1 引言
自杀是严重的公共卫生问题，全球范围内每年有70多万人死于自杀(WHO, 2021)。自杀意念是自杀的早期心理活动，指个体通过自杀结束生命的想法、计划和愿望，是预测个体自杀的重要因子(Hemming et al., 2019)。自杀意念发生率在青春期早期上升，并在青春期中期达到峰值(Zhao & Wang, 2023)。初中生正处于关键的青春期阶段，对外界环境的变化尤为敏感，易受环境中的危险因素影响而产生自杀意念(王秋英 等, 2022)。目前的研究多是考察单一或少数风险因素对初中生自杀意念的影响(李玉芹 等, 2024; Waraan et al., 2021)，无法揭示跨系统风险因子的协同恶化效应。同时，累积生态风险通过侵蚀初中生的积极心理健康状态加剧自杀意念的中介机制尚缺乏实证检验。基于此，本研究在社会生态系统理论的指导下，运用累积生态风险模型，系统探究家庭、学校、社区和同伴等风险因素的累积对初中生自杀意念的影响，以及积极心理资本和个人成长主动性在其中的链式中介作用，以期更全面地揭示初中生自杀意念产生的内在机制。
大量实证研究发现，父母教育(Kim et al., 2020)、亲子关系(Waraan et al., 2021)、同伴关系(Chen et al., 2020)、社区关系(Allen & Goldman-Mellor, 2018)以及学校联结(李玉芹 等, 2024)等均是影响初中生自杀意念的风险因素。然而，以往这些研究多集中于单一或少数风险因素，较少关注多种生态风险因素的累积效应。
根据社会生态系统理论，生态系统中的各个风险因素并非独立起作用，而是相互影响(Bronfenbrenner & Morris, 1998)。累积生态风险模型认为，个体面临的风险因素会相互累积和叠加，从而对个体的发展产生影响(Appleyard et al., 2005)。个体自杀意念受到多种风险因素的影响，随着这些风险因素在不同层面上的累积，个体产生自杀意念的可能性也会增加(崔爱琳, 张珊珊, 2024)。因此，相比于单一风险因素，累积生态风险更可能预测个体的自杀意念。社会生态系统理论的同现性也表明多种风险因素之间的相互作用会对个体发展造成更严重的伤害，从而增加自杀意念的可能性(Yan & Gai, 2022)。初中生的心理资源管理和应对策略尚未完全成熟，难以有效应对复杂的生态风险，因此这种多重风险的叠加效应尤为显著(徐文明 等, 2020)。据此，本研究提出假设1：初中生累积生态风险正向预测自杀意念。
积极心理资本指个体在发展历程中形成的心理优势系统，其核心维度包括自我效能、乐观、坚韧和希望(Luthans et al., 2004)。根据资源保存理论(Hobfoll, 2001)，个体在面对压力时，依赖于心理资源来应对挑战，而积极心理资本正是个体压力应对的关键心理资源。研究表明，积极心理资本能够通过维持青少年的心理弹性与适应性行为来应对环境中的风险因素(Hong et al., 2023)。然而，当个体长期暴露于累积生态风险时，可能会引发资源丧失螺旋效应，即这些生态风险因素的累积会逐渐消耗个体的积极心理资本，导致个体在面对新的压力和挑战时更加脆弱，进而加速资源流失，最终陷入心理崩溃的极端状态，促使个体产生自杀意念(Liu et al., 2023)。此外，积极心理资本水平的下降，不仅会降低个体的心理弹性、情绪调节能力和社会支持，还会影响其理性的行为和决策，从而进一步增加自杀意念产生的风险(Brüdern et al., 2022)。基于此，本研究提出假设2：积极心理资本在初中生累积生态风险和自杀意念之间起中介作用。
个人成长主动性指积极地进行个人成长的认知和行为倾向，能够帮助个体在面对逆境时主动寻求成长机会，增强应对能力(Robitschek et al., 2012)。一方面，青少年的个人成长主动性受家庭因素(Gan et al., 2022)、个人因素(Mason, 2019)、同伴因素(Chen et al., 2020)等的影响。家庭冲突、童年遭受暴力、父母忽视等风险的累积会对个人成长主动性造成损害(徐文明 等, 2020)。另一方面，个人成长主动性与个体的自杀意念呈负相关关系(Robitschek et al., 2022)。自我决定理论认为，个体的行为动机受到自主性、胜任力和归属感三大基本心理需求的驱动(Deci & Ryan, 2000)。个人成长主动性较差的个体往往表现出较低的应对技能，可能会出现反复失败、社会孤立等状况，导致自主性、胜任力和归属感三大基本需求无法得到满足，进而难以将成长目标内化为自我认同的价值观(Slemp et al., 2024)。此类个体容易停留在被动应对模式，倾向于采用自我责怪、情绪压抑等消极策略应对生活中的挑战和变化，这将进一步加剧“自主性丧失”与“人际剥离”的认知偏差，致使个体逐渐失去希望，进而产生自杀意念(张雨菲, 2024)。据此，本研究提出假设3：个人成长主动性在初中生累积生态风险和自杀意念之间起中介作用。
自杀行为的动机−意志整合模型将个体自杀行为的发展过程分为三个阶段：前动机阶段、动机阶段和意志阶段(O’Connor & Kirtley, 2018)。前动机阶段整合了自杀意念产生的背景和易感因素，涵盖遗传、认知脆弱性、环境影响和生活压力事件等多维度风险源。这些风险因素的协同累积效应构成了个体面临的长期压力源，不仅增加了个体的心理脆弱性，还通过侵蚀个体的积极心理资本，削弱其压力应对的适应性资源(马文燕 等, 2023)。在动机阶段，挫败感和困境感被认为是导致自杀意念产生的核心因素(O’Connor & Kirtley, 2018)。前动机阶段多种风险因素的累积会导致积极心理资本各维度的渐进性耗损，进而易使个体陷入“困境锁定”认知，阻碍了个人成长主动性的发展，最终催化个体的绝望情绪并强化其自杀意念(Luthans et al., 2006)。已有研究发现，低积极心理资本个体的认知行为系统呈现典型功能失调：自我效能缺失削弱问题解决动机，乐观匮乏导致负性事件归因偏差(李美华, 余彩云, 2019)。这些功能失调会引发个体成长主动性衰退与社会参与规避，形成“资源丧失−行为抑制”的恶性循环。据此，本研究提出假设4：积极心理资本和个人成长主动性在累积生态风险和自杀意念之间起链式中介作用。
2 研究方法
2.1 被试
本研究采用整群抽样法，在山东省三所初中的初一、初二和初三年级选择若干班级作为抽样单位，共选择了1178名初中生作为被试，剔除漏答问题较多、未按问卷指示作答和规律性作答的无效问卷后，最终获得有效数据1176份。其中初一学生397名，初二学生443名，初三学生336名。全体被试年龄范围为11～16岁，平均年龄为13.30岁(SD=0.94岁)。其中，女生589人(50.09%)，男生587人(49.91%)；留守学生105人(8.93%)，非留守学生1071人(91.07%)；父母婚姻状况中丧偶15人(1.28%)，离婚90人(7.65%)，关系不和11人(0.94%)，关系一般132人(11.22%)，关系和谐928人(78.91%)；班干部282人(23.98%)，非班干部894人(76.02%)。本研究通过济南大学伦理委员会的批准。所有被试均知情同意并得到其监护人的知情同意。
2.2 研究工具
2.2.1 累积生态风险系列问卷
根据以往有关累积生态风险的研究，建立初中生的累积生态风险模型，构建累积生态风险指数。具体方法为首先对各种风险因素的分数进行二分编码，风险界定为有风险的编码为1，无风险的编码为0，然后将所有二分编码的得分相加，从而得出累积生态风险指数。本研究累积生态风险采用的问卷有：(1)父母受教育程度：参照鲍振宙等人(2014)的研究，共有3个项目，测量父母及其主要抚养人的受教育程度。采用5点计分的方法。(2)经济困难：采用王建平等人(2010)编制的家庭经济压力问卷进行测量，共有4个项目。采用5点计分的方法。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.85。(3)亲子关系、父母关系：采用修订后的亲子与父母关系问卷，共有9个项目，包括社会关系网络问卷(Furman & Buhrmester, 1985)中评估亲子关系的7个项目以及有关父母关系的2个项目，分别对亲子关系与父母关系进行测量。采用5点计分的方法。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.79。(4)社区安全：参照李董平等人(2016)使用的社区安全项目进行评估，共有3个项目。采用5点计分的方法。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.73。(5)同伴支持：采用姜乾金(1999)编制的领悟社会支持量表中的领悟朋友支持分量表进行测量，共有3个项目。采用7点计分的方法。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.83。(6)学校联结：采用Resnick等人(1997)编制的学校联结问卷进行总体评价，包含4个项目。采用7点计分的方法。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.81。(7)生活事件：采用Li等人(2012)编制的青少年生活事件问卷进行测量，共20个项目。采用6点计分的方法。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.91。
2.2.2 积极心理资本问卷
选用张阔等人(2010)编制的积极心理资本问卷，共包含26个项目。采取7点计分，“完全不符合”至“完全符合”依次为1～7分。分数越高，表示个体的积极心理资本水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.92。
2.2.3 个人成长主动性量表
采用Robitschek等人(2012)编制的个人成长主动性量表第二版，包含16个条目。采用5点计分，“非常不符合”至“非常符合”依次为1～5分。分数越高，表示个体的个人成长主动性水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.97。
2.2.4 自杀意念量表
采用王学志等人(2011)修订的青少年自杀意念量表，包含14个题项。采取5点计分，“从未如此”至“一直如此”依次为1～5分。分数越高，表示个体的自杀意念水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.92。
2.3 统计分析
使用SPSS23.0进行共同方法偏差检验、描述统计、相关分析和多元线性回归分析。采用Hayes(2013)编制的PROCESS宏程序分析中介效应。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
本研究利用Harman单因子检验对收集的数据进行了统计分析。分析结果表明，存在16个初始特征值大于1的因子，第一个因子方差贡献率为28%，低于40%的阈值，表明本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2 初中生自杀意念的人口统计学差异
对初中生自杀意念的人口统计学数据进行分析(见表1 )，结果表明，女生自杀意念的得分(2.10±0.78)显著高于男生(1.95±0.78)，p<0.01，留守初中生的自杀意念得分(2.39±0.92)显著高于非留守初中生(1.99±0.76)，p<0.001，非班干部学生的自杀意念得分(2.05±0.78)显著高于班干部学生(1.93±0.79)，p<0.05。父母婚姻状况不同，初中生自杀意念的得分存在差异，p<0.001。在后续的回归分析中将性别、是否留守、父母婚姻状况、是否为班干部纳为控制变量对数据进行分析。
表1 初中生自杀意念的人口统计学差异 |
| 变量 | 人数 | M±SD | t/F | LSD事后检验 | |
| 性别 | 男 | 587 | 1.95±0.78 | −3.27** | |
| 女 | 589 | 2.10±0.78 | |||
| 年级 | ①初一 | 397 | 1.98±0.73 | 2.63 | |
| ②初二 | 443 | 2.00±0.78 | |||
| ③初三 | 336 | 2.11±0.84 | |||
| 生源地 | 农村 | 1072 | 2.02±0.78 | −0.21 | |
| 城镇 | 104 | 2.04±0.80 | |||
| 是否为独生子女 | 是 | 196 | 2.07±0.82 | 0.86 | |
| 否 | 980 | 2.01±0.78 | |||
| 是否留守 | 是 | 105 | 2.39±0.92 | 5.10*** | |
| 否 | 1071 | 1.99±0.76 | |||
| 父母婚姻状况 | ①丧偶 | 15 | 2.08±0.63 | 21.06*** | ③>①, ④, ⑤ ②, ④>⑤ |
| ②离婚 | 90 | 2.43±0.90 | |||
| ③关系不和谐 | 11 | 2.85±1.49 | |||
| ④关系一般 | 132 | 2.38±0.72 | |||
| ⑤关系和谐 | 928 | 1.92±0.74 | |||
| 是否为通校生 | 是 | 437 | 2.01±0.82 | −0.32 | |
| 否 | 739 | 2.03±0.76 | |||
| 是否为班干部 | 是 | 282 | 1.93±0.79 | −2.20* | |
| 否 | 894 | 2.05±0.78 | |||
| 合计 | 1176 | 2.02±0.78 | |||
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 描述统计与相关分析
相关分析结果显示(见表2 )，年龄与自杀意念显著正相关，在后续的中介分析中将其视为控制变量。累积生态风险与自杀意念显著正相关，与积极心理资本、个人成长主动性显著负相关；积极心理资本与个人成长主动性显著正相关，与自杀意念显著负相关；个人成长主动性与自杀意念显著负相关。
表2 各变量间的描述统计与相关矩阵(n=1176) |
| M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | |
| 1.年龄(岁) | 13.30 | 0.95 | ||||
| 2.累积生态风险 | 0.67 | 0.65 | 0.06* | |||
| 3.积极心理资本 | 4.67 | 1.04 | −0.05 | −0.24*** | ||
| 4.个人成长主动性 | 3.75 | 0.91 | −0.07* | −0.18*** | 0.71*** | |
| 5.自杀意念 | 2.02 | 0.78 | 0.09** | 0.23*** | −0.70*** | −0.67*** |
3.4 积极心理资本和个人成长主动性的中介分析
采用SPSS的PROCESS宏程序插件，用Bootstrap抽样的方法(重复5000次取样)对模型6链式中介进行验证。以累积生态风险为自变量，自杀意念为因变量，以积极心理资本和个人成长主动性为中介变量，以性别、年龄、是否留守、父母婚姻状况、是否为班干部为控制变量。
结果表明，整个回归方程显著，R2=0.11，F(6, 1169)=23.50，p<0.001。累积生态风险显著正向预测自杀意念(β=0.06, p<0.01)；累积生态风险显著负向预测积极心理资本(β=−0.19, p<0.001)，对个人成长主动性的预测作用不显著(β=−0.01, p>0.05)；积极心理资本显著负向预测自杀意念(β=−0.44, p<0.001)，显著正向预测个人成长主动性(β=0.71, p<0.001)；个人成长主动性显著负向预测自杀意念(β=−0.34, p<0.001)，各个路径系数结果如图1 所示。
中介效应的分析结果表明(见表3 )：积极心理资本和个人成长主动性的总中介效应值为0.162，占总效应(0.242)的66.94%。本研究的中介效应通过两条路径产生：(1)累积生态风险→积极心理资本→自杀意念，即间接效应1(0.102，占总效应42.15%)，置信区间不包括0，该中介路径效应显著；(2)累积生态风险→个人成长主动性→自杀意念，即间接效应2(0.003，占总效应1.24%)，置信区间包括0，该中介路径效应不显著；(3)累积生态风险→积极心理资本→个人成长主动性→自杀意念，即间接效应3(0.057，占总效应23.55%)，置信区间不包括0，该中介路径效应显著。
表3 链式中介效应的Bootstrap检验结果 |
| 路径 | 效应值 | 效应占比(%) | Boot SE | Bootstrap95% 置信区间 |
| 累积生态风险→自杀意念(直接效应) | 0.080 | 33.06 | 0.02 | [0.03, 0.12] |
| 累积生态风险→积极心理资本→自杀意念(间接效应1) | 0.102 | 42.15 | 0.02 | [0.07, 0.14] |
| 累积生态风险→个人成长主动性→自杀意念(间接效应2) | 0.003 | 1.24 | 0.01 | [−0.02, 0.02] |
| 累积生态风险→积极心理资本→个人成长主动性→自杀意念(间接效应3) | 0.057 | 23.55 | 0.01 | [0.04, 0.08] |
| 总间接效应 | 0.162 | 66.94 | 0.03 | [0.11, 0.22] |
| 总效应 | 0.242 | 100 | 0.03 | [0.17, 0.31] |
4 讨论
4.1 累积生态风险与自杀意念的关系
本研究发现，初中生累积生态风险显著正向预测自杀意念，验证了假设1。根据社会生态系统理论和累积生态风险模型，家庭、学校、社会以及生活事件中风险因素的累积会使初中生更容易产生自杀意念(蒲鑫 等, 2023)。初中生正处于生理和心理快速发展的关键时期，面临着学业和社交等多方面的挑战，这就使学生需要在家庭中感受到被关心和爱护，在学校获得安全感与支持，在与同伴相处时获得友情与力量(徐文明 等, 2020)。但如果学生所处的环境中充斥着亲子矛盾、不安全的社区环境、紧张的同伴关系等多种风险因素，学生可能会感到压力巨大、情绪低落，对学习和生活的热情大打折扣，甚至会萌生自杀意念(王秋英 等, 2022)。
4.2 积极心理资本的中介作用
本研究发现，积极心理资本在初中生累积生态风险与自杀意念之间起到中介作用，验证了假设2。基于资源保存理论的视角(Hobfoll, 2001)，积极心理资本作为高阶复合型资源，通过压力调适与资源代偿机制维持个体的动态平衡。然而，长期暴露于累积生态风险的情境下，个体可能陷入资源丧失螺旋：多重风险因素的持续侵蚀作用逐步耗竭其积极心理资本储备，导致面对新压力源时出现应对效能的衰退。这种动态损耗机制使个体陷入“资源枯竭−脆弱性递增”的循环，最终诱发心理资源系统的代偿性崩溃，即自杀意念的产生(Liu et al., 2023)。
有研究发现，累积生态风险的叠加会引发积极心理资本的双重耗损：横向维度上，多系统风险因子(家庭、学校、同伴等)的协同作用导致应对风险因子的心理资源超载；纵向维度上，多系统风险因子的暴露会造成积极心理资本的渐进性衰竭(Hong et al., 2023)。当生态风险累积突破个体承载阈限时，将触发积极心理资本的“供给−消耗”失衡(马文燕 等, 2023)。这种动态失衡最终导致个体心理调节系统出现缺陷，从而显著提升自杀意念(Brüdern et al., 2022)。
4.3 个人成长主动性的中介作用
本研究发现，个人成长主动性在初中生累积生态风险与自杀意念之间的中介作用不显著，假设3没有得到验证。可能的原因是，积极心理资本在累积生态风险与个人成长主动性之间起到完全中介作用，导致累积生态风险对个人成长主动性的直接效应未达显著水平。另外，根据累积风险模型，风险因素通过叠加作用削弱个体的适应能力。而个人成长主动性强调个体通过元认知能力主动突破环境限制(Robitschek et al., 2012)。经济拮据、教育资源匮乏、文化资本缺失等风险因素可能会促使初中生爆发出更高的个人成长主动性，想要依靠自己获得更好的生活，即此类个体可能将风险因素视为成长契机，而非被动受挫(张雨菲, 2024)。这表明，累积生态风险与个人成长主动性之间的关系可能受到其他调节变量的影响，例如个体的认知评价方式或环境支持等。未来研究可以进一步探讨其他可能的调节变量，以更全面地理解个人成长主动性在累积生态风险与自杀意念之间的作用。
4.4 积极心理资本和个人成长主动性的链式中介作用
本研究中最重要的发现是，积极心理资本和个人成长主动性在初中生累积生态风险与自杀意念之间起链式中介作用，验证了假设4。这一发现与自杀行为的动机−意志整合模型的核心观点一致(O’Connor & Kirtley, 2018)。该模型的前动机阶段整合了众多远端风险因素，其通过协同累积效应形成持续应激负荷，并触发资源侵蚀效应，不断削弱个体的积极心理资本储备(马文燕 等, 2023)，而积极心理资本的损耗导致个体产生困境僵化认知，从而抑制个体的成长主动性行为，最终在行为退缩与情绪恶化的交互作用下导致个体自杀意念的出现(崔爱琳, 张珊珊, 2024)。
基于资源保存理论，个体调动积极心理资本和个人成长主动性应对累积生态风险，是一种重要的自我保护策略(Fergus & Zimmerman, 2005)。当个体面对累积生态风险带来的挑战时，他们往往会本能地利用自身的积极心理资本来规避伤害(谭千保 等, 2024)。然而，潜在的累积生态风险因素会逐渐消耗积极心理资本，如果这些消耗的积极心理资本得不到及时恢复，个体就可能对目前的生活感到不满，对未来失去希望(Liu et al., 2023)。这种情况下，个体的个人成长主动性将会受到损害，削弱他们积极主动提升和完善自我的动力，进一步加剧了自杀意念的风险(王秋英 等, 2022)。因此在青少年自杀干预工作中，可以把提高积极心理资本和个人成长主动性作为相关干预策略之一。
4.5 研究启示与局限
本研究的结果为减少初中生的自杀意念提供了重要的启示。建立“风险预警−积极心理培育”的双轨干预机制，构建家庭、学校和社区协同合作的“心理资本−成长动力”双模块支持体系(Liu et al., 2023)。可以通过“四维干预课程”(VR逆境模拟训练、目标分解树工具、归因日记小程序、微成功档案)来提升初中生的积极心理资本，通过实施“阶梯式成长计划”来提升初中生的个人成长主动性(Luthans et al., 2004; Robitschek et al., 2022)。此外，本研究存在以下不足。首先，本研究采用横断面设计，未能提供个体随时间变化的动态数据，无法推断研究变量之间的因果关系。未来的研究可利用纵向设计来揭示初中生累积生态风险因素与自杀意念之间的潜在因果关系。其次，基于初中生自我报告的数据可能受社会期望效应的影响。未来的研究中可引入其他数据收集方法，例如访谈法，以验证和补充自我报告数据。最后，本研究的样本局限于山东省三所中学的学生群体，且多数学生来自农村背景，这限制了研究结果的普遍适用性。未来的研究应扩大样本范围，通过纳入多元地域和社会经济背景的群体，进一步检验当前研究结果的外部效度。
5 结论
(1)初中生累积生态风险可以显著正向预测自杀意念；(2)积极心理资本和个人成长主动性在初中生累积生态风险和自杀意念之间起链式中介作用。