1 引言
非自杀性自伤(non-suicidal self-injury, NSSI, 简称自伤)是指个体在没有致死意图的情况下，使用如刀割、烧伤、严重抓伤等方式对身体组织进行直接和故意的破坏或改变，且不被社会认可的行为(Zetterqvist, 2015)。青少年时期是自伤的高发期，自伤检出率通常从约13岁起逐渐增加，并在17～19岁后逐渐下降(De Luca et al., 2023; Gillies et al., 2018)。一项覆盖41个国家和地区的Meta分析结果显示，青少年的自伤终生患病率为16.9%(Gillies et al., 2018)。并且中国青少年的自伤患病率呈现上升趋势(苟双玉 等, 2023)。自伤不仅是青少年自杀的重要预测因素，同时也是其他心理健康问题的风险因素(Calvo et al., 2022)。青少年自伤已成为亟需关注的公共卫生问题。
阶段−环境匹配理论指出，环境需要与个体发展的阶段相匹配。彼此关怀、温暖、信任的人际关系以及自己做决定和选择的权利，对青少年的身心健康发展具有重要的意义(Eccles & Midgley, 1989)。学校是青少年学习和生活的主要场所，学校生活占据了青少年大部分的时间，是仅次于家庭的重要生态系统(Bronfenbrenner, 1979)。校园氛围作为对学校系统的整体反映，其与青少年发展中的需要不匹配会影响青少年的情绪和行为，致使自伤发生(李董平 等, 2015; Madjar et al., 2017)。前人研究中初步验证校园氛围与青少年自伤的关系，但其中的作用机制尚不清晰。自我同情作为积极心理学中的重要概念，是青少年自伤的保护因素(Neff et al., 2007; Yang et al., 2023)。从积极心理学的视角探讨校园氛围对自伤的作用机制，了解校园氛围如何影响自我同情进而影响自伤，对预防青少年自伤具有重要意义。
校园氛围是指学校中被成员所体验并对其行为产生影响的、相对持久而稳定的环境特征(Jia et al., 2009)，包含教师支持、同学支持和自主机会三个方面。自我决定理论(self-determination theory, SDT)认为自主性、胜任感和归属感是基本心理需要。良好的校园氛围具有更多的教师支持，为学生提供情绪支持和信息保障，给予学生更多的自主机会，培养其胜任感(Hombrados-Mendieta et al., 2012; Madjar et al., 2017)。同时，良好的校园氛围具有更多的同学支持，能够增强学生对学校的归属感(Hamm & Faircloth, 2005; Payne et al., 2024)。因此，良好的校园氛围可以满足这三种基本心理需要，提高其主观满意度和幸福感，减少自伤的产生(Kleinkorres et al., 2023; Zhou et al., 2024)。不良的校园氛围可能是影响青少年自伤的潜在危险因素，已有研究发现不良的教师支持和同伴关系可以正向预测青少年自伤(Madjar et al., 2017; Steinhoff et al., 2023; van Geel et al., 2014)。因此，本研究提出假设1：校园氛围对青少年自伤有显著负向影响。
自伤的体验回避理论认为，个体倾向于使用自伤等不恰当的行为来缓解负面情绪体验(Chapman et al., 2006)。自我同情是个体情绪的潜在保护性因素，能够预测和降低负面情绪的程度(Braun et al., 2016; Raes, 2011)。自我同情是指个体面对自己的失败和不足时以开放和友善的态度对待自己而不是自我批评，能正视自己的痛苦和情绪而不是逃避或者沉溺其中，并意识到自己的遭遇是人类共同经历的一部分，它包括自我宽容、普遍人性和正念三部分(Neff, 2023)。前人研究发现，支持性社会关系有利于自我同情的形成和发展(Jiang et al., 2017; Lathren et al., 2021)，教师支持和同学支持作为重要的社会支持，为个体满足基本心理需要提供途径，使个体自我同情得到提升。积极自我同情能够减少不良情绪，降低自伤发生(Neff & Germer, 2013)。与之相反，不良的校园氛围可能提示不良的教师和同学关系，导致青少年采取更多的自我批评而非自我同情(Kopala-Sibley et al., 2013; Neff, 2023)，从而使基本心理需要受挫，进而导致个体产生自伤(Robillard et al., 2024)。因此，本研究提出假设2：自我同情在校园氛围与青少年自伤关系中起中介作用。
校园氛围通过自我同情影响自伤，这种中介作用有可能受到其他因素的调节。其中，缺乏心理健康知识，不能正确识别心理疾病，主观上不愿意寻求帮助，也即心理健康素养不足，是青少年自伤的重要影响因素(Huang et al., 2019; Wang et al., 2022; Zhang et al., 2016)。心理健康素养是指个体在促进自身及他人心理健康，应对自身及他人心理疾病方面所养成的知识、态度和行为习惯(江光荣 等, 2020)。心理健康素养可以显著负向预测青少年的自伤(Zhang et al., 2016)。Bjørnsen等人(2019)发现心理健康素养与心理健康显著正相关，高心理健康素养的个体具有更充分的心理健康知识，从而提高幸福感并减少自杀风险(张萌 等, 2020)；在心理健康求助态度上，相对于低心理健康素养的个体，高心理健康素养的个体具有更主动地寻求心理健康问题帮助的意愿(Ratnayake & Hyde, 2019)，也更具备主动向专业人士求助的能力(Jorm, 2000)，从而减少心理问题带来的负面影响。而低水平的心理健康素养是自伤的维持因素。自伤可以看作是自伤者对外界信息进行“不正确”的加工(鲁婷 等, 2019)，存在自伤的个体心理障碍辨别能力(心理健康素养的一个方面)不足，不能够正确识别自伤、意识到自伤的危害，导致缺乏对外求助的意识和动机。综上可以推测，不良的校园氛围可能会导致青少年出现自伤，高心理健康素养的青少年可以有效识别这种不良行为，同时也能够自主寻求他人帮助，从而减少自伤。而低心理健康素养的青少年则难以识别和主动求助，进而维持甚至加剧自伤。因此，本研究提出假设3：心理健康素养可能在校园氛围对青少年自伤的影响路径中起调节作用。青少年的自我同情影响其自伤(Suh & Jeong, 2021)，这种影响可能受到心理健康素养的调节。低自我同情的个体更容易产生自我批评和反刍，从而产生更多的负面情绪(Kopala-Sibley et al., 2013; Werner et al., 2019)。根据情绪级联模型理论，这种负面情绪会通过反刍不断循环，最终导致青少年采用自伤来终止情绪级联过程(尹慧芳 等, 2022)。高心理健康素养的个体则更擅于通过情绪表达来寻求帮助(Günaydin, 2024)，这种能力使个体更可能用合理的方式替代自伤来终止情绪级联。因此，本研究提出假设4：心理健康素养可能在自我同情对青少年自伤的影响路径中起调节作用。
综上所述，本研究提出一个有调节的中介模型，拟探讨校园氛围对青少年自伤的影响，及自我同情起到的中介作用和心理健康素养起到的调节作用(见图1 )，以期为预防和减少青少年自伤提供理论指导。
2 研究方法
2.1 被试
采用分层整群抽样的方法从福建省三所中学抽取2409名中学生实施问卷调查，剔除无效问卷，回收有效问卷1894份。其中男生973人，占比51.37%；女生921人，占比48.63%。初一286人，初二232人，初三235人，高一367人，高二424人，高三350人，平均年龄为15.46±1.81岁。
2.2 研究工具
2.2.1 青少年自我伤害行为问卷
采用冯玉(2008)修订的青少年自我伤害行为问卷。该问卷共19道题，包括自伤次数和伤害程度两个平行配对的部分，自伤次数划分为四个等级：0次、1次、2～4次、5次以上，分别计为0～3分；伤害程度划分为五个等级：无、轻度、中度、重度、极重度，分别计为0～4分。将每道题目自伤次数和伤害程度得分相乘，所得乘积再求和即为自伤总分，总分越高，表示被试的自伤程度就越重。本研究中，该问卷的Cronbach’s α系数为0.91。
2.2.2 校园氛围感知量表
采用由Jia等人(2009)基于两份信效度较高的校园氛围量表修订的校园氛围感知量表。该量表共25道题，包含教师支持、同学支持和自主机会三个维度，每个项目均采用Likert 4点计分，总分越高，表示个人感知到的校园气氛越积极。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.90，验证性因素分析结果表明量表结构效度良好(χ2/df=3.98, CFI=0.93, TLI=0.91, RMSEA=0.06, SRMR=0.05)。
2.2.3 自我同情量表
采用由宫火良等人(2014)修订的中文版的自我同情量表。该量表共12道题，包含自我宽容、普遍人性和正念三个维度，采用Likert 5点计分，1代表“没有”，5代表“总是”，总分越高，表示自我同情水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.79，验证性因素分析结果表明量表结构效度良好(χ2/df=4.45, CFI=0.94, TLI=0.92, RMSEA=0.06, SRMR=0.05)。
2.2.4 心理健康素养问卷
采用由杨宗升(2015)修订的中学生结构式心理健康素养问卷。该问卷包含六个维度，共20道题，采用Likert 5点计分，1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”，总分越高，表示心理健康素养越好。本研究中该问卷的Cronbach’s α系数为0.92，验证性因素分析结果表明量表结构效度良好(χ2/df=5.39, CFI=0.94, TLI=0.93, RMSEA=0.07, SRMR=0.08)。
2.3 数据处理
数据采用SPSS25.0进行描述性统计、相关分析和分层回归，并采用PROCESS3.5进行中介效应和调节效应的检验。采用Mplus8.3进行验证性因素分析。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法对共同方法偏差进行检验。结果表明，特征值大于1的因子共有18个，且第一个因子的解释率为17.33%，远小于40%的临界标准，表明本研究不存在明显的共同方法偏差。
3.2 各变量的描述性统计及相关
各变量的均值、标准差和相关系数见表1 。自伤与校园氛围、自我同情、心理健康素养显著负相关；校园氛围与自我同情、心理健康素养显著正相关；自我同情与心理健康素养显著正相关。
表1 描述性统计及相关矩阵 |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 1.性别 | |||||||
| 2.年级 | 0.01 | ||||||
| 3.自伤 | 3.47 | 9.61 | 0.06** | −0.13*** | |||
| 4.校园氛围 | 70.82 | 11.10 | 0.00 | −0.03 | −0.24*** | ||
| 5.自我同情 | 39.51 | 7.26 | −0.11*** | 0.01 | −0.30*** | 0.42*** | |
| 6.心理健康素养 | 21.41 | 3.37 | 0.02 | −0.02 | −0.26*** | 0.42*** | 0.49*** |
注：性别为虚拟变量，男=1，女=2；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 校园氛围对自伤的影响
采用分层回归分析，在控制性别和年级的前提下，考察校园氛围对自伤的影响。结果(表2 )显示，校园氛围对自伤有显著的负向预测作用(β=−0.24, p<0.001)。
表2 校园氛围对自伤的回归分析 |
| 自伤 | |||||
| β | SE | F | 调整R2 | ||
| 第一步 | 性别 | 0.06** | 0.05 | 20.89*** | 0.02 |
| 年级 | −0.13*** | 0.01 | |||
| 第二步 | 性别 | 0.06** | 0.04 | 54.37*** | 0.08 |
| 年级 | −0.14*** | 0.01 | |||
| 校园氛围 | −0.24*** | 0.02 | |||
3.4 校园氛围与自伤的关系：有调节的中介模型检验
采用方差膨胀因子(VIF)进行变量多重共线性检验，结果显示，各变量的方差膨胀因子最大值为1.44，均值为1.24，均显著小于检验临界值10，因此各变量间不存在严重的多重共线性问题。采用Hayes编制的SPSS宏中的Model 4进行自我同情的中介效应检验。结果(表3 、表4 )表明，在控制青少年的性别和年级后，校园氛围对青少年自伤(β=−0.14, t=−5.95, p<0.001)的直接路径系数显著，直接效应值为−0.14，Bootstrap 95%的置信区间为[−0.19, −0.10]。校园氛围对自我同情(β=0.43, t=20.56, p<0.001)以及自我同情对自伤(β=−0.23, t=−9.70, p<0.001)的路径系数均显著，中介效应值为−0.10，Bootstrap 95%的置信区间为[−0.13, −0.07]。因此，自我同情在校园氛围对青少年自伤的影响中起部分中介作用。
表3 自我同情在校园氛围与自伤之间关系的中介模型检验 |
| 预测变量 | 自伤 | 自我同情 | 自伤 | ||||||||
| β | SE | t | β | SE | t | β | SE | t | |||
| 性别 | 0.06 | 0.04 | 2.93** | −0.11 | 0.04 | −5.25*** | 0.04 | 0.04 | 1.81 | ||
| 年级 | −0.14 | 0.01 | −6.36*** | 0.02 | 0.01 | 1.08 | −0.14 | 0.01 | −6.28*** | ||
| 校园氛围 | −0.24 | 0.02 | −10.90*** | 0.43 | 0.02 | 20.56*** | −0.14 | 0.02 | −5.95*** | ||
| 自我同情 | −0.23 | 0.02 | −9.70*** | ||||||||
| F | 54.44*** | 149.84*** | 66.39*** | ||||||||
| R2 | 0.08 | 0.19 | 0.12 | ||||||||
表4 总效应、直接效应及中介效应分解表 |
| 效应值 | Boot标准误 | BootCI下限 | BootCI上限 | 相对效应值(%) | |
| 中介效应 | −0.10 | 0.02 | −0.13 | −0.07 | 41.09 |
| 直接效应 | −0.14 | 0.02 | −0.19 | −0.10 | 58.91 |
| 总效应 | −0.24 | 0.02 | −0.28 | −0.20 | 100.00 |
其次，采用SPSS宏中的Model 15对有调节的中介模型进行检验。在控制性别和年级的情况后，以自我同情为中介模型，检验结果见表5 。将心理健康素养放入模型后，自我同情与心理健康素养对自伤的交互作用显著(β=0.15, t=6.70, p<0.001)，校园氛围与心理健康素养对自伤的交互作用显著(β=0.08, t=3.81, p<0.001)，说明心理健康素养调节了自我同情对自伤及校园氛围对自伤的影响。
表5 校园氛围与自伤以及自我同情与自伤之间有调节的中介效应分析 |
| 预测变量 | 自我同情 | 自伤 | |||||
| β | SE | t | β | SE | t | ||
| 性别 | −0.22 | 0.04 | −5.25*** | 0.09 | 0.04 | 2.21* | |
| 年级 | 0.01 | 0.01 | 1.08 | −0.07 | 0.01 | −5.85*** | |
| 校园氛围 | 0.43 | 0.02 | 20.59*** | −0.13 | 0.02 | −5.37*** | |
| 自我同情 | −0.17 | 0.03 | −6.91*** | ||||
| 心理健康素养 | −0.16 | 0.02 | −4.65*** | ||||
| 校园氛围× 心理健康素养 | 0.08 | 0.02 | 3.81*** | ||||
| 自我同情× 心理健康素养 | 0.15 | 0.02 | 6.70*** | ||||
| F | 149.84*** | 60.58*** | |||||
| R2 | 0.19 | 0.18 | |||||
为了更好地解释有调节的中介模型，将心理健康素养按照加减一个标准差分成高心理健康素养和低心理健康素养两组，采用简单斜率检验考察心理健康素养在自我同情对自伤、校园氛围对自伤中的影响。具体的调节效应如图2 和图3 所示。结果表明，对低心理健康素养个体而言，校园氛围越差，其自伤越严重(β=−0.21, t=−6.45, p<0.001)，在高心理健康素养组中不显著(β=−0.05, t=−0.03, p>0.05)；对低心理健康素养个体而言，自我同情水平越低，其自伤越严重(β=−0.32, t=−9.98, p<0.001)，在高心理健康素养组中不显著(β=−0.26, t=−0.75, p>0.05)。
4 讨论
4.1 校园氛围与青少年自伤的关系
本研究发现，校园氛围对青少年自伤具有负向预测作用，即青少年感知校园氛围越好，出现自伤的概率也就越低，该结果与前人研究一致(Kidger et al., 2015)。自伤的动机−意志整合模型(integrated motivational-volitional model, IMV)指出，不稳定、不安全的社会环境以及低水平的社会支持都会导致个体产生自伤(O’Connor et al., 2012)。在本研究中，校园氛围包含了教师支持、同学支持和自主机会，良好的校园氛围能够为青少年提供一个安全的环境，青少年在彼此信任、关爱和相互支持的环境中既可以建立起支持性的同伴和教师关系(Moore et al., 2018)，也可以在这种支持性的环境中进行友善的竞争以获得学业成就(Payne et al., 2024)，这种稳定安全的校园环境和社会支持，降低了青少年采取自伤行为的可能性。此外，良好的校园氛围可以满足青少年的基本心理需要，包括归属感、自主性和胜任感(Zumbrunn et al., 2014)。当基本心理需要得到满足时，个体就会朝着积极、健康的方向发展，提高其主观满意度和幸福感，同时减少自伤(吴才智 等, 2018; Kleinkorres et al., 2023; Zhou et al., 2024)。因此，本研究再次证明了校园氛围对自伤的积极作用。
4.2 自我同情的中介作用
本研究发现，自我同情在校园氛围对青少年自伤影响中起部分中介作用。这说明，校园氛围既可以通过直接路径影响自伤，也可以通过自我同情这一间接途径对自伤产生影响。首先，校园氛围可以影响自我同情。良好的校园氛围能够满足个体的基本心理需要，进而提高其心理韧性，并促使其表现出更多的建设性反应和更少的破坏性反应，接纳自己的处境，促进青少年自我同情的形成(黄亚娟 等, 2023; Payne et al., 2024)。其次，自我同情能够减少个体自伤的产生。研究表明，负性生活事件产生的不良情绪会导致自伤的产生(Ammerman et al., 2018; Hughes et al., 2019)。自我同情水平较高的青少年有很强的接纳性和社会支持，能够有效感受到在学校中受尊重被支持的情感体验，可帮助青少年缓冲或阻止负面生活事件的消极影响(Crocker & Canevello, 2008)，从而降低自伤的发生。同时根据情绪应对理论，自我同情是一种积极的情绪调节技巧，能在个体面对压力情境时转变情绪状态，促使自身情绪状态向好的方面转化(Shahin et al., 2021)。本研究进一步解释了校园氛围不仅会对自伤产生影响，而且会通过自我同情间接对自伤产生影响。创造良好的校园氛围有助于提高个体的自我同情水平，进而预防和降低自伤的发生。
4.3 心理健康素养的调节作用
本研究还探讨了青少年心理健康素养在校园氛围与自伤、自我同情与自伤之间的关系。研究结果显示，心理健康素养能够在校园氛围与自伤、自我同情与自伤之间发挥调节作用。具体表现为在高心理健康素养组中，校园氛围和自我同情对自伤预测均不显著，高心理健康素养的个体能更好地面对不良校园氛围和低自我同情水平带来的消极影响，减少自伤的产生。而低心理健康素养组的个体，在面对不良校园氛围和低自我同情时则放大了这种消极影响，存在更多的自伤次数和更高的自伤严重程度。高心理健康素养的个体能够采用积极的应对方式寻求到更多的社会支持(Jung et al., 2017)，具有更主动地寻求心理健康问题方面帮助的意愿和能力(Jorm, 2000; Ratnayake & Hyde, 2019)，也具备更多心理健康知识以降低负面情绪的影响，提升幸福感(张萌 等, 2020)。因此，高心理健康素养的青少年在面对不良的校园氛围时，可以通过主动求助或采取更合理的方式来处理不良校园氛围引起的负面情绪，减少自伤的产生。同理，高心理健康素养也能减轻低水平自我同情对青少年自伤的影响。本研究结果表明，同时具有低自我同情和低心理健康素养的个体存在更严重的自伤。低自我同情的个体易产生孤立感、自我苛责和过度认同，会导致个体使用消极的防御方式对待负面情绪，根据情绪级联模型，这种负面情绪会通过反刍不断循环(卞小华, 2019; 尹慧芳 等, 2022; Poudel et al., 2022)。低心理健康素养的个体难以觉察自身存在的心理健康问题，容易通过不合理的方式表达情绪，因此难以打断情绪级联过程，最终发展为自伤。高心理健康素养的个体则更擅于通过情绪表达来寻求帮助(Günaydin, 2024)，即使存在孤立感、自我苛责和过度认同等低自我同情的表现，他们也可以通过情绪表达来替代自伤，帮助个体缓解消极情绪带来的痛苦(王玉龙 等, 2017)，或通过情绪表达来寻求帮助，以获得更多的社会支持，从而满足其基本心理需要，缓解负面情绪带来的影响，减少自伤的产生。
4.4 研究意义与不足
本研究通过构建有调节的中介模型发现，校园氛围可以通过自我同情影响自伤，心理健康素养是校园氛围和自我同情影响自伤的保护因素。本研究基于学校层面，探讨青少年自伤的风险因素和保护因素，为学校开展青少年心理健康教育提供实证支持。学校通过创造良好的校园氛围，以及提升学生心理健康素养，有助于提高学生的积极心理品质，减少自伤的发生。此外，本研究具有一定的理论价值，从积极心理学的视角探讨了校园氛围影响自伤的机制，并且通过有调节的中介模型探讨了心理健康素养的保护作用，为降低青少年自伤提供理论指导。但本研究还存在几点不足，第一，本研究的数据均采用自我报告，未来的研究可以从多个信息源如教师、同伴等收集数据，进一步检验结论的稳定性。第二，横断研究难以得到因果关系，未来可设计追踪研究和实验研究进行深入探索。第三，校园氛围受多方面因素影响，在未来的研究中可以进一步探索校园建设如何为学生提供更好的校园氛围，从而减少青少年自伤。
5 结论
校园氛围显著负向预测青少年自伤，自我同情在校园氛围与青少年自伤之间起部分中介作用。校园氛围及自我同情对自伤的影响，均受到心理健康素养的调节。高心理健康素养是不良校园氛围和低自我同情影响自伤的保护因素，而低心理健康素养加剧了不良校园氛围和低自我同情对自伤的影响。