2021, Vol. 42
2. 海军航空大学青岛校区政治理论教研室, 青岛 266041;
3. 上海市虹口区精神卫生中心心境障碍科, 上海 200833
, ZHANG Cheng2, LIU Tao-sheng1
, GAO Qi1, XU Hui-jing1, JIANG Qian1, ZHANG Yi1, WANG Zuo-wei3
2. Department of Political Theory, Qingdao Campus of Naval Aviation University, Qingdao 266041, Shandong, China;
3. Department of Mood Disorders, Mental Health Center of Shanghai Hongkou District, Shanghai 200833, China
据报道，2017年中国男性的自杀死亡率为10.7/100 000，女性的自杀死亡率为7.5/100 000[1]，自杀已成为严重的公共卫生问题。我军军人自杀率近年来也呈上升趋势[2]，自杀预防也是军队心理卫生工作的重点之一。一项大规模跨国研究结果显示，全球的厌世观念和自杀行为的终身发生率分别为9.2%和2.7%[3]。厌世观念是自杀行为的必要条件，个体先发展出厌世观念，再导致自杀行为[3]。因此，评估厌世观念及其危险因素对自杀预防尤为重要。自杀的预防依赖于个体对厌世观念的主观报告。临床工作者首先判断患者是否有厌世观念，再将患者分为低、中、高等风险级别，然后对不同的风险级别进行不同的干预。在这一过程中，那些没有报告厌世观念的个体一般会被评估为无风险[4-5]。然而，军人出于职业发展的考虑，倾向于不报告自己的厌世观念。Anestis等[6]采用“归属需求受挫(thwarted belongingness)”“觉得自己是他人的负担(perceived burdensomeness)”“绝望(hopelessness)”3个不需要询问自杀相关问题的风险因素预测美国军人的厌世观念，他们的数学模型显示10%未报告有厌世观念的军人实际上有很高的厌世观念风险。
军人对于厌世观念的掩饰一直是军队自杀预防工作的难点。针对这个难点，测量厌世观念的危险因素、再根据危险因素评估军人产生厌世观念的可能性是一个解决思路。与直接询问自杀想法相比，询问抑郁症状、睡眠质量等问题不容易引发社会羞耻感和个体掩饰。为了确定厌世观念的危险因素，本研究根据以下目标尝试建立回归模型：(1)根据既往研究，纳入抑郁[7]、主观睡眠质量[8]为厌世观念的危险因素；(2)由于焦虑在解释自杀上的冲突结论[9-10]，纳入焦虑检验其在解释厌世观念中的作用；(3)自杀的三步理论(3-steps theory)认为痛苦是厌世观念的一个关键原因[11]，而生活满意感和幸福感正是痛苦的反面，纳入生活满意感和幸福感，探究其能否作为厌世观念的影响因素。
1 对象和方法 1.1 研究对象采用整群抽样法，对某部队432名官兵进行问卷调查。
1.2 自编一般信息调查问卷采用自编问卷收集官兵的性别、年龄、户籍、父母关系、家庭经济状况、婚姻状况等一般人口学资料。
1.3 患者健康问卷(patient health questionnaire，PHQ-9)该问卷有9个条目，采用0~3级评分法，总分27分，用于评估官兵过去2周的抑郁情况。得分越高说明抑郁程度越严重。该量表的中文版在成人群体中显示出良好的信度(Cronbach’s α=0.86，重测信度r=0.86)与同时效度(r=0.29)[12]。2019年美军修订的自杀风险患者的评估与管理指南认为，PHQ-9的第9个条目可作为普遍性自杀风险筛查的工具[4]。本研究采用此条目(“有不如死掉或用某种方式伤害自己的念头”)测量官兵的厌世观念，0分代表完全不会，1分代表有些天数，2分代表一半以上天数，3分代表几乎每天。得0分者纳入无厌世观念组，得分≥1分者纳入有厌世观念组。
1.4 广泛性焦虑障碍量表(generalized anxiety disorder scale，GAD-7)该量表有7个条目，采用0~3级评分法，总分21分，用于评估官兵过去2周的焦虑情况。得分越高说明焦虑越严重。该量表的中文版在医院门诊患者群体中显示出良好的信度(Cronbach’s α=0.86，重测信度r=0.86)与结构效度(探索性因子分析显示为单因子结构，解释变异71.32%)[13]。
1.5 失眠严重指数(insomnia severity index，ISI)量表共7个条目，采用0~4级评分法，总分28分，用于评估官兵过去2周的失眠状况。得分越高说明失眠越严重。该量表的中文版在青少年群体中显示出良好的信度(分半信度r=0.753，Cronbach’s α=0.843，重测信度r=0.506)与结构效度(探索性因子分析显示为单因子结构，Bartlett球形检验P < 0.001，解释变异52.1%)[14]。本研究采用ISI量表第4个条目“睡眠状况满意度”评估官兵的主观睡眠质量，得分越高说明主观睡眠质量越差。
1.6 生活满意感量表(satisfaction with life scale，SWLS)共7个条目，采用Likert 7点评分法，总分49分，用于评估官兵对生活状况的总体感受。得分越高说明生活满意感越高。该量表的中文版在城市居民中显示出良好的信度(Cronbach’s α=0.766)与效度(效标系数r=0.422，验证性因子分析相关指数为0.9~1.0)[15]。
1.7 简版心理健康连续体(mental health continuum-short form，MHC-SF)量表共14个条目，包括情绪幸福感、心理幸福感和社会幸福感3个分量表，用于评估官兵的幸福感。评分采用1~6级评分法，总分84分，得分越高说明幸福感越高。该量表的中文版在成人群体中显示出良好的信度(Cronbach’s α=0.94)与效度(验证性因子分析相关指数为0.9~1.0，校标关联效度r=0.37~0.46)[16]。
1.8 统计学处理采用横断面调查研究，应用SPSS 23.0软件进行数据分析。计数资料以人数和百分数表示，组间比较采用χ2检验；以Spearman等级相关分析研究厌世观念与其他因素的相关性；以厌世观念为因变量、其他因素为自变量建立logistic回归模型，分析厌世观念的危险因素。通过logistic回归模型分析幸福感在主观睡眠质量和厌世观念间的中介效应。检验水准(α)为0.05。
2 结果 2.1 一般信息收回问卷432份，共22 464个数据点，其中有效数据点22 061个，占98.21%；缺失数据点403个，占1.79%。432名官兵的年龄为19~47(26.9±4.9)岁，男403人(93.29%)，女28人(6.48%)，1人(0.23%)未填写性别信息。有17人(3.95%，17/430)报告有厌世观念，2人未填写厌世观念信息。
2.2 不同人口学特征官兵的厌世观念分布情况有厌世观念组官兵的年龄、性别、户籍、家庭经济状况及婚姻状况与无厌世观念组相比差异均无统计学意义(P均 > 0.05)，而两组间父母关系的差异有统计学意义(P=0.014)，见表 1。
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表 1 430名不同人口学特征官兵的厌世观念分布情况 |
2.3 厌世观念相关因素分析
Spearman等级相关分析显示，与厌世观念相关的因素包括抑郁(rs=0.285，P < 0.01)、焦虑(rs=0.245，P < 0.01)、主观睡眠质量(rs=0.117，P=0.016)、生活满意感(rs=-0.181，P < 0.01)和幸福感(rs=-0.241，P < 0.01)。
2.4 厌世观念影响因素的logistic回归分析以厌世观念为因变量，以抑郁、焦虑、主观睡眠质量、生活满意感、幸福感为自变量进行logistic回归分析，所有变量同时进入。最后的回归模型整体检验结果有统计学意义(χ2=49.078，P < 0.01)。回归模型(表 2)显示，官兵的抑郁程度越高(β=0.533，P=0.017)、幸福感越低(β=-0.407，P=0.029)，产生厌世观念的可能性越高。生活满意感和焦虑在回归模型中没有统计学意义(P均 > 0.05)。主观睡眠质量有统计学意义，然而标准化回归系数的方向与理论不符(β=-0.532，P=0.017)，提示主观睡眠质量越差，产生厌世观念的可能性越低。
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表 2 厌世观念影响因素的logistic回归分析 |
2.5 幸福感在主观睡眠质量与厌世观念之间的中介效应分析
(1) 以厌世观念为因变量，以主观睡眠质量为自变量进行logistic回归，将原始回归系数转化为标准化回归系数(β=0.278，P=0.035)。(2)以幸福感为因变量，以主观睡眠质量为自变量进行回归分析，标准化回归系数β=-0.307(P < 0.001)。(3)以厌世观念为因变量，以主观睡眠质量、幸福感为自变量进行logistic回归分析，将原始回归系数转化为标准化回归系数，幸福感β=-0.601(P < 0.001)、主观睡眠质量β=0.141(P=0.327)。幸福感在主观睡眠质量和厌世观念之间存在完全中介效应，中介效应占总效应的比例为66.37%。
3 讨论本研究中官兵厌世观念检出率为3.95%，明显低于美国陆军官兵厌世观念的检出率(13.9%)[17]，也低于全球的检出率(9.2%)[3]。这可能是由于不同研究所使用的评估工具不同，也可能与以下因素有关：(1)我军在新兵入伍过程中实施了严格的筛选和心理测评，提前排除了存在心理隐患的个体；(2)我国长期处于和平状态，这可能是我军与美军厌世观念检出率有巨大差异的重要原因；(3)近年来我军越来越重视部队的心理健康建设，发挥政工优势、建设心理健康专业队伍，部队官兵的心理健康问题得到有效疏导，这在一定程度上也降低了厌世观念的发生率。
本研究中焦虑、抑郁、主观睡眠质量与厌世观念的关系与以往研究呈现的结论类似。(1)对于焦虑，以往研究认为焦虑及其相关障碍是厌世观念的一个具有统计学意义但非常弱的预测因子[9]。本研究结果显示焦虑与厌世观念相关(rs=0.245，P < 0.01)。然而，将多个与厌世观念相关的变量纳入回归方程后，焦虑并无统计学意义(P=0.136)。根据精神动力学的解释，焦虑特别是神经症性焦虑常常是对死亡的恐惧和回避，焦虑与厌世观念在一定程度上是矛盾的。(2)抑郁一直是厌世观念的一个强有力且稳定的预测因子。(3)睡眠与自杀存在很强的关联[18-19]，其中主观睡眠质量这一因子能够很好地预测个体厌世观念水平的发展[8]。本研究结果显示主观睡眠质量与厌世观念相关(rs=0.117，P < 0.05)，提示主观睡眠质量越差越容易产生厌世观念。然而，回归分析中主观睡眠质量的标准化回归系数的方向与理论不符，这可能是由幸福感的中介作用导致的。睡眠质量差与幸福感低存在联系[20]，且幸福感在主观睡眠质量和厌世观念间存在完全中介效应。这提示主观睡眠质量影响厌世观念的机制可能是睡眠质量差降低了个体的幸福感，进而增加了产生厌世观念的风险。
本研究纳入生活满意感和幸福感2个新变量探究其与厌世观念的关系，结果显示厌世观念与生活满意感(rs=-0.181，P < 0.01)和幸福感(rs=-0.241，P < 0.01)均相关，但在厌世观念的回归模型中生活满意感无统计学意义(P=0.129)。造成生活满意感和幸福感在解释厌世观念上这种差异的可能原因是，幸福感的测量条目(MHC-SF量表中第4、5、10、11题)包含了“归属需求的受挫”和“觉得自己是他人的负担”2个因素。自杀的人际理论认为，当个体觉得自己是他人的负担并且遭受了归属需求受挫时，就会滋生厌世观念[21]。相关研究也支持这2个因素是厌世观念的危险因素[22]。因此，相较于SWLS，MHC-SF量表是一个更好的测量厌世观念的工具。另外，低幸福感可以作为评估厌世观念的一个危险因素。
本研究使用PHQ-9第9个条目测量厌世观念，其条目内容“有不如死掉或用某种方式伤害自己的念头”与厌世观念的定义较吻合，但其条目内容“某种方式伤害自己”包含了“自伤”的成分，提示此测量工具可能在一定程度上高估了厌世观念的发生率。未来研究者们可以选择更准确、实证支持更多的自杀测评量表或条目调查厌世观念。
本研究调查了某部队官兵的厌世观念发生率，并分析了相关的危险因素，增加了对部队官兵自杀风险现状的认识。幸福感作为厌世观念的重要危险因素是一个新的发现，中介模型提示幸福感较主观睡眠质量能够更好地反映厌世观念的风险。未来可以继续探究幸福感与厌世观念的联系，探究其对于自杀评估和防治的价值。
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