± 2.312 |
−2.047 |
[−0.709, −0.015] |
躯体忽视 |
7.65 ± 3.366 |
6.67 ± 2.644 |
−4.607 |
[−1.405, −0.565] |
躯体虐待 |
6.15 ± 2.810 |
5.81 ± 2.383 |
−1.865 |
[−0.709, −0.018] |
习得性无助 |
65.09 ± 15.250 |
74.62 ± 13.060 |
9.442 |
[7.550, 11.513] |
绝望感 |
22.11 ± 3.532 |
19.84 ± 4.231 |
12.937 |
[7.550, 11.513] |
无助感 |
52.51 ± 10.120 |
45.24 ± 11.817 |
7.787 |
[1.709, 2.825] |
自伤行为、童年创伤经历、习得性无助总均分做相关分析。发现童年创伤经历与习得性无助、自我伤害行为显著正相关。童年创伤经历与自伤行为显著正相关。如表3所示。
Table 3. Matrix of correlation coefficients for the three variables
表3. 三个变量的相关系数矩阵
变量 |
M ± SD |
1 |
2 |
3 |
1) 童年创伤经历 |
34.51 ± 12.73 |
1 |
|
|
2) 习得性无助 |
70.58 ± 14.79 |
0.297 |
1 |
|
3) 自伤行为 |
3.68 ± 8.51 |
0.235 |
0.282 |
1 |
3.3. 中介效应检验
采用SPSS宏程序PROCESS 3.3的模型4，在控制性别和家庭收入的情况下检验习得性无助在童年创伤经历与自伤行为之间的中介作用。结果显示，童年创伤经历对青少年自伤行为有预测作用，c = 0.182 (SE = 0.024, p < 0.001)，放入中介变量习得性无助后，童年创伤经历对大学生自伤行为的直接预测作用仍然显著，c’ = 0.115 (SE = 0.025, p < 0.001)，童年创伤经历能够显著预测个体习得性无助，a = 0.028 (SE = 0.003, p < 0.001)；童年创伤经历、习得性无助同时进入回归方程，习得性无助能够显著预测大学生自伤，b = 2.356 (SE = 0.305, p < 0.001)。
Table 4. Mediation model test of acquired helplessness in self-injurious behavior and childhood traumatic experiences in college students
表4. 习得性无助在大学生自伤行为与童年创伤经历中的中介模型检验
因变量 |
自变量 |
β |
SE |
t |
p |
自伤行为 |
童年创伤 |
0.182 |
0.024 |
7.677 |
<0.001 |
习得性无助 |
童年创伤 |
2.356 |
0.305 |
7.716 |
<0.001 |
自伤行为 |
童年创伤 |
0.115 |
0.025 |
4.713 |
<0.001 |
|
习得性无助 |
0.028 |
0.003 |
10.611 |
<0.001 |
偏差校正的百分位Bootstrap方法检验表明，习得性无助在童年创伤经历与自伤行为之间的中介作用显著，ab = 0.067 (BootSE = 0.013)，95%的置信区间上下限为[0.044, 0.093]。童年创伤经历对自伤行为的总效应显著，c = 0.182 (SE = 0.024, p < 0.001)。直接效应(0.115)和中介效应(0.067)分别占总效应(0.182)的63.2%、36.8%。如表4、表5所示。
Table 5. Results of the mediating effect of acquired helplessness in college students’ self-injurious behavior and childhood traumatic experiences
表5. 习得性无助在大学生自伤行为与童年创伤经历中的中介效应结果
模型 |
效应值 |
95% CI |
童年创伤→习得性无助→自伤行为 |
总效应 |
0.182 |
[0.136, 0.229] |
直接效应 |
0.115 |
[0.067, 0.163] |
间接效应 |
0.067 |
[0.044, 0.093] |
间接效应比 |
36.8% |
4. 结论
本研究中大学生自伤行为检出率较高，为42.4% (335/791)。且在性别和家庭月收入中有无自伤行为存在显著性差异。大学生在童年创伤经历、习得性无助量表中，有自伤行为组得分均显著高于无自伤行为组。童年创伤经历与习得性无助、自我伤害行为均显著正相关。童年创伤经历对青少年自伤行为有预测作用，童年创伤经历能够显著预测个体习得性无助，习得性无助能够显著预测大学生自伤，习得性无助在童年创伤经历与自伤行为之间的中介作用显著，童年创伤经历对自伤行为的总效应显著，c = 0.182 (SE = 0.024, p < 0.001)。直接效应(0.115)和中介效应(0.067)分别占总效应(0.182)的63.2%、36.8%。
5. 讨论
本研究结果显示，大学生自伤行为的检出率为42.4%，这一比例较高，提示我们需要对大学生群体的心理健康给予更多关注(Luse & Burkman, 2022; Hu et al., 2023)。童年创伤经历和习得性无助均能显著预测大学生的自伤行为，且习得性无助在童年创伤经历与自伤行为之间起到了显著的中介作用。这表明，童年创伤经历可能通过增加个体的习得性无助感，进而增加自伤行为的风险。这一发现与以往的研究结果相一致，强调了童年创伤对个体长期心理健康的影响(尧丽，李雪，2022；张勤等，2023)。习得性无助的中介作用提示我们，在预防和干预大学生自伤行为时，除了关注童年创伤的经历外，还应重视习得性无助的干预(Lucena et al., 2022; Scherer, 2022)。通过提高个体的自我效能感、增强情绪调节能力和提供有效的应对策略，可能有助于减少习得性无助感，从而降低自伤行为的发生(晋丹丹，杨继平，2018；李娇娇等，2024)。此外，我们还筛选出了本次自伤得分较高的同学进行分组团体干预，并提供了心理求助热线，以方便自伤风险较高的同学及时寻求帮助。
性别和家庭月收入是影响自伤行为的显著性因素，这可能与性别角色期望、家庭经济状况和教育资源等因素有关(Vafaei et al., 2023)。研究发现，女性大学生的自伤行为检出率高于男性。这可能与性别角色的社会文化期望有关(黄青，2023；路月英等，2024)，女性可能更倾向于内化压力和情绪困扰，而自伤行为可能是一种应对机制(高梅，2023)。女性可能更愿意报告自伤行为，这可能与社会对女性情感表达的期望有关。相比之下，男性可能因为社会对男性坚强和不表现弱点的期望而较少报告自伤行为(赵萌，2023)。家庭月收入较低的大学生群体中自伤行为的检出率较高，这可能反映了经济困难对心理健康的负面影响(Dogru, 2023; Boddez, Van Dessel, & De Houwer, 2022)。经济状况较差可能意味着较少的资源和支持，这可能导致个体在面对压力和挑战时感到无助和绝望(Dohmen et al., 2022)。虽然本研究揭示了童年创伤对青少年自伤行为的显著影响，并探索了习得性无助在其中的中介作用(张鸣斐，2022)，同时得出了性别及家庭月收入对其的影响(Cheng et al., 2024; Xie et al., 2023)，但本研究为横断面研究，无法确定因果关系，未来的研究可以采用纵向研究设计，以进一步探讨童年创伤、习得性无助与自伤行为之间的动态关系(武晓艳等，2009；赵舒仪，2023)。
基金项目
河北省教育科学“十四五”规划2022年度立项课题；“疫情封闭管理状态下大学生心理危机干预体系构建及其实效性研究”，项目编号2203222；重大项目科研专项，“基于注意缺陷多动障碍多维度认知功能评估的电子化靶向干预技术的应用”，项目编号KY202401。
NOTES
*通讯作者。