现代预防医学

变量	总体（%）	发生率（%）	χ²/F值	P值	变量	总体（%）	发生率（%）	χ²/F值	P值
性别			2.846	0.092	户籍地			0.479	0.489
男	2 579（51.64）	551（21.36）			城镇	3 575（71.59）	789（22.07）
女	2 415（48.36）	564（23.35）			农村	1 419（28.41）	326（22.97）
父亲/母亲			1.684	0.194	家庭子女数			20.813	<0.001
父亲	1 768（35.40）	413（23.36）			1	1 790（35.84）	389（21.73）
母亲	3 226（64.60）	702（21.76）			2	2 944（58.95）	641（21.77）
年龄（岁）			35.319	<0.001	3	230（4.61）	71（30.87）
8~11	2 384（47.74）	505（21.18）			4	30（0.60）	14（46.67）
12~15	2 438（48.82）	563（23.09）			父母受教育水平			51.991	<0.001
16~19	172（3.44）	47（27.33）			小学及以下	374（7.49）	125（33.42）
家庭收入			16.188	<0.001	初中	1 705（34.14）	389（22.82）
最低25%组	1 471（29.46）	379（25.76）			高中	1 639（32.82）	376（22.94）
中低25%组	1 043（20.89）	208（19.94）			大学	1 231（24.65）	209（16.98）
中高25%组	1 270（25.43）	259（20.39）			硕士及以上	45（0.90）	16（35.56）
最高25%组	1 210（24.23）	269（22.23）

变量	总体（%）	发生率（%）	χ²/F值	P值	变量	总体（%）	发生率（%）	χ²/F值	P值
性别			2.846	0.092	户籍地			0.479	0.489
男	2 579（51.64）	551（21.36）			城镇	3 575（71.59）	789（22.07）
女	2 415（48.36）	564（23.35）			农村	1 419（28.41）	326（22.97）
父亲/母亲			1.684	0.194	家庭子女数			20.813	<0.001
父亲	1 768（35.40）	413（23.36）			1	1 790（35.84）	389（21.73）
母亲	3 226（64.60）	702（21.76）			2	2 944（58.95）	641（21.77）
年龄（岁）			35.319	<0.001	3	230（4.61）	71（30.87）
8~11	2 384（47.74）	505（21.18）			4	30（0.60）	14（46.67）
12~15	2 438（48.82）	563（23.09）			父母受教育水平			51.991	<0.001
16~19	172（3.44）	47（27.33）			小学及以下	374（7.49）	125（33.42）
家庭收入			16.188	<0.001	初中	1 705（34.14）	389（22.82）
最低25%组	1 471（29.46）	379（25.76）			高中	1 639（32.82）	376（22.94）
中低25%组	1 043（20.89）	208（19.94）			大学	1 231（24.65）	209（16.98）
中高25%组	1 270（25.43）	259（20.39）			硕士及以上	45（0.90）	16（35.56）
最高25%组	1 210（24.23）	269（22.23）

	非NSSI组（n=3 879）	NSSI组（n=1 115）	P值
青少年逆境信念	5.38±0.66	4.79±0.94	<0.001
父母逆境信念	5.39±0.56	5.10±0.84	<0.001

	非NSSI组（n=3 879）	NSSI组（n=1 115）	P值
青少年逆境信念	5.38±0.66	4.79±0.94	<0.001
父母逆境信念	5.39±0.56	5.10±0.84	<0.001

变量	均值	标准差	r
NSSI	0.59	1.45	1.000
青少年逆境信念	5.25	0.77	-0.329^a	1.000
父母逆境信念	5.33	0.65	-0.168^a	0.293^a	1.000

变量	均值	标准差	r
NSSI	0.59	1.45	1.000
青少年逆境信念	5.25	0.77	-0.329^a	1.000
父母逆境信念	5.33	0.65	-0.168^a	0.293^a	1.000

路径	标准化效应	效应值	标准误（SE）	效应比（%）	95%置信区间（CI）
直接效应	-0.075 3	-0.018 9	0.003 5	47.24	-0.025 8，-0.012 0
间接效应	-0.084 1	-0.021 1	0.001 8	52.76	-0.024 9，-0.017 6
总效应	-0.159 4	-0.040 0	0.003 5	100.00	-0.046 9，-0.033 1

路径	标准化效应	效应值	标准误（SE）	效应比（%）	95%置信区间（CI）
直接效应	-0.075 3	-0.018 9	0.003 5	47.24	-0.025 8，-0.012 0
间接效应	-0.084 1	-0.021 1	0.001 8	52.76	-0.024 9，-0.017 6
总效应	-0.159 4	-0.040 0	0.003 5	100.00	-0.046 9，-0.033 1

中介变量	父母受教育水平	效应值	标准误（SE）	95%置信区间（CI）
青少年逆境信念	高水平	-0.015 0	0.002 3	-0.019 7，-0.010 6
	低水平	-0.026 1	0.002 7	-0.031 3，-0.020 8

中介变量	父母受教育水平	效应值	标准误（SE）	95%置信区间（CI）
青少年逆境信念	高水平	-0.015 0	0.002 3	-0.019 7，-0.010 6
	低水平	-0.026 1	0.002 7	-0.031 3，-0.020 8

逆境信念的代际传递及其对青少年非自杀性自伤的影响

PDF下载

梅士伟 ¹ , 范琳林 ¹ , 范泽炜 ¹ , 李振朝 ¹ , 张子港 ¹ , 汤万杰 ² , 赵莉 ¹

现代预防医学 | 儿少卫生与妇幼保健 2026,53(8): 1417-1422

收起

现代预防医学 |儿少卫生与妇幼保健 2026 , 53 (8) : 1417 -1422

逆境信念的代际传递及其对青少年非自杀性自伤的影响

全屏

梅士伟¹, 范琳林¹, 范泽炜¹, 李振朝¹, 张子港¹, 汤万杰², 赵莉¹

作者信息

^1.四川大学华西公共卫生学院/四川大学华西第四医院　卫生政策与管理学系，四川　成都　610041

^2.四川大学华西公共卫生学院/四川大学华西第四医院　儿少卫生与妇幼保健学系

通讯作者:

赵莉，E-mail：zhaoli@scu.edu.cn

作者简介:

梅士伟（1999—），男，硕士在读，研究方向：健康促进、爱国卫生运动

Intergenerational transmission of adversity beliefs and its impact on adolescent nonsuicidal self-injury

Shi-wei MEI¹, Lin-lin FAN¹, Ze-wei FAN¹, Zhen-zhao LI¹, Zi-gang ZHANG¹, Wan-jie TANG², Li ZHAO¹

Affiliations

Department of Health Policay and Management, West China School of Public Health and West China Fourth Hospital, Sichuan university, Chengdu, Sichuan 610041, China

出版时间: 2026-04-25 doi: 10.20043/j.cnki.MPM.202501274

文章导航

摘要

收起

目的

了解青少年及其父母逆境信念状况，探究父母逆境信念对青少年逆境信念和非自杀性自伤（Non-suicidal Self-injury，NSSI）的影响。

方法

数据来源于第四轮成都儿童正向成长队列，采用逆境信念量表和蓄意自伤量表进行现场调查，收集8~19岁青少年及其父母有效配对样本4 994个，分析青少年及其父母逆境信念差异，使用SPSS PROCESS检验父母受教育水平调节下青少年逆境信念的中介作用。

结果

（1）青少年NSSI检出率为22.33%，不同人口统计学特征下青少年NSSI发生率存在差异；（2）父母逆境信念（r=-0.168，P<0.01）、青少年逆境信念（r=-0.329，P<0.01）与非自杀性自伤行为得分呈负相关；父母逆境信念与青少年逆境信念呈正相关（r=0.293，P<0.01）；（3）青少年逆境信念在父母逆境信念对非自杀性自伤行为影响中起到部分中介作用，中介效应占总效应52.76%；（4）父母受教育水平显著调节父母逆境信念对青少年逆境信念的影响（β=-0.064，P<0.01）。

结论

逆境信念具有代际传递效应，父母逆境信念通过代际传递影响青少年NSSI，可从代际关系角度实行针对性措施，减少青少年NSSI发生。

关键词

逆境信念 / 代际传递 / 非自杀性自伤 / 青少年

Abstract

收起

Objective

To understand the adversity beliefs of adolescents and their parents, and to explore the impact of parental adversity beliefs on adolescents' adversity beliefs and non-suicidal self-injury.

Methods

Data were derived from the fourth round of the Chengdu Children's Positive Development Cohort. Adversity Beliefs Scale and Deliberate Self-Harm Inventory were used for on-site surveys to collect 4 994 valid paired samples of adolescents aged 8-19 and their parents. Differences in adversity beliefs between adolescents and their parents were analyzed, and the mediating role of adolescents' adversity beliefs under the moderation of parents' educational level was tested using SPSS PROCESS.

Results

(1) The detection rate of NSSI among adolescents was 22.33%, and there are differences in the incidence of NSSI among adolescents under different demographic characteristics; (2) Parental adversity beliefs (r=-0.168, P<0.01) and adolescents' adversity beliefs (r=-0.329, P<0.01) were negatively correlated with NSSI behavior, while parental adversity beliefs were positively correlated with adolescents' adversity beliefs (r=0.293, P<0.01); (3) Adolescents' adversity beliefs played a partial mediating role in the impact of parental adversity beliefs on NSSI behavior, accounting for 52.76% of the total effect; (4) The parents' education level significantly moderates the effect of their adversity beliefs on adolescents' adversity beliefs (β=-0.064, P<0.01).

Conclusion

Adversity beliefs have an intergenerational transmission effect. Parental adversity beliefs influence adolescents' NSSI behavior through intergenerational transmission. Targeted measures can be implemented from the perspective of intergenerational relationships to reduce the occurrence of adolescents' NSSI behavior.

Key words

Adversity beliefs / Intergenerational transmission / Nonsuicidal self-injury / Adolescents

引用本文

梅士伟, 范琳林, 范泽炜, 李振朝, 张子港, 汤万杰, 赵莉. 逆境信念的代际传递及其对青少年非自杀性自伤的影响. 现代预防医学, 2026 , 53 (8) : 1417 -1422 . DOI: 10.20043/j.cnki.MPM.202501274

Shi-wei MEI, Lin-lin FAN, Ze-wei FAN, Zhen-zhao LI, Zi-gang ZHANG, Wan-jie TANG, Li ZHAO. Intergenerational transmission of adversity beliefs and its impact on adolescent nonsuicidal self-injury[J]. Modern Preventive Medicine, 2026 , 53 (8) : 1417 -1422 . DOI: 10.20043/j.cnki.MPM.202501274

正文

收起

逆境信念是指个体关于逆境本质的认识，包括逆境产生的原因、结果以及合理的应对行为等^[1]。积极的逆境信念能够对青少年的个体发展起到促进作用，逆境信念受到家庭环境和社会文化背景影响^[2]。非自杀性自伤行为是指个体故意伤害自己身体，但不以死亡为目的的行为^[3-4]。目前我国青少年NSSI呈现出检出率高、危害性大、重复性强的特点，属于重要公共卫生问题^[5]。研究表明，青少年逆境信念等个人特质和家庭等社会因素对于NSSI的持续和停止具有预测作用^[6]。代际传递是指父母或上一代的某些特征、行为或态度通过各种途径传递给下一代，大量研究表明父母和孩子间会发生代际传递现象，心理特征和行为模式在家庭中会进行传递，父母的逆境信念可能通过模仿、社会化等途径影响子女^[7-9]。父母因素作为家庭功能的重要组成部分，能够提升个体在逆境下良好适应乃至获得充分发展的能力。本研究关注逆境信念在父母和青少年中的代际传递状况以及逆境信念对NSSI的预测作用，为青少年NSSI干预提供新视角。

1　资料与方法

收起

1.1　研究对象

研究数据来源于第四轮成都儿童正向成长队列（Chengdu Positive Child Development，CPCD）。采取多阶段随机整群抽样方法：第一阶段，按照经济发展水平将成都市各区县划分为高、中、低三层；第二阶段，在各层级随机抽取1~2所中小学；第三阶段，于抽中学校的全部年级中筛选符合年龄范围（8~19岁）的学生；第四阶段，将所抽取年级的全部学生及其家长列为调查对象。共纳入5 325对青少年及其家长样本。以缺失率20%为阈值剔除存在数据缺失的样本后，最终获得有效样本4 994对，样本有效率93.78%。该调查已获得医学伦理委员会批准（批准号：K2020025）、学校许可、所调查学生及其父母的知情同意。

1.2　测量工具

1.2.1　一般情况调查

人口学特征包括性别、年龄、家庭子女数、城乡户籍、父母文化程度和家庭收入等信息。

1.2.2　青少年逆境信念

采用Shek等人编制的中国人逆境信念量表（BAAS）进行青少年逆境信念的测量^[10]。量表主要包括9个条目，采用六点式计分法，设置从“非常不同意”到“非常同意”的六个选项，依次计1~6分，对于其中两个消极信念项目进行反向记分。总分越高，代表调查对象的逆境信念越强。该量表已经多次应用于中国青少年逆境信念相关研究^[11-12]，在本研究测量青少年逆境信念中该量表的Cronbach α系数为0.778。

1.2.3　父母逆境信念

采取相同逆境信念量表对父母逆境信念进行测量，确保测量一致性。在本研究测量父母逆境信念中该量表的Cronbach α系数为0.750。

1.2.4　青少年非自杀性自伤

采用蓄意自伤量表（NSSI）对青少年NSSI进行评估^[13]，其中包括“是否故意割伤自己身体部位”等9个条目，设置“从来没有”“1次”“2次”“3次及以上”四个选项，该条目出现NSSI行为记为1分，没有过NSSI行为记0分。NSSI整体得分按照条目累加进行计算，整体得分范围为0~9分。本次调查样本的Cronbach α系数为0.853。

1.3　统计学方法

所有统计分析均采用SPSS 26.0统计软件完成，检验水准设定为α=0.05。采用卡方检验比较不同人口统计学特征组别间青少年NSSI的发生率差异；采用Pearson相关分析探究父母、青少年逆境信念和NSSI得分间的相关性。在控制人口统计学特征混杂影响后，运用PROCESS组件中的Model 4检验青少年逆境信念在父母逆境信念与青少年NSSI间的中介作用；运用Model 59进一步检验在父母受教育水平的调节作用下，青少年逆境信念的中介效应，以此探究逆境信念的代际传递机制及其对青少年NSSI的影响路径。

2　结果

收起

2.1　NSSI发生情况

本研究中NSSI的总体检出率为22.33%，NSSI组和非NSSI组在青少年年龄、家庭收入、家庭子女数和父母受教育水平方面的差异具有统计学意义。见表1。

2.2　父母逆境信念、青少年逆境信念和青少年非自杀性自伤性行为的差异性和相关性分析

NSSI组的父母和青少年逆境信念平均得分均低于非NSSI组，差异具有统计学意义（P<0.001）。同时非NSSI组的父母和青少年逆境信念得分差异不大，但是NSSI组的青少年逆境信念得分（4.79±0.94）明显低于父母逆境信念（5.10±0.84），体现青少年逆境信念波动相对较大。见表2。

父母逆境信念得分和NSSI呈现负相关（r=-0.168，P<0.01），即父母逆境信念得分越高，NSSI得分越低；青少年逆境信念得分和NSSI呈现负相关（r=-0.329，P<0.01）；父母逆境信念得分和青少年逆境信念呈现正相关（r=0.293，P<0.01）。见表3。

2.3　青少年逆境信念的中介作用分析

在控制青少年性别、年龄等因素的情况下，父母逆境信念对于青少年NSSI的负向预测作用显著（β=-0.083，P<0.001）。父母逆境信念对于青少年逆境信念的正向预测作用显著（β=0.280，P<0.001），青少年逆境信念对于青少年NSSI的负向预测作用显著（β=-0.304，P<0.001）。见表4。中介模型检验结果表明，青少年逆境信念的中介作用显著，间接效应为-0.084 1（95%CI：-0.024 9，-0.017 6），占总效应的52.76%。见表5。

2.4　父母受教育水平对于青少年逆境信念中介作用的调节效应分析

在控制青少年性别、年龄等人口学因素的情况下，将父母受教育水平加入中介模型后，父母逆境信念和父母受教育水平的乘积项对青少年逆境信念的负向预测作用显著（β=-0.064，P<0.01），说明父母受教育水平对于逆境信念的代际传递起调节作用。负向调节作用表明，父母受教育水平越高，其逆境信念对子女信念的正向传递作用越弱。见表6、7。在逆境信念的代际传递方面，当父母逆境信念处于较高水平时，青少年逆境信念也随之增加。其余路径，包括父母受教育水平对“父母逆境信念→青少年NSSI”和“青少年逆境信念→青少年NSSI”关系的调节作用，均未达到显著水平（P>0.05）。

3　讨论

收起

3.1　青少年非自杀性自伤行为发生状况

本研究中，青少年NSSI检出率为22.33%，与国内同类研究结果基本一致^[6]。不同人口统计学特征下青少年NSSI发生率呈现出差异性。就性别而言，女生报告率虽略高于男生，但差异未达显著水平，在本样本中并非是导致NSSI风险分化的主要因素^[14]。有关研究表明，大部分青少年NSSI首次发生在12~15岁的年龄段，在16~18岁以后发生率呈现下降趋势^[3]，这一特征与本研究中观察到的结果大致相符：青少年NSSI的发生率随年龄呈现出逐步上升的趋势。家庭子女数越多（4孩家庭发生率46.67%）、父母受教育水平较低（小学及以下组发生率33.42%）的青少年，NSSI风险更高。此外，父母受教育水平最高组（硕士及以上组发生率35.56%）NSSI发生率较高，可能与该组样本量较小（n=45）有关，也可能反映高学历家庭中存在的独特压力因素。但整体趋势上，NSSI发生率随父母教育水平上升呈下降趋势，支持父母教育水平作为NSSI保护因素的总体结论。抚养孩子数量较多和父母受教育水平更低的家庭，父母的抚养压力会更大，表露出的消极情绪对自己和伴侣的逆境信念带来负面影响^[15]。消极情绪的传导会带来青少年NSSI风险的增加。

3.2　逆境信念的代际传递状况

本研究发现逆境信念在代际间存在传递效应，这与价值观代际传递的连续性特征相符^[16]。家庭作为信念传递的核心场域，父母通过日常互动、情感联结及行为示范，将自身对逆境的认知传递给青少年，进而影响其心理适应模式^[17-18]。作为价值观的重要组成部分，逆境信念与所经历的社会文化体系直接关联。不同社会文化背景对于逆境理解和应对方式的差异会通过家庭教育等方式进行代际传递，影响着青少年对逆境的认知和应对策略^[19-20]。研究表明，父母受教育水平对于逆境信念的代际传递具有显著的负向调节作用。在受教育水平较低的家庭中，父母的逆境信念更容易直接、强烈地传递给下一代，受教育水平更高的父母可能拥有更丰富的认知资源和教育资本，他们倾向于采用更加民主和引导式的教养方式，鼓励孩子进行独立思考和批判性思维，从而带来传递效应的减弱^[21-22]。

3.3　逆境信念的代际传递对于NSSI的影响

中介效应分析显示青少年逆境信念在父母逆境信念与NSSI间发挥部分中介作用，间接效应占总效应的52.76%，且青少年逆境信念与NSSI的负相关（r=-0.329，P<0.01）强于父母逆境信念与NSSI的关联（r=-0.168，P<0.01），提示青少年自身逆境信念是影响其NSSI的关键保护因素。依据积极青少年发展理论，父母积极的逆境信念可通过优化家庭功能，为青少年提供情感支持，促进其形成强逆境信念^[23]；而强逆境信念能帮助青少年理性认知逆境、选择适宜应对策略，减少通过自伤缓解心理压力的行为，这也解释了NSSI组青少年及其父母逆境信念得分均显著低于非NSSI组的结果^[24-25]。本研究发现父母受教育水平在逆境信念的代际传递中扮演了关键的调节角色，但其对NSSI的保护作用并非通过调节信念到行为的路径直接实现。这一发现强调了在关注家庭背景的同时，还应将干预的焦点对准青少年自身的认知信念系统。

3.4　青少年非自杀性自伤行为的家庭干预路径

基于本研究，在关注全面健康素养、推动青少年积极发展的时代背景下，必须关注青少年逆境信念等心理状况的特征和变化走向，发挥家庭功能和价值传递对于青少年的影响。一方面要引入家庭视角，持续加强家风建设和家庭教育指导，强化对父母教育的跟进；另一方面推进家校协同，挖掘包括父母逆境信念在内的家庭资源，为加强青少年素养提供支持；同时重点关注存在家庭功能障碍的家庭，对于存在经济状况较差、父母受教育水平较低等劣势因素的家庭应加强学校教育、社会帮扶的倾斜程度，为青少年建立有力的社会支持网络。

本研究局限性在于缺少对于逆境信念代际传递具体机制的进一步探讨，选取的队列横断面数据尚不能明确相关因果关系，未来将纳入纵向数据进一步分析潜在的因果关联，同时还存在部分效应无法通过中介模型进行解释明确，需要进一步开展后续研究进行补充，以减少青少年非自杀性自伤行为的发生。

基金

收起

《四川省爱国卫生与健康促进条例》研究项目(0701-2440111300220)
青少年正面成长纵向研究项目(19H0642)

参考文献

收起

文献

收起

参考文献引证文献

排序方式：

[1]

赵景欣, 刘霞, 张文新. 同伴拒绝、同伴接纳与农村留守儿童的心理适应：亲子亲合与逆境信念的作用[J]. 心理学报, 2013, 45(7): 797-810.

Zhao

, Liu

, Zhang

. Peer rejection, peer acceptance and psychological adjustment of Left-Behind children: the roles of parental cohesion and children's cultural beliefs about adversity[J]. Acta Psychologica Sinica, 2013, 45(7): 797-810. (In Chinese)

[2]

Wang

, Liu

. Child abuse and Non-Suicidal Self-Injury among Chinese migrant adolescents: the moderating roles of beliefs about adversity and family socioeconomic status[J]. Journal of Interpersonal Violence, 2023, 38(3/4): 3165-3190.

[3]

Moran

, Coffey

, Romaniuk

, et al. The natural history of self-harm from adolescence to young adulthood: a population-based cohort study[J]. Lancet, 2012, 379(9812): 236-243.

[4]

Nixon

K M

, Cloutier

, et al. Nonsuicidal self-harm in youth: a population-based survey[J]. CMAJ: Canadian Medical Association Journal, 2008, 178(3): 306-312.

[5]

刘婉, 万宇辉, 陶芳标, 等. 社会支持在童年期虐待与青少年非自杀性自伤行为关联中的中介作用[J]. 中国心理卫生杂志, 2017, 31(3): 230-234.

Liu

, Wan

, Tao

, et al. Mediating effect of social support on relationship between childhood abuses and non-suicidal self-injuries in adolescents[J]. Chinese Mental Health Journal, 2017, 31(3): 230-234. (In Chinese)

[6]

蒋家丽, 李立言, 李子颖, 等. 青少年非自杀性自伤行为持续和停止的预测性因素[J]. 心理科学进展, 2022, 30(7): 1536-1545.

Jiang

, Li

, et al. Predictors of continuation and cessation of non-suicidal self-injury in adolescents[J]. Advances in Psychological Science, 2022, 30(7): 1536-1545. (In Chinese)

[7]

Feng

, Giarrusso

, Bengtson, et al. Intergenerational transmission of marital quality and marital instability[J]. Journal of Marriage and the Family, 1999, 61(2): 451-463.

[8]

Liu

, Li

, Zheng

, et al. Intergenerational transmission of anxiety in Chinese migrant families: The mediating role of parents' perceptions of coparenting[J]. Journal of Affective Disorders, 2021, 280(Pt A): 287-294.

[9]

Sherman

J S

, Chassin

, et al. The intergenerational transmission of implicit and explicit attitudes toward smoking: Predicting adolescent smoking initiation[J]. Journal of Experimental Social Psychology, 2009, 45(2): 313-319.

[10]

Shek, Daniel

T. L

. A longitudinal study of Chinese cultural beliefs about adversity, psychological well-being, delinquency and substance abuse in Chinese adolescents with economic disadvantage[J]. Social Indicators Research, 2005, 71(1/3): 385-409.

[11]

刘怿涛, 张鸾苏, 周钰琪, 等. 留守儿童青少年家庭累积风险对网络成瘾的影响：一个有调节的中介模型[J]. 心理与行为研究, 2024, 22(6): 791-798.

Liu

, Zhang

, Zhou

, et al. The effect of Left-Behind children and adolescents' family cumulative risk on Internet addiction: a moderated mediation model[J]. Studies of Psychology and Behavior, 2024, 22(6): 791-798. (In Chinese)

[12]

麦哲豪, 麻书滔, 李婷, 等. 情绪智力对初中生心理适应的影响：一项追踪研究[J]. Journal of Psychological Science, 2022, 45(6): 1360-1366.

Mai

, Ma

, Li

, et al. The effects of emotional intelligence on junior high school students' psychological adaptability: A longitudinal study[J]. Journal of Psychological Science, 2022, 45(6): 1360-1366. (In Chinese)

[13]

Lundh, Lars-Gunnar

, Jessica

, et al. Deliberate self-harm in 15-year-old adolescents: A pilot study with a modified version of the Deliberate Self-Harm Inventory[J]. Scandinavian Journal of Psychology, 2007, 48(1): 33-41.

[14]

徐涛, 张天成, 张福兰, 等. 中国青少年自伤行为影响因素的meta分析[J]. 现代预防医学, 2021, 48(4): 706-709, 713.

, Zhang

, et al. Influencing factors of self-injury behaviors among Chinese adolescents: a meta-analysis[J]. Modern Preventive Medicine, 2021, 48(4): 706-709, 713. (In Chinese)

[15]

马心宇, 陈福美, 玄新, 等. 父亲、母亲抚养压力在母亲抑郁和学龄前儿童内外部问题行为间的链式中介作用[J]. 心理发展与教育, 2019, 35(1): 103-111.

, Chen

, Xuan

, et al. The effect of maternal depression on preschooler's problem behaviors: mediating effects of maternal and paternal parenting stress[J]. Psychological Development and Education, 2019, 35(1): 103-111. (In Chinese)

[16]

Tam

. Understanding intergenerational cultural transmission through the role of perceived norms[J]. Journal of Cross-cultural Psychology, 2015, 46(10): 1260-1266.

[17]

纪文晓. 从西方引介到本土发展：家庭抗逆力研究述评[J]. 华东理工大学学报：社会科学版, 2015, 30(3): 29-42.

. From introduction to indigenous development: the review research of family resilience[J]. Journal of East China University of Science and Technology (Social Science Edition), 2015, 30(3): 29-42. (In Chinese)

[18]

Fang

, Xie

, Ding

, et al. Longitudinal relationship between parent–child attachment and suicidal ideation in children: Mediating roles of beliefs about adversity and hope[J]. Journal of Applied Developmental Psychology, 2024, 94: 101700.

[19]

, Zhang

, Zhao

. The longitudinal associations among grandparent–grandchild cohesion, cultural beliefs about adversity, and depression in Chinese rural left-behind children[J]. Journal of Health Psychology, 2018, 21: 207.

[20]

同雪莉, 张文芳. 逆境中成长：困境青少年抗逆力重组的认知策略研究[J]. 中州学刊, 2021, (8): 89-96.

Tong

, Zhang

. Growing up in adversity: a study of cognitive strategies of resilience Reconstruction of adolescents in distress[J]. Academic Journal of Zhongzhou, 2021, (8): 89-96. (In Chinese)

[21]

Leung

, Dtl

. The influence of parental beliefs on the development of Chinese adolescents experiencing economic disadvantage: maternal control as a mediator[J]. Journal of Family Issues, 2016, 37(4): 543-573.

[22]

刘金典, 程名望, 吴春燕. 父母受教育水平与子女认知能力——来自中国教育追踪调查的经验证据[J]. 教育与经济, 2024, 40(4): 56-68.

Liu

, Cheng

, Wu

. Parents' educational level and children's cognitive ability: empirical evidence from China education panel survey[J]. Education & Economy, 2024, 40(4): 56-68. (In Chinese)

[23]

胡蕊, 彭丽莉, 蒋莉华, 等. 逆境信念和社会支持状况对成都市青少年抑郁症状的影响[J]. 医学与社会, 2024, 37(11): 67-73.

, Peng

, Jiang

, et al. The impact of adversity beliefs and social support on depressive symptoms among adolescents in Chengdu[J]. Medicine and Society, 2024, 37(11): 67-73. (In Chinese)

[24]

熊俊梅, 海曼, 黄飞, 等. 家庭累积风险与青少年心理健康的关系——心理资本的补偿效应和调节效应[J]. 心理发展与教育, 2020, 36(1): 94-102.

Xiong

, Hai

, Huang

, et al. Family cumulative risk and mental health in Chinese adolescents: the compensatory and moderating effects of psychological capital[J]. Psychological Development and Education, 2020, 36(1): 94-102. (In Chinese)

[25]

何竞真, 王儒芳, 武宾宾, 等. 童年逆境对吸毒人员睡眠质量的影响：心理韧性的作用[J]. 现代预防医学, 2021, 48(19): 3565-3569.

, Wang

, Wu

, et al. Effects of adverse childhood experiences on sleep quality in drug addicts: the role of resilience[J]. Modern Preventive Medicine, 2021, 48(19): 3565-3569. (In Chinese)

2026年第53卷第8期

PDF下载

引用本文

BibTeX

文章信息

doi: 10.20043/j.cnki.MPM.202501274

接收时间：2025-01-15
首发时间：2026-11-02
出版时间：2026-04-25

补充材料

相关文章

文章信息

作者

出版历史

收稿日期：2025-01-15

基金

《四川省爱国卫生与健康促进条例》研究项目(0701-2440111300220)

青少年正面成长纵向研究项目(19H0642)

作者信息

^1.四川大学华西公共卫生学院/四川大学华西第四医院　卫生政策与管理学系，四川　成都　610041

^2.四川大学华西公共卫生学院/四川大学华西第四医院　儿少卫生与妇幼保健学系

通讯作者:

赵莉，E-mail：zhaoli@scu.edu.cn

参考文献

分享链接

https://castjournals.cast.org.cn/joweb/xdyfyx/CN/10.20043/j.cnki.MPM.202501274

分享至

全文二维码

扫描看全文

引用本文

BibTeX

本文的引用情况

2种不同金属材料的力学参数

科 Family	属数 Number of genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)	属 Genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)
鹅膏菌科Amanitaceae	2	11	5.26	鹅膏菌属 Amanita	10	4.78
小菇科 Mycenaceae	2	12	5.74	丝盖伞属 Inocybe	5	2.39
多孔菌科 Polyporaceae	8	14	6.70	蜡蘑属 Laccaria	5	2.39
红菇科 Russulaceae	3	23	11.00	小皮伞属 Marasmius	6	2.87
				小菇属 Mycena	11	5.26
				光柄菇属 Pluteus	5	2.39
				红菇属 Russula	17	8.13
				栓菌属 Trametes	5	2.39

关闭全屏

BibTeX
EndNote
RefWorks
TxT

变量	总体（%）	发生率（%）	χ²/F值	P值	变量	总体（%）	发生率（%）	χ²/F值	P值
性别			2.846	0.092	户籍地			0.479	0.489
男	2 579（51.64）	551（21.36）			城镇	3 575（71.59）	789（22.07）
女	2 415（48.36）	564（23.35）			农村	1 419（28.41）	326（22.97）
父亲/母亲			1.684	0.194	家庭子女数			20.813	<0.001
父亲	1 768（35.40）	413（23.36）			1	1 790（35.84）	389（21.73）
母亲	3 226（64.60）	702（21.76）			2	2 944（58.95）	641（21.77）
年龄（岁）			35.319	<0.001	3	230（4.61）	71（30.87）
8~11	2 384（47.74）	505（21.18）			4	30（0.60）	14（46.67）
12~15	2 438（48.82）	563（23.09）			父母受教育水平			51.991	<0.001
16~19	172（3.44）	47（27.33）			小学及以下	374（7.49）	125（33.42）
家庭收入			16.188	<0.001	初中	1 705（34.14）	389（22.82）
最低25%组	1 471（29.46）	379（25.76）			高中	1 639（32.82）	376（22.94）
中低25%组	1 043（20.89）	208（19.94）			大学	1 231（24.65）	209（16.98）
中高25%组	1 270（25.43）	259（20.39）			硕士及以上	45（0.90）	16（35.56）
最高25%组	1 210（24.23）	269（22.23）

变量

总体（%）

发生率（%）

χ²/F值

P值

变量

总体（%）

发生率（%）

χ²/F值

P值

性别

2.846

0.092

户籍地

0.479

0.489

男

2 579（51.64）

551（21.36）

城镇

3 575（71.59）

789（22.07）

女

2 415（48.36）

564（23.35）

农村

1 419（28.41）

326（22.97）

父亲/母亲

1.684

0.194

家庭子女数

20.813

<0.001

父亲

1 768（35.40）

413（23.36）

1 790（35.84）

389（21.73）

母亲

3 226（64.60）

702（21.76）

2 944（58.95）

641（21.77）

年龄（岁）

35.319

<0.001

230（4.61）

71（30.87）

8~11

2 384（47.74）

505（21.18）

30（0.60）

14（46.67）

12~15

2 438（48.82）

563（23.09）

父母受教育水平

51.991

<0.001

16~19

172（3.44）

47（27.33）

小学及以下

374（7.49）

125（33.42）

家庭收入

16.188

<0.001

初中

1 705（34.14）

389（22.82）

最低25%组

1 471（29.46）

379（25.76）

高中

1 639（32.82）

376（22.94）

中低25%组

1 043（20.89）

208（19.94）

大学

1 231（24.65）

209（16.98）

中高25%组

1 270（25.43）

259（20.39）

硕士及以上

45（0.90）

16（35.56）

最高25%组

1 210（24.23）

269（22.23）

	非NSSI组（n=3 879）	NSSI组（n=1 115）	P值
青少年逆境信念	5.38±0.66	4.79±0.94	<0.001
父母逆境信念	5.39±0.56	5.10±0.84	<0.001

非NSSI组（n=3 879）

NSSI组（n=1 115）

P值

青少年逆境信念

5.38±0.66

4.79±0.94

<0.001

父母逆境信念

5.39±0.56

5.10±0.84

<0.001

变量	均值	标准差	r
NSSI	0.59	1.45	1.000
青少年逆境信念	5.25	0.77	-0.329^a	1.000
父母逆境信念	5.33	0.65	-0.168^a	0.293^a	1.000

变量

均值

标准差

NSSI

青少年逆境信念

父母逆境信念

NSSI

0.59

1.45

1.000

青少年逆境信念

5.25

0.77

-0.329^a

1.000

父母逆境信念

5.33

0.65

-0.168^a

0.293^a

1.000

因变量

预测变量

P值

R²

F值

青少年逆境信念

0.099

68.787

性别

-0.009

-0.439

年龄

-0.020

-1.644

家庭子女数

-0.009

-0.616

父亲/母亲

0.023

1.516

家庭收入

0.041

2.547

<0.05

户籍地

-0.012

-0.503

父母逆境信念

0.280

20.443

<0.001

NSSI

0.115

72.046

性别

0.009

0.846

年龄

0.007

0.399

家庭子女数

0.014

0.438

父亲/母亲

-0.007

-0.477

家庭收入

0.011

0.476

户籍地

-0.014

-0.795

父母逆境信念

-0.083

-5.380

<0.001

青少年逆境信念

-0.304

-21.597

<0.001

路径	标准化效应	效应值	标准误（SE）	效应比（%）	95%置信区间（CI）
直接效应	-0.075 3	-0.018 9	0.003 5	47.24	-0.025 8，-0.012 0
间接效应	-0.084 1	-0.021 1	0.001 8	52.76	-0.024 9，-0.017 6
总效应	-0.159 4	-0.040 0	0.003 5	100.00	-0.046 9，-0.033 1

路径

标准化效应

效应值

标准误（SE）

效应比（%）

95%置信区间（CI）

直接效应

-0.075 3

-0.018 9

0.003 5

47.24

-0.025 8，-0.012 0

间接效应

-0.084 1

-0.021 1

0.001 8

52.76

-0.024 9，-0.017 6

总效应

-0.159 4

-0.040 0

0.003 5

100.00

-0.046 9，-0.033 1

因变量

预测变量

P值

R²

F值

青少年逆境信念

0.102

62.897

性别

-0.009

-0.443

年龄

-0.009

-1.709

家庭子女数

-0.010

-0.541

父亲/母亲

0.036

1.630

家庭收入

0.024

2.512

户籍地

-0.011

-0.450

父母逆境信念

0.495

10.652

<0.01

父母受教育水平

0.071

5.777

<0.01

父母逆境信念*父母受教育水平

-0.064

-3.783

<0.01

NSSI

0.116

59.349

性别

0.004

0.859

年龄

0.001

0.405

家庭子女数

0.002

0.415

父亲/母亲

-0.002

-0.537

家庭收入

0.001

0.501

户籍地

-0.004

-0.793

父母逆境信念

-0.023

-2.251

<0.05

青少年逆境信念

-0.079

-8.789

<0.01

父母受教育水平

-0.005

-2.101

<0.05

父母逆境信念*父母受教育水平

0.002

0.484

0.63

青少年逆境信念*父母受教育水平

0.056

1.779

0.07

中介变量	父母受教育水平	效应值	标准误（SE）	95%置信区间（CI）
青少年逆境信念	高水平	-0.015 0	0.002 3	-0.019 7，-0.010 6
	低水平	-0.026 1	0.002 7	-0.031 3，-0.020 8

中介变量

父母受教育水平

效应值

标准误（SE）

95%置信区间（CI）

青少年逆境信念

高水平

-0.015 0

0.002 3

-0.019 7，-0.010 6

低水平

-0.026 1

0.002 7

-0.031 3，-0.020 8