自我批评与青少年自伤: 有调节的中介效应

摘要:采用情绪调节量表、自我批评量表、心理痛苦量表和自伤行为量表对914名中学生进行测查, 从中筛选出311名有自伤行为的青少年进行统计分析, 探讨自我批评与青少年自伤行为的关系, 并在此基础上提出一个有调节的中介模型, 考察心理痛苦的中介作用和认知重评的调节作用。结果表明: (1)在控制了性别和是否独生子女的影响后, 自我批评可以显著正向预测青少年的自伤行为, 心理痛苦在二者之间起中介作用; (2)自我批评通过心理痛苦对自伤行为的间接效应受到认知重评的调节, 认知重评可以减弱自我批评对自伤行为的间接影响。

 

1 引言

非自杀性自伤(non-suicidal self-injury, 简称“自伤”)是指个体在没有自杀意图的情况下,故意对自己的身体组织造成伤害或疼痛的行为(Nock, 2009)。自伤通常开始发生于12至14岁,在青少年时期最常见。国外的一项元分析研究显示,自伤在青少年群体中的发生率为17.2%,而在青年人群体中的发生率为13.4%,在成年人群体中仅为5.5%(Swannell et al., 2014)。国内流行病学调查结果表明,中国普通青少年的自伤比例高达36%~57%,高于西方国家(江光荣等, 2011)。此外,研究发现,自伤不仅与多种心理障碍(例如,边缘型人格障碍、抑郁障碍)密切相关,而且对未来的自杀意念和自杀行为有明显的正向预测作用(You & Lin, 2015)。鉴于青少年是自伤行为的高发人群,以及自伤带来的严重危害,有必要对自伤行为的影响因素及其作用机制进行深入探讨。

Nock(2009)的整合理论模型(Integrated Theoretical Model)是解释自伤机制的内容最广泛的模型,这一理论从三个方面来解释自伤:第一,从功能上讲,自伤是一种非适应性的应对机制,可以对个体的负性情绪进行调节;第二,从风险因子上讲,遗传因素、早期经验和教养方式等因子共同作用引起了情绪管理问题,从而引起自伤;第三,特定的诱发因子:Nock提出了多个假说(如自我惩罚假说),来解释个体最终选择自伤的方式而非其他途径满足需要的具体原因。自我惩罚假说(Self-Punishment Hypothesis)认为自我批评是自伤的重要风险因素之一,高自我批评者一旦对自己的行为失望,就会把自我伤害作为一种自我惩罚和自我报复的方式。自我批评(self-criticism)被认为是抑郁易感人格的重要亚型之一(Blatt, 1974),是一种有意识的、自动的自我评价,通常包括自我责备和自我导向的愤怒、厌恶,甚至憎恨(Whelton & Greenberg, 2005)。高自我批评的个体经常进行严厉的自我反省与自我评价,害怕不被别人赞同或受到批评,因此对自己十分苛刻(Blatt & Zuroff, 1992)。

大量证据表明,自我批评与自伤的频率显著相关(Baetens et al., 2015顾红磊等, 2018),自伤者报告的自我批评水平明显高于没有自伤的人(Glassman et al., 2007Gong et al., 2019)。此外,Flett等人(2012)的研究显示,自我批评可以显著正向预测青少年的自伤行为。You等人(2017)还发现,自我批评与自伤的关系可能是双向的,一方面,自我批评可以激发自伤行为,另一方面,个体实施自伤之后,可能会导致更多朝向自我的负性情绪,从而使自我批评随时间的推移而升级,进而将自伤作为情感调节或自我惩罚的经常性手段。

然而,现有研究对自我批评和自伤之间联系的内在机制仍然缺乏深入的探讨,无法回答自我批评“怎样”(how)对青少年自伤行为起作用以及“在何种条件下”(when)起作用的关键问题。考虑到心理痛苦与自我批评和自伤之间都存在着相关性(Puckett et al., 2015Richmond et al., 2017),以及认知重评对心理痛苦具有显著的缓解作用(Fritz, 2020Voon et al., 2014a),本研究拟以心理痛苦为中介变量,认知重评为调节变量,进一步探讨自我批评与自伤的关系。

1.1 心理痛苦的中介作用

心理痛苦(psychache)最早由Shneidman(1993)提出,他认为,心理痛苦是一种由心理需要受阻或没有实现而引起的被羞辱、内疚、愤怒、孤独、绝望等包围的精神痛苦状态。研究表明,自我批评程度高的人通常会对自己采取严厉、轻蔑和敌意的态度,这常常使他们感到无能为力、沮丧和焦虑(Shahar et al., 2015),而这些负性情绪恰恰是心理痛苦的表现。Kawamura和Frost(2004)认为,那些进行过度批判性自我评估的个体常常会主动地将个体的痛苦信息隐藏起来。由于经常性地进行自我批评却无法找到解决方案,这可能更容易让人感到被问题压倒,从而恶化当前的困难情境,进而增加心理痛苦。

整合理论模型认为,情绪调节是自伤的主要功能(Nock, 2009),因此,自伤可以作为一种减少心理痛苦的有效策略。具体来讲,个体可以通过自伤来表达难以忍受的精神痛苦和难以言表的消极想法,进而实现情绪调节的目的。基于自我批评、心理痛苦和自伤之间的联系,心理痛苦可能是联结自我批评和自伤行为的中介变量。实证研究从两个方面支持了这一观点;一方面,自我批评被证明对心理痛苦有影响。例如,Puckett等人(2015)的研究证实,较高水平的自我批评会导致心理痛苦;另一方面,心理痛苦可能是自伤的一个重要风险因素。有研究表明,自我伤害的青少年报告了更高水平的主观痛苦(Baetens et al., 2015Nock & Favazza, 2009)。Richmond等人(2017)的研究发现,心理痛苦对青少年的自伤行为具有显著的直接效应。

1.2 认知重评的调节作用

认知重评(cognitive reappraisal)是一种先行关注策略(antecedent-focused strategy),主要通过对情绪事件的重新解释,改变情绪反应的轨迹(Gross & John, 2003)。研究表明,认知重评策略可以帮助个体以更加积极的方式理解使人产生挫折、生气、厌恶等负性情绪的事件,降低消极情绪的体验和行为表达(Aldao et al., 2010王玉龙等, 2020)。并且有证据显示,认知重评对自伤具有显著的保护作用,个体采用认知重评能够有效降低自伤的风险和严重程度(Johnson et al., 2016Voon et al., 2014a2014b王玉龙等, 2020)。

自我批评往往表现为消极的自我判断和自我评价,因此高自我批评者更容易产生心理痛苦和引发自伤行为(Kirtley et al., 2015),而认知重评作为一种有效的情绪调节策略,可以显著缓解自我批评对个体的负面影响(Doerig et al., 2014)。脑成像的研究证实了,当面对自我批评时,与认知重评策略有关的脑区会被激活,有效处理由自我批评产生的负性情绪。并且,与自我批评有关的右侧上额叶区域的活动与认知重评存在显著的负相关,表明了两种认知活动在脑区激活上的拮抗状态(Doerig et al., 2014)。善于使用认知重评策略的自我批评者往往会改变个体对情境事件的解释与评估,一方面,认知重评可以帮助个体改变对压力源重要性的看法,将其负面影响最小化;另一方面,认知重评可以帮助个体找出事件可能的积极后果,进而降低痛苦情绪的反应,这些痛苦情绪的减少进一步降低自伤的风险(Fritz, 2020)。一项实证研究支持了这一观点,研究者发现,在经历负性生活事件后,低认知重评的高中生更容易产生心理痛苦,也更倾向于通过自伤的方式缓解痛苦情绪(Voon et al., 2014a)。考虑到认知重评一般发生在情绪产生的早期(Buhle et al., 2014),并且对心理痛苦等消极情绪具有显著的缓解作用,我们认为认知重评可能在自我批评与心理痛苦之间起到调节作用。

因此,本研究拟基于Nock(2009)的整合理论模型,构建一个有调节的中介模型(图 1),探讨自我批评、心理痛苦、认知重评和自伤之间的关系。本研究提出以下两个假设,H1:心理痛苦在自我批评与自伤的关系中起中介作用;H2:认知重评在自我批评与心理痛苦的关系中起调节作用,具体来说,高水平的认知重评会减弱自我批评对心理痛苦的预测作用。

2 方法2.1 被试

本研究的被试来自两个样本,样本1为苏州市某所普通中学的学生,共发放问卷360份,回收有效问卷338份,有效率为93.9%。样本2为广东、河南、湖南、江苏、浙江等地多所中学的学生,共发放问卷625份,回收有效问卷576份,有效率为92.2%。两个样本的有效被试合计914人,本研究的分析对象为自伤平均分大于1的被试,共311人,占总人数的34.0%。其中,男生109人(35.0%),女生202人(65.0%);初一学生48人(15.4%),初二学生53人(17.0%),初三学生68人(21.9%),高一学生60人(19.3%),高二学生49人(15.8%),高三学生33人(10.6%);独生子女118人(37.9%),非独生子女193人(62.1%);城镇学生234人(75.2%),农村学生77人(24.8%)。被试的年龄在12岁到20岁之间,平均年龄15.34±1.54岁。

① 样本1和样本2中,有自伤行为的被试分别为123人和188人,自伤率分别为36.4%和32.6%。χ2检验表明,两个样本的自伤率不存在显著差异(χ2 = 1.34, df = 1, p = 0.25)。

2.2 研究工具2.2.1 情绪调节量表

采用由Gross(2002)编制的情绪调节量表中测量认知重评维度的6个题目,例如,“当我想感受一些积极的情绪(如快乐和高兴时),我会改变自己思考问题的角度”。该量表采用里克特5点计分:1表示“完全不符合”,5表示“完全符合”。计算所有题目的平均分后,得分越高表示认知重评水平越高。该量表在以往的研究中已得到广泛应用,具有较高的信度、效度(田雨馨等, 2018)。在本研究中,验证性因子分析(CFA)表明,单维模型对数据的拟合良好:χ2 = 22.30,df = 9,TLI = 0.93,CFI = 0.96,RMSEA = 0.069,SRMR = 0.036。此外,该量表在本研究中的合成信度为0.83(顾红磊等, 2014顾红磊, 温忠麟, 2017)。

2.2.2 自我批评量表

采用Bagby等人(1994)编制的简版抑郁体验问卷中的自我批评分量表中的8个题目,例如,“我常常觉得自己令人失望”。该量表采用里克特5点计分:1 = “完全不符合”,5 = “完全符合”。计算所有题目的平均分,得分越高表示自我批评水平越高。在以往关于自我批评的研究中,该量表表现出较好的心理测量学特征(Desmet et al., 2007)。在本研究中,验证性因子分析表明,单维模型对数据的拟合良好:χ2 = 53.88,df = 20,TLI = 0.92,CFI = 0.96,RMSEA = 0.074,SRMR = 0.038。此外,该量表在本研究中的合成信度为0.70。

2.2.3 心理痛苦量表

采用Holden等人(2001)编制、秦佑凤(2008)修订的心理痛苦量表测量青少年的心理痛苦水平。该量表包含13个项目,要求被试回答过去一周内,是否有过量表中所列举的想法,例如,“我感到心理上很痛苦”。量表采用里克特5点计分:1表示“从不”,2表示“几乎不”,3表示“有时”,4表示“经常”,5表示“总是”。计算所有题目的平均分,得分越高表示心理痛苦程度越严重,该量表广泛用于国内外有关心理痛苦的测量,具有较高的信度与效度(吴才智等, 2020)。在本研究中,验证性因子分析表明,单维模型拟合良好:χ2 = 230.78,df = 65,TLI= 0.90,CFI = 0.92,RMSEA = 0.091,SRMR = 0.044。此外,该量表在本研究中的合成信度为0.95。

2.2.4 自伤行为量表

采用You等人(2013)编制的自伤行为量表对被试的自伤行为进行测量。量表包括割伤自己、烧伤自己、咬伤自己、拳打自己以致瘀伤等7个项目。要求被试回答在过去6个月中发生量表中自伤行为的次数,1表示“0次”,2表示“1~2次”,3表示“3~5次”,4表示“6次或以上”。计算所有题目的平均分,得分越高表示自伤行为越严重。该量表在以往的研究中具有较好的信度和效度(Gu et al., 2020You & Lin, 2015)。在本研究中,验证性因子分析表明,单维模型拟合良好:χ2=51.72,df = 14,TLI = 0.92,CFI = 0.91,RMSEA = 0.093,SRMR = 0.056。此外,该量表在本研究中的合成信度为0.71。

2.3 程序

样本1由经过培训的心理学本科生担任主试,采用整群抽样法以班级为单位在教室里进行团体施测,测试结束,问卷当场统一回收。样本2采用方便抽样法通过问卷星发放问卷,首先由研究者将问卷链接发给具有心理学背景的中学老师,然后由老师转发到中学生的QQ群或微信群里,为学生讲解问卷的指导语和例题,邀请学生在线作答。所有问卷均采用不记名填写方式,要求被试真实、独立地作答每个题目。被试完成整套问卷大概需要10分钟。

2.4 数据分析

首先,使用SPSS 20.0对变量进行描述统计和相关分析。然后,使用Mplus 7.0检验心理痛苦在自我批评和自伤行为之间的中介效应,以及认知重评对心理痛苦的中介作用的调节效应。由于中介效应估计值通常不服从正态分布,因此构建5000个bootstrap样本,采用偏差校正的非参数百分位bootstrap方法对中介效应的置信区间进行估计。如果区间不包含0,说明中介效应显著;如果区间包含0,则说明中介效应不显著(Hayes, 2013)。在进行中介效应和有调节的中介效应分析之前,对人口学变量之外的其它变量进行标准化。

3 结果3.1 共同方法偏差的控制和检验

本研究收集的数据均来自被试的自我报告,因此可能存在共同方法偏差。为了减少这种偏差对研究结果的影响,在程序控制上,本研究设置了测谎题(“我从未使用过手机”),采用匿名方式进行测查,并且尽可能适当变换指导语、反应语句和计分方式。在统计上,采用单一的共同方法因子控制法对共同方法偏差进行检验。假定四个量表的所有题目同属一个因子,进行验证性因子分析。结果显示,单因素CFA模型对数据的拟合较差:χ2 = 2017.21,df = 495,TLI = 0.67,CFI = 0.69,RMSEA = 0.099,SRMR = 0.097。由此可见,在本研究中各个变量之间不存在严重的共同方法偏差。

3.2 各变量之间的相关

表 1列出了各个变量的平均数、标准差和皮尔逊积差相关矩阵。相关分析表明,自我批评、心理痛苦和自伤行为等变量之间呈显著正相关(r为0.17~0.57,p < 0.01),认知重评分别与自我批评、心理痛苦、自伤行为呈显著负相关(|r|为0.22~0.32,p < 0.001)。

此外,性别、是否独生子女均与心理痛苦呈显著正相关(r分别为0.16和0.11,p < 0.05),性别还和自我批评呈显著正相关(r为0.16,p < 0.01)。为了减少虚假效应和未分解效应对本研究结论的影响,将性别和是否独生子女作为控制变量进行后续分析(温忠麟, 2017)。

3.3 心理痛苦的中介作用检验

采用温忠麟和叶宝娟(2014a)推荐的中介效应分析流程检验心理痛苦的中介效应,结果如表 2所示:当控制了性别和是否独生子女后,自我批评显著正向预测自伤行为(b = 0.18,p < 0.05)和心理痛苦(b = 0.55,p < 0.001);当自我批评和心理痛苦同时预测自伤行为时,心理痛苦对自伤行为的正向预测作用显著(b = 0.45,p < 0.001),自我批评对自伤行为的直接预测作用不显著(b =-0.07,p > 0.05)。中介分析结果表明,心理痛苦在自我批评和自伤行为之间的中介效应为0.25,95%bootstrap置信区间为[0.16, 0.36]。因此,假设H1得到了证实。

3.4 认知重评对心理痛苦中介效应的调节作用检验

根据温忠麟和叶宝娟(2014b)的观点以及本研究的理论假设(图 1),检验认知重评对心理痛苦中介效应的调节作用,结果如图 2所示:自我批评(b=0.49, p < 0.001)和认知重评(b =-0.20, p < 0.001)对心理痛苦的预测作用显著,自我批评与认知重评的交互项对心理痛苦的预测作用也显著(b=-0.17, p < 0.001),交互作用的效果量(ΔR2)为0.05;心理痛苦对自伤行为的预测作用显著(b = 0.45, p < 0.001),自我批评对自伤行为的预测作用则不显著(b =-0.07, p > 0.05)。因此,假设H2得到了验证。

为了更清楚地解释自我批评与认知重评对心理痛苦的交互效应的实质,按照均值上下一个标准差的原则将认知重评分成高、低两组,绘制如图 3所示的调节效应图。简单斜率检验表明,对于认知重评较低的青少年而言,自我批评对心理痛苦的影响程度呈现出明显的上升态势(bsimple = 0.66, t = 8.14, p < 0.001);而对于认知重评水平较高的青少年而言,自我批评对心理痛苦的正向影响仍显著但影响程度有所下降(bsimple = 0.32, t = 5.60, p < 0.001)。

最后,计算不同认知重评水平下的条件间接效应(conditional indirect effects)(Hayes, 2013)。结果表明,当认知重评水平较低时,心理痛苦的中介效应为0.30(SE = 0.06, 95% CI[0.20, 0.42]);当认知重评水平较高时,心理痛苦的中介效应为0.15(SE = 0.04, 95% CI[0.09, 0.24])。并且,两种条件下中介效应的差值为-0.15(SE = 0.05, 95% CI[-0.26, -0.08]),达到了统计上的显著性水平。由此可见,心理痛苦的中介效应会随着认知重评取值的增加而显著减小,即认知重评在自我批评对自伤行为的间接影响中起缓冲作用。

4 讨论

青少年是自伤行为的高发人群,并且近年来青少年的自伤率有日渐上升的趋势(Rodham & Hawton, 2009)。因此,自伤已经成为危害青少年身心发展的重要公共卫生问题。本研究以中学生为研究对象,通过构建有调节的中介模型,综合考察了自我批评、心理痛苦和认知重评对自伤行为的影响。本研究发现,心理痛苦在自我批评与青少年自伤行为之间起到了中介作用,同时该过程受到了认知重评的调节。本研究的结果有助于理解青少年自伤行为的发生机制,对提高青少年的心理健康水平以及预防青少年的自伤行为提供指导性建议。

4.1 心理痛苦在自我批评和青少年自伤行为之间的中介效应

本研究的结果支持了假设H1,即心理痛苦在自我批评与青少年自伤行为之间具有中介作用,自我批评会通过增加心理痛苦水平从而间接增加自伤行为的发生。这一发现与前人的研究相一致(Baetens et al., 2012Ozdemir & Sagkal, 2019)。Ozdemir和Sagkal(2019)发现,自我批评程度高的青少年经历了更多的心理痛苦,而Baetens等人(2012)的研究表明,自伤是青少年发展过程中普遍存在的心理痛苦加剧的结果。

自我批评的青少年通常会进行自我憎恨,侧重于伤害和攻击自己的意志(Castilho et al., 2015)。随着时间的流逝,这些累积的不适应的感觉可能会使他们感受到压倒性的、无法控制的消极情绪,进而导致心理痛苦。此外,高自我批评的青少年往往很难表达或缓解内心的痛苦感受,他们可能会诉诸于自伤作为一种快速、有效和易于实施的应对方法(Nock, 2010)。根据体验回避模型(Experiential Avoidance Model),自伤有助于回避或者逃脱不愉快的情绪体验,从而表达难以言喻的想法和难以忍受的影响(Anderson & Crowther, 2012),还可以帮助个体重新获得希望的生活。

4.2 认知重评对心理痛苦中介效应的调节作用

本研究发现,认知重评可以显著调节心理痛苦在自我批评和自伤行为之间的中介效应。具体来讲,高水平的认知重评通过缓冲自我批评对心理痛苦的正向影响,进而减弱自我批评和自伤行为之间的间接效应。自伤的环境功能模型(Environmental Function Model)认为,认知信念是影响自伤的一个重要因素(Carr, 1977)。自我批评是一种负性的自我判断与自我评价,会对个体的心理健康、抑郁症状和痛苦程度产生显著的影响(Doerig et al., 2014),进而导致更多的自伤行为。认知重评作为一种常见的认知干预方法,可以有效对抗自我批评的不利影响。最近的脑成像研究表明,自我批评可以引起右侧上额叶区域的激活,而高水平的认知重评则可以显著降低这一区域的脑活动(Doerig et al., 2014)。

此外,认知重评的情绪调节模型认为,认知重评作为一种常见的情绪调节策略,可以在先行情绪调节阶段,帮助个体基于长期视角思考引发心理痛苦情境的重要性和意义,缓解压力源的负面影响(Goldin et al., 2008),或者帮助个体通过认知重评调整自我认知的判断和评价,找出事件可能的积极后果,从而改变对负性生活事件的看法来减轻自己的心理痛苦(Berking et al., 2012)。

4.3 研究意义和研究局限

本研究结果对预防和干预青少年自伤具有重要意义:一方面,应该注意自我批评和心理痛苦对青少年心理健康和行为模式的普遍影响。家长、教师和其他教育工作者应该帮助青少年建立和保持对自己的正确认识,及时对情绪调节困难的青少年进行心理辅导;另一方面,本研究发现,认知重评会通过缓冲自我批评和心理痛苦的关系进而降低青少年的自伤风险,这意味着心理健康教育工作者可以教授处于自伤风险中的青少年调节情绪的技巧。例如,正念认知疗法通过减少对消极情绪和反刍思维的注意,引导个体关注积极情绪,提升痛苦的耐受性,这些措施与策略和认知重评强调的关注事件的积极后果,降低痛苦情绪的反应具有一致性,可以用来预防和干预自伤行为,并且在实践中被证明是有效的(Rees et al., 2015)。

此外,本研究还存在一些局限,有待在以后的研究中进一步完善:首先,本研究所采用的问卷都是自陈量表,收集到的数据均来自青少年的自我报告。自伤行为有着不被社会接纳的污名化特点(Ross & Heath, 2002),因此自我报告可能存在主观性和可靠性等问题,未来的研究应通过家长、老师、同伴等多个来源收集数据;其次,尽管本研究构建的有调节的中介模型有助于理解自我批评、心理痛苦、认知重评和自伤之间的关系,但本研究本质上是相关研究,在未来的研究中可以使用纵向研究或临床干预研究进一步探讨变量之间的因果关系。

5 结论

(1) 在控制了性别和是否独生子女的影响后,自我批评可以显著正向预测青少年的自伤行为,心理痛苦在二者之间起中介作用。

(2) 自我批评通过心理痛苦对自伤行为的间接效应受到认知重评的调节,认知重评可以减弱自我批评对自伤行为的间接影响。

 

文章来源:《心理发展与教育》2022年 第38卷 第3期

作者:顾红磊, 丁仲羽, 夏天生, 王立昭

 


 

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