1 引言
非自杀性自伤(non-suicidal self-injury, NSSI)是指个体在没有自杀意图的情况下，故意伤害自己身体的行为(Nock, 2009)，根据发生频率可细分为偶发性自伤和重复性自伤(Brunner et al., 2014)。青少年身体迅速成熟，但其心理并未得到相应发展，身心发展的不平衡导致个体在青春期容易出现各种问题行为(王玮 等, 2024)，如自伤行为(Nock, 2009)。数据显示，自伤首发并高发于青春期，在青少年中发生率达22.9%～44.8%(Gillies et al., 2018; Poudel et al., 2022)。多数自伤青少年实施的是偶发性自伤，这类自伤会随时间发展和个体成熟逐渐消退，但其中仍有20%～30%的青少年会进行重复性自伤(Bennardi et al., 2016; Hawton et al., 2012)。在我国青少年中，这一比例为11.7%～22.1% (Liu et al., 2022; Liu et al., 2021)。值得注意的是，重复性自伤具有难以停止、严重程度逐渐增加等成瘾特征(Klonsky, 2007; Nixon et al., 2002)，更有可能伴随终身并预测药物滥用、自杀等风险行为(Hasking et al., 2025; Kiekens et al., 2023)。鉴于此，有必要聚焦青少年重复性自伤，深入探讨其风险因素与发生机制。
根据自伤的整合模型(integrated model of NSSI)，人际侵害是青少年自伤的风险因素(Nock, 2009)，根据发生时间先后，可以分为远端和近端人际侵害(田相娟 等, 2020)。对于青少年而言，远端人际侵害包括童年期虐待等，近端人际侵害涉及青春期阶段或近半年内经历的同伴侵害、网络欺凌等(田相娟 等, 2020; Ding et al., 2020)。其中，童年期虐待和同伴侵害作为青少年最常经历的远近端人际侵害类型，已被大量研究证明能够显著预测自伤行为(Liu et al., 2023; van Geel et al., 2015)。不过，现有研究多从累加或交互的视角考察远近端人际侵害对青少年整体自伤的影响(白荣 等, 2023; Liang et al., 2025)，虽为揭示自伤如何产生提供了重要依据，但忽视了远端人际侵害可能对近端人际侵害带来“外溢效应”(spillover effect; Kaufman et al., 2020)，不利于系统理解青少年为何重复自伤这一关键问题。根据认知神经社会互动模型(neurocognitive social transactional model)和自伤成瘾模型中的敏感化假设(sensitizing hypothesis)，远端童年期虐待会增加近端同伴侵害的风险，即产生一种侵害经历在不同人际系统间扩散的问题情境级联效应，进而引发重复性自伤(Blasco-Fontecilla et al., 2016; Logan-Greene & Jones, 2015; Masten & Cicchetti, 2010; McCrory et al., 2019)。具体来说，童年期虐待会使个体对社会威胁过度警觉或回避，对社会奖赏缺乏适当的反应能力，威胁和奖赏系统的损害则会影响个体应对人际挑战的能力，导致诸如同伴侵害等近端人际压力的增加(McCrory et al., 2019)，而当经历过远端童年期虐待的青少年再次遭受近端同伴侵害时，这种重复经历的相似性压力事件会使自伤持久化和严重化(Blasco-Fontecilla et al., 2016)。从实证研究来看，当前仅有少量研究从个体内部机制出发探讨了青少年重复性自伤的产生机制，如Liu等人(2022)与Gao等人(2024) 考察了冲动性和情绪失调在童年期虐待影响青少年重复性自伤中的作用，而关于不同层级环境因素在青少年重复性自伤产生中的作用机制，仍缺乏深入探讨。鉴于此，有必要在远近端人际侵害的联合视角下，考察同伴侵害在童年期虐待导致青少年重复性自伤过程中的作用，以期更加全面地理解青少年为何会重复自伤。
值得注意的是，尽管远近端人际侵害是青少年重复性自伤的重要风险因素，但并不是所有遭受童年期虐待及同伴侵害的青少年都会重复自伤，这提示，探讨能够阻断远近端人际侵害导致重复性自伤这一路径中的保护性因素尤其重要。根据社会支持缓冲器模型(the buffering model; Miloseva et al., 2017)，社会支持作为青少年心理发展的重要保护性因素，可以使其免受或较少地受到人际侵害的影响。具体来说，一方面，社会支持可以使青少年习得良性的人际交往模式，从而缓解童年期虐待的消极影响，降低青少年遭受同伴侵害的风险(Hong et al., 2012)。例如，研究者发现在高社会支持水平下，童年期虐待对同伴侵害的不利影响有所减弱(Chen et al., 2023)。另一方面，重要他人的支持可以通过提供建议、指导、情感等，帮助青少年应对人际压力，有效解决实际问题，从而避免非适应性问题的发生(宋佳萌, 范会勇, 2013; Gottlieb & Bergen, 2010)。研究发现，高水平的社会支持缓冲了童年期虐待或同伴侵害对青少年自伤行为的影响(Claes et al., 2015; Manna et al., 2022)。不过，上述研究虽然分别探讨了社会支持对童年期虐待和同伴侵害的缓冲作用，但其能否在童年期虐待通过增加同伴侵害进而导致青少年重复性自伤这一过程中发挥保护作用，这一问题还有待探讨。
最后，在探讨社会支持的保护作用时还有必要关注性别差异。根据性别选择理论(sexual selection theory)，男性和女性在进化过程中形成了不同的心理和社会策略，女性会投入更多的时间和精力发展社会支持网络以应对压力事件的负面影响(Troisi, 2001)。以往研究也表明，女生拥有更高水平的社会支持(张书朋 等, 2015)，并且社会支持在女生中发挥着更大的保护作用。例如，Evans等人(2013)发现在遭受童年期虐待后，社会支持在女性中发挥了更大的保护作用，降低了女性的内外化问题水平。因此，考察社会支持在童年期虐待通过同伴侵害进而导致青少年重复性自伤过程中的保护作用时，有必要进一步分性别进行检验。
综上所述，本研究拟从远近端人际侵害的联合视角，考察青少年重复性自伤的风险因素与产生机制，并探讨社会支持的保护作用及其性别差异。具体假设为：(1)童年期虐待正向预测青少年重复性自伤；(2)同伴侵害在童年期虐待和青少年重复性自伤之间发挥中介作用；(3)社会支持在上述路径中发挥保护作用，并且保护作用在女生中更加显著。
2 研究方法
2.1 被试
本研究采用整群抽样方法，从山西省某市3所学校选取7283名初一、初二年级青少年进行间隔6个月的追踪测查。在数据收集过程中，由于转学、自动退出等原因，在第二次追踪调查中有179名被试流失，被试流失率为2.46%，最终纳入参与两次测查的青少年共7104名。此外，根据现有研究关于重复性自伤的界定(Gao et al., 2024; Lutz et al., 2022)，本研究以“发生次数”作为重复性自伤的筛选标准，即以“过去半年内，实施自伤行为的次数大于等于4次”来筛选重复性自伤青少年。据此，本研究中符合重复性自伤标准的青少年共977人，其中男生416人，女生561人，被试平均年龄为13.20±0.87岁，最终将这部分被试纳入数据分析。
2.2 研究工具
2.2.1 童年期虐待
2.2.2 同伴侵害
2.2.3 社会支持
采用Zimet等人(1990)编制的领悟社会支持量表(Perceived Social Support Scale, PSSS)，测量青少年的社会支持情况。该量表包括重要他人支持、家庭支持、同伴支持3个维度。根据以往研究(Zhou et al., 2025)，本研究将重要他人支持改为教师支持来测量青少年感知到的教师支持水平。量表共12个项目，青少年从“1=完全不符合”到“5=完全符合”进行5点评分，所有项目加总得到社会支持总分，分数越高代表青少年感知到的社会支持水平越高。本研究中该量表在T1施测时的内部一致性系数为0.86。
2.2.4 重复性自伤行为
2.3 研究程序
本研究已获得北京师范大学伦理委员会的批准。在征得校方、学生本人及家长知情同意后，以班级为单位，由学校老师组织学生在学校机房进行线上施测。施测过程中，由经过培训的心理学研究生担任主试，指导学生作答并提交问卷。施测结束后，每名被试获得一份文具。
2.4 数据分析
本研究采用SPSS27.0和SPSS宏程序PROCESS4.3进行数据分析。首先，使用SPSS27.0进行Harman单因子检验，并对青少年童年期虐待、同伴侵害、社会支持、重复性自伤进行描述性统计分析和相关分析。随后，使用SPSS宏程序PROCESS4.3进行中介效应和调节效应检验。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因子检验法进行共同方法偏差检验，对所有变量进行未经旋转的探索性因子分析。结果显示，特征根大于1的因子共有15个，且第一个因子解释的变异量为20.87%，小于40%的临界标准，说明本研究不存在明显的共同方法偏差。
3.2 描述统计与相关分析
各变量的均值、标准差以及相关系数如表1所示。T1童年期虐待与T1同伴侵害、T2重复性自伤显著正相关，与T1社会支持显著负相关。T1同伴侵害与T2重复性自伤显著正相关，与T1社会支持显著负相关。T1社会支持与T2重复性自伤显著负相关。
表1 各变量的描述统计与相关分析结果 |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 1.性别 | |||||||
| 2.年龄 | 13.20 | 0.87 | –0.03 | ||||
| 3.T1童年期虐待 | 33.18 | 8.59 | 0.08* | 0.09** | |||
| 4.T1同伴侵害 | 29.40 | 9.57 | 0.01 | 0.15*** | 0.43*** | ||
| 5.T1社会支持 | 41.61 | 9.62 | –0.19*** | –0.08** | –0.52*** | –0.37*** | |
| 6.T2重复性自伤 | 13.04 | 10.46 | 0.08* | 0.07* | 0.32*** | 0.26*** | –0.24*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 童年期虐待与重复性自伤的关系：有调节的中介模型检验
首先，采用Hayes(2022)编制的SPSS宏PROCESS中的Model4，控制年龄、性别后检验同伴侵害在童年期虐待与青少年重复性自伤之间的中介作用。结果显示，未加入中介变量前，童年期虐待对青少年重复性自伤的预测作用显著(β=0.31, p<0.001)。加入中介变量后，童年期虐待对重复性自伤的直接效应有所减弱，但仍然显著(β=0.25, p<0.001)，且童年期虐待对同伴侵害的正向预测作用显著(β=0.42, p<0.001)，同伴侵害对重复性自伤的正向预测作用也显著(β=0.15, p<0.001)，说明同伴侵害在童年期虐待与青少年重复性自伤之间发挥部分中介作用，直接效应(0.25)和中介效应(0.06)分别占总效应的80.65%和19.35%。分性别检验结果显示，无论在男生还是女生中，同伴侵害的中介作用均显著。
表2 有调节的中介效应检验 |
| 变量 | 总样本 | 女生 | 男生 | ||||||||||||||
| T1同伴侵害 | T2重复性自伤 | T1同伴侵害 | T2重复性自伤 | T1同伴侵害 | T2重复性自伤 | ||||||||||||
| β | t | β | t | β | t | β | t | β | t | β | t | ||||||
| 性别 | –0.05 | –1.87 | 0.04 | 1.38 | |||||||||||||
| 年龄 | 0.10 | 3.68*** | 0.03 | 0.90 | 0.09 | 2.21* | –0.02 | –0.44 | 0.12 | 2.94** | 0.08 | 1.88 | |||||
| T1童年期虐待 | 0.29 | 7.66*** | 0.17 | 4.13*** | 0.26 | 5.26*** | 0.18 | 3.17** | 0.32 | 5.57*** | 0.16 | 2.65** | |||||
| T1同伴侵害 | 0.14 | 4.10*** | 0.13 | 2.61** | 0.16 | 3.13** | |||||||||||
| T1社会支持 | –0.21 | –6.30*** | –0.06 | –1.56 | –0.19 | –4.11*** | –0.04 | –0.86 | –0.24 | –4.92*** | –0.07 | –1.41 | |||||
| T1童年期虐待×T1社会支持 | –0.04 | –1.54 | –0.09 | –3.04** | –0.05 | –1.79 | –0.10 | –2.44* | –0.05 | –1.04 | –0.10 | –1.87 | |||||
| T1同伴侵害×T1社会支持 | 0.03 | 0.94 | 0.02 | 0.41 | 0.04 | 1.00 | |||||||||||
| R2 | 0.23 | 0.14 | 0.23 | 0.14 | 0.24 | 0.13 | |||||||||||
| F | 57.49*** | 22.02*** | 40.99*** | 14.62*** | 31.96*** | 10.53*** | |||||||||||
分性别检验社会支持的调节作用发现，在女生中，社会支持在童年期虐待与重复性自伤之间的调节效应显著(β=–0.10, p=0.015)，调节效应方向与总体样本中保持一致，当社会支持水平低时，童年期虐待显著预测重复性自伤(b=0.27, p<0.001)；当社会支持水平高时，童年期虐待对重复性自伤的预测作用不显著(b=0.08, p=0.324)。然而，在男生中，社会支持在童年期虐待与重复性自伤(β=–0.10, p=0.062)、童年期虐待与同伴侵害(β=–0.05, p=0.299)以及同伴侵害和重复性自伤(β=0.04, p=0.316) 之间均未发挥显著的调节作用。以上结果表明，社会支持在童年期虐待对重复性自伤作用路径中的保护作用主要体现在女生中，在男生中并未发挥显著的保护作用。见图2。
4 讨论
本研究从远近端人际侵害的联合视角，探讨了青少年重复性自伤的风险因素与产生机制，并分析了社会支持的保护作用。结果发现，童年期虐待正向预测青少年重复性自伤；同伴侵害在童年期虐待和青少年重复性自伤之间发挥中介作用；社会支持在童年期虐待影响重复性自伤的直接路径中发挥保护作用，并且保护作用仅在女生中显著。
与以往研究结果一致，本研究发现童年期虐待和同伴侵害均能正向预测青少年重复性自伤，即青少年经历的人际侵害越多，实施重复性自伤的风险越高(Liu et al., 2022)。进一步，本研究发现远端童年期虐待通过增加近端同伴侵害进而导致青少年重复性自伤，这一结果支持了认知神经社会互动模型和自伤成瘾模型中的敏感化假设，揭示了同伴侵害在青少年重复性自伤产生中的重要近端机制。这可能是因为遭受童年期虐待的青少年在人际交往中会对威胁线索过度警惕，容易出现敌意归因与攻击行为，并且对奖励线索的忽视与钝化也可能使他们不会为了获得认可而去遵守社会规范，因而更容易遭受同伴侵害(McCrory et al., 2019)。而近端的同伴侵害作为青春期重要的人际压力，不仅会使青少年产生强烈的心理痛苦，也会降低青少年的情绪调节能力(Gunnar & Quevedo, 2007)，增加其通过自伤来调节负性情绪的风险(van Geel et al., 2015)。当自伤诱发了内源性阿片类和多巴胺等物质的释放，青少年便会感到消极情绪得以缓解，甚至产生欣快感和满足感，促使他们将自伤当作一种有效的压力应对方式，不断强化自伤(Blasco-Fontecilla et al., 2016)。由此，青少年在先后经历远近端人际侵害后，容易引发重复性自伤。
本研究在总体样本中发现，当不区分性别时，社会支持在童年期虐待影响青少年重复性自伤的直接路径上发挥保护作用，相比于社会支持水平低的青少年，社会支持水平高的青少年，其童年期虐待对重复性自伤的消极影响不显著。这一结果与以往研究一致(Manna et al., 2022)表明，社会支持是青少年重复性自伤等问题行为的保护性因素。高社会支持可以使个体更积极地评估童年期虐待这一压力事件，所以削弱了虐待经历的负面影响，进而减少非适应性行为的发生(Angelakis & Gooding, 2022)，如重复性自伤。同时，同伴等重要他人提供的情感支持、问题解决策略等心理社会资源，也会增强青少年应对压力的能力(Manna et al., 2022)，降低其借助重复自伤来应对压力或调节情绪的可能性。进一步分性别进行检验，发现这一保护作用仅在女生中显著，在男生中不显著，说明社会支持的保护作用存在性别差异。具体而言，相比于社会支持水平低的女生，在社会支持水平高的女生中，童年期虐待对重复性自伤的消极影响不显著。这可能是因为女生比男生更容易寻求社会支持，并且拥有更高的社会支持水平(张书朋 等, 2015)。来自他人的支持有助于提升女生的自尊水平，使其形成积极的自我评价(Ayres & Leaper, 2013)，进而降低其通过重复性自伤行为进行自我惩罚的风险(Wang et al., 2024)。在中国传统文化“男儿当自强”的观念下，男生往往将寻求社会支持视为软弱或无能的表现，因而难以从社会支持中获益(Addis & Mahalik, 2003)，这可能使得本研究男生群体中社会支持的保护作用未能体现。不过，本研究中社会支持调节作用的效应量相对偏小，需谨慎解释其保护作用。尽管如此，这一结果仍然能够帮助研究者识别社会支持这一关键的保护因素，可以为青少年重复性自伤的科学干预提供依据。
值得注意的是，本研究并没有在童年期虐待通过增加同伴侵害进而导致青少年重复性自伤这一中介过程中发现社会支持的保护作用。这可能是因为社会支持的保护作用会因受侵害的严重程度和复杂性而异(Salazar et al., 2011)。当遭受过童年期虐待的青少年再次经历同伴侵害时，多重人际侵害将给青少年带来更为严重的创伤，他人提供的支持可能并不足以应对强烈的创伤，这时社会支持的保护作用会被削弱(Evans et al., 2013)。
综上，本研究基于远近端人际侵害的联合视角发现，童年期虐待和同伴侵害作为两类常见的远近端人际侵害类型，不仅能够独立影响青少年的重复性自伤，并且二者之间还存在外溢效应，即童年期虐待还能通过增加同伴侵害进而导致青少年重复自伤，这一结果为认知神经社会互动模型和自伤的成瘾模型提供了支持。同时，这一结果也为青少年重复性自伤的预防与干预提供了启发，提示同伴侵害是青少年重复性自伤的近端风险机制，教育工作者应当关注具有童年期虐待经历的青少年的近端同伴系统，通过降低其遭受同伴侵害的风险，进而阻断青少年重复性自伤的发生。此外，本研究在社会支持缓冲器模型下，发现社会支持能够在童年期虐待影响重复性自伤的直接路径上发挥保护作用，并且这种保护作用主要体现在女生群体中。这提示可以从女生群体的近端社会关系切入，通过增加对这一群体的情感与社会支持水平来降低其重复自伤的风险。
本研究仍然存在一定的局限。第一，本研究的数据均来自青少年自我报告，可能存在一定偏差，未来研究可以采用多主体报告以提高数据的准确性。第二，本研究在T1时未能收集青少年的自伤行为数据，使得无法控制自伤基线水平，未来研究可以增加基线水平的测量并在分析时予以控制。第三，本研究主要从外部人际系统探讨了青少年重复性自伤的产生机制，但结合本研究和以往研究结果(Liu et al., 2022)，童年期虐待可能会同时损伤个体外部的人际系统和内部的认知与情绪系统。因此，未来研究可以从内外部双系统路径探讨机制，以更全面地理解青少年重复性自伤的产生问题。
5 结论
(1)童年期虐待是青少年重复性自伤的远端风险因素，遭受过童年期虐待的青少年更容易实施重复性自伤行为；(2)远端童年期虐待通过增加近端同伴侵害风险，进而增加青少年重复性自伤的风险；(3)社会支持能够阻断远端童年期虐待对青少年重复性自伤的直接影响，并且这一保护作用仅存在于女生群体中，即在高社会支持条件下，童年期虐待对女生重复性自伤的消极影响不再显著。