1. 引言

非自杀性自伤是指在没有自杀意图的情况下直接且故意损伤身体的行为(Nock, 2010)。青少年群体承受学业、人际交往、生理变化等很多压力，当他们无法进行有效的情绪调节(Hasking et al., 2017)时，自伤行为便容易发生。青少年是自伤行为的高发群体(韩阿珠等，2017)，苟双玉等(2023)通过分析2022年8月之前我国青少年群体自伤检出率发现，初中生的自伤检出率为23.9%，高中生的自伤检出率为28.2%，我国青少年自伤检出率高于全球平均水平(Lim et al., 2019; Swannell et al., 2014)。而随着时间发展，我国各地区的自伤检出率虽存在差异，但检出率均呈现出上升趋势。如胡达振等(2024)对江西省三市3372名中学生的调查发现，自伤检出率为34.4%，赵文欣等(2025)对贵州省三市1034名中学生的自伤检出率为29.6%。自伤行为不仅直接损伤青少年的身体，还会显著增加自杀的风险(Liu et al., 2022; Stewart et al., 2017)，甚至危及生命健康。因此，探讨自伤行为的影响因素具有重要的研究价值，能够为预防与减少青少年自伤行为提供实证依据。

家庭因素是影响青少年自伤行为的重要因素(Zhou et al., 2024; 郭霜霜等，2022)。父母消极教养方式(王群等，2024)、父母严厉管教(刘才睿等，2022)、父母冲突(王玉龙等，2025)、父母心理控制(曲萌雨等，2022)、较差的亲子依恋关系(曾灿等，2024)等均与青少年自伤行为的增加有关。在多子女家庭中，父母对不同子女的差别养育，即父母差别对待(parental differential treatment, PDT)，作为一种特殊的家庭因素，与青少年的心理健康问题有关(Eradus et al., 2024)。但相较于父母差别对待本身，青少年对父母差别对待的公平感知更能有效预测心理健康问题，如抑郁(Padilla et al., 2021)、内化问题(Kowal et al., 2002)等。自伤行为是青少年群体中一种普遍的心理健康问题。然而，到目前为止，还没有研究探讨父母差别对待公平感知与青少年自伤行为的关系。探讨自伤行为的家庭影响因素具有重要意义，因此，本研究对父母差别对待公平感知与青少年自伤行为的关系进行探讨。

研究表明，不被父母偏爱(即父母更多地惩罚责备自己或对另一个子女有更多的关注与兴趣)的青少年往往报告更多的不公平(Boll et al., 2005; Gozu & Newman, 2020)。不被父母偏爱也意味着青少年经历了更多的情感忽视，此时，父母对子女给予更少的情感回应和更多的苛责批评。先前研究发现，情感忽视能够显著正向预测青少年自伤(North et al., 2023; 陈雁如等，2019)。元分析的结果也进一步证实了这种正向关联(Calvo et al., 2024)。考虑到不被父母偏爱与被父母情感忽视的经历类似，而情感忽视又能显著预测自伤行为，因此，本研究提出假设1：父母差别对待感知公平显著负向预测青少年的自伤行为。

社会比较理论指出，人们通过与自己相似特征的个体进行社会比较来塑造自我概念、评估自我价值(Festinger, 1954)。二孩家庭中的同胞由于具有相似特征，彼此之间也就成了最直接的比较对象(Feinberg et al., 2000)。此时，父母对待他们的态度和方式也就成了同胞比较的对象。先前研究发现，当个体感知父母差别对待公平时，他们会报告更高的自尊水平，反之则报告了较低的自尊水平(Kowal et al., 2002)。这说明，感知公平是同胞比较的结果，也是影响自尊的重要因素。先前理论与研究强调，自尊是一种适应性特质，对于个体的身心健康具有积极作用(Orth & Robins, 2022)。自伤的获益与阻碍模型(the benefits and barriers model of NSSI)指出，自我价值或积极的自我观念能够有效防止自伤行为的发生(Hooley & Franklin, 2018)。高水平的自尊反映出个体对于自我价值的肯定以及积极的自我观念。先前研究也揭示了自尊与自伤之间的关系，即高水平的自尊是自伤行为的保护因子，自尊水平越高，个体的自伤行为越少(Forrester et al., 2017; Henriksen et al., 2017)。基于此，本研究提出假设2：父母差别对待感知公平会通过自尊的间接作用预测青少年的自伤行为，即自尊在父母差别对待感知公平与自伤之间起纵向中介作用。

本研究以二孩家庭中的青少年为研究对象，采用1年三次的纵向追踪调查探讨父母差别对待感知公平与1年后青少年自伤行为的纵向关系，并进一步探讨自尊在父母差别对待感知公平与自伤行为之间的纵向中介作用。

2. 方法

2.1. 参与者与流程

以班级为单位采用整群抽样从某省某市八所初中学校抽取初中生作为本研究的参与者，在2022年~2023年对参与者进行三次测查。该研究是心理健康普测调查的一部分，所有参与者通过老师的说明以及知情同意书了解调查的用途与意义。所有参与者签署知情同意书自愿参加本研究并在问卷星平台上完成问卷调查。第一次测查时间为2022年3月(T1)，参与者的入选条件是：所在家庭为双亲家庭，有且仅有一个同胞。在删除规律作答以及每题作答时间低于2秒的无效参与者后(钟晓钰等，2021)，第一次测查有1348名有效参与者。之后分别在2022年9月(T2)和2023年3月对1348名参与者进行追踪(T3)。由于学生请假、转学、不愿参与调查等原因导致T2和T3的参与者部分流失。T2时期的测查流失371人，T3时期的测查流失251人，删除每题作答时间短于2秒以及规律作答后，T2时期有效参与者为916人，T3时期有效参与者为988人。最终有686名中学生完整参加三次测查，其中男生363人(52.9%)，女生323人(47.1%)。第一次测查时(T1)，参与者的年龄在12~16岁之间，M = 13.58岁，SD = 0.81岁；有2名参与者未报告父母年龄，其余684名参与者的父母年龄为：M_父亲 = 43.75岁，SD_父亲 = 5.34岁，M_母亲 = 41.31岁，SD_母亲 = 4.97岁；同胞年龄为：M = 13.26岁，SD = 5.98岁。父亲(91.0%)与母亲(90.6%)的受教育程度多数在高中、中职及以下。参与者与同胞的性别组合由232对相同性别(33.8%)和454对不同性别(66.2%)构成，同胞之间的年龄间隔范围为1~16岁(平均年龄间隔为5.17岁，SD = 3.06岁)。

进一步分析参与者流失情况，结果表明，流失与三次均参与测查的未流失参与者在性别上存在显著差异，χ²(1) = 8.70，p = 0.004，流失参与者中男孩更多；流失与未流失参与者在同胞性别组合(χ²(1) = 1.23，p = 0.279)、同胞年龄间隔(t (1346) = −0.58, p = 0.560)、T1父亲情感感知公平(t (1346) = −0.19, p = 0.853)、T1父亲控制感知公平(t (1346) = 0.11, p = 0.910)、T1母亲情感感知公平(t (1346) = −0.29, p = 0.773)、T1母亲控制感知公平(t (1346) = 0.03, p = 0.977)、T1自伤(t (1346) = −0.53, p = 0.595)上均不存在显著差异。

2.2. 研究工具

2.2.1. 父母差别对待感知公平

采用Guzu和Newman (2020)编制的感知公平量表测量青少年对父母差别情感和差别控制维度的公平感知程度。量表共包括9个条目，5个条目测量差别情感感知公平，另外4个条目测量差别控制感知公平，采用5点计分，1表示“非常不公平”，5表示“非常公平”。分数越高，表示青少年对于父母差别对待的感知越公平。本研究的第一次测量中，父亲情感感知公平、父亲控制感知公平、母亲情感感知公平、母亲控制感知公平的Cronbach’s α分别为：0.94、0.94、0.96、0.95。

2.2.2. 自尊

采用季益富和于欣(1993)翻译修订，申自力和蔡太生(2008)修订处理条目8的Rosenberg自尊量表版本测量青少年的自尊水平。该量表由10个条目构成，采用4点计分，青少年对各条目表述符合他们的程度进行自我报告，1表示“非常不符合”，4表示“非常符合”。分数越高，表示青少年的自尊水平越高。本研究中，T2自尊的Cronbach’s α为0.89。

2.2.3. 非自杀性自伤

采用You等(2013)编制的自伤行为量表测量青少年的非自杀性自伤行为。该量表包含7个条目，青少年对过去半年中发生自伤行为的次数进行自我报告，采用0~3四点计分，0表示“0次”，1表示“1~2次”，2表示“3~5次”，3表示“6次及以上”。分数越高表示被试的自伤行为越严重，本研究中的T1自杀性自伤、T3非自杀性自伤的Cronbach’s α分别为0.85、0.89。

2.3. 数据分析

使用统计软件SPSS 27对数据进行描述统计、相关分析和回归分析，使用PROCESS插件中的Model 4对数据进行中介效应分析。

3. 结果

3.1. 描述统计与相关分析

使用皮尔逊相关分析青少年的性别、同胞的性别组合、同胞的年龄间隔以及各研究变量之间的关系。结果表明，性别、性别组合、年龄间隔与T2自尊、T3自伤行为之间无显著相关，因此在之后的中介模型分析中不再控制性别、性别组合与年龄间隔。T1父/母情感感知公平、T1父/母控制感知公平均与T2自尊呈显著正相关；T1父/母情感感知公平、T1父/母控制感知公平、T2自尊均与T3自伤行为呈显著负相关。描述统计和相关分析结果见表1。

Table 1. Means, standard deviations, and correlations of each study variable

表1. 各变量的平均数、标准差与相关分析

注：N = 686。FPPA = 父亲情感感知公平，FPPC = 父亲控制感知公平，FPMA = 母亲情感感知公平，FPMC = 母亲控制感知公平。^a对性别进行虚拟编码，男孩编码为1，女孩编码为0。^b对性别组合进行虚拟编码，相同性别编码为1，不同性别编码为0。^*p < 0.05，^**p < 0.01，^***p < 0.001。

3.2. 自尊的纵向中介作用检验

为检验T2自尊在T1父母差别对待感知公平和T3自伤行为之间的纵向中介作用，在控制了T1的自伤后，分别以T1父亲情感感知公平、T1父亲控制感知公平、T1母亲情感感知公平、T1母亲控制感知公平四个变量作为预测变量，以T3自伤作为因变量，以T2自尊作为中介变量进行四次路径分析。

3.2.1. 自尊在父亲差别对待感知公平与自伤之间的中介效应检验

Figure 1. The mediating role of self-esteem in the relationship between fairness perception of paternal affection/control and adolescents’ NSSI. The standardized coefficient before the slash represents fairness perception of paternal affection, and the coefficient after the slash represents fairness perception of paternal control

图1. 自尊在父亲差别对待感知公平和自伤之间的中介作用。斜杠前为父亲情感感知公平模型的标准化回归系数，斜杠后为父亲控制感知公平模型的标准化回归系数

如图1所示，T1父亲情感感知公平(b = −0.019, SE = 0.013, p = 0.143)、父亲控制感知公平(b = −0.017, SE = 0.013, p = 0.187)对T3自伤的直接效应不显著；T1父亲情感、控制感知公平显著正向预测T2自尊，T2自尊能够显著负向预测T3自伤行为(T1父亲情感感知公平T2自尊：b = 0.151，SE = 0.026，p < 0.001；T2自尊T3自伤：b = −0.054，SE = 0.019，p = 0.004；T1父亲控制感知公平T2自尊：b = 0.145，SE = 0.025，p < 0.001；T2自尊T3自伤：b = −0.055，SE = 0.019，p = 0.004)，说明T1父亲差别对待感知公平通过T2自尊的间接作用预测T3自伤。采用Bootstrap检验，重复抽样5000次，对中介路径进行显著性检验。结果见表2，T2自尊在T1父亲情感感知公平与T3自伤之间的中介效应显著，T2自尊在T1父亲控制感知公平与T3自伤之间的中介效应显著。

3.2.2. 自尊在母亲差别对待感知公平与自伤之间的中介效应检验

进一步检验T2自尊在T1母亲差别对待感知公平与T3自伤之间的中介效应。结果见图2，T1母亲情感感知公平(b = −0.022, SE = 0.014, p = 0.112)、母亲控制感知公平(b = −0.012, SE = 0.014, p = 0.382)对T3自伤的直接效应均不显著；T1母亲情感、控制感知公平显著正向预测T2自尊，进一步地，T2自尊显著负向预测T3自伤行为(T1母亲情感感知公平T2自尊：b = 0.137，SE = 0.027，p < 0.001；T2自尊T3自伤：b = −0.055，SE = 0.019，p = 0.004；T1母亲控制感知公平T2自尊：b = 0.136，SE = 0.027，p < 0.001；T2自尊T3自伤：b = −0.057，SE = 0.019，p = 0.003)，说明T1母亲差别对待感知公平通过T2自尊的间接作用进而预测T3自伤。表2显示了显著的中介效应，T2自尊在T1母亲情感感知公平与T3自伤之间以及T1母亲控制感知公平与T3自伤之间的中介效应均显著。

Figure 2. The mediating role of self-esteem in the relationship between fairness perception of maternal affection/control and adolescents’ NSSI. The standardized coefficient before the slash represents fairness perception of maternal affection, and the coefficient after the slash represents fairness perception of maternal control

图2. 自尊在母亲差别对待感知公平和青少年自伤之间的中介作用。斜线前为母亲情感感知公平模型的标准化回归系数，斜线后为母亲控制感知公平模型的标准化回归系数

Table 2. Bootstrap mediation analysis of T2 self-esteem on the relationship between T1 fairness perception of parental differential treatment and T3 adolescent self-injury

表2. T2自尊在T1父母差别对待感知公平与T3自伤之间的Bootstrap中介效应检验

4. 讨论

非自杀性自伤已经成为青少年群体中一个普遍的心理健康问题。本研究通过纵向追踪设计探讨了父母差别对待感知公平、自尊以及青少年自伤行为的纵向关系。相关分析结果显示，父母差别对待感知公平与青少年自伤行为之间存在显著负相关，支持了假设1，说明父母差别对待感知公平对青少年自伤行为具有长期的预测作用。然而，当考虑自尊的作用时，父/母差别对待感知公平不能直接预测青少年的自伤行为，但能正向预测青少年的自尊水平，进而负向预测自伤行为。也就是说，父母差别对待感知公平与青少年自伤行为的纵向联系是通过自尊建立起来的，即自尊在父母差别对待感知公平与青少年自伤行为之间起纵向中介作用，这支持了假设2。

本研究结果表明，青少年感知父母差别对待越公平，他们的自尊水平也就越高。这与先前研究结果一致。先前研究显示，当儿童和青少年感知差别对待为公平时，他们会报告更高的自尊水平(Kowal et al., 2002; McHale et al., 2000; 刘田田，张利佳，2024)。本研究扩展了先前发现，揭示出二者之间的纵向关联，这说明，父母差别对待感知公平不仅与青少年自尊水平有短期联系，也会对其产生长期影响。社会比较理论与相关研究指出，个体通过与同胞比较来发展自我概念、塑造自尊(Feinberg et al., 2000; Festinger, 1954; Suls et al., 2002)。然而，有研究显示，青少年的自尊水平并不会受父母差别对待的影响而发生变化，而是受个体感知父母差别对待公平性的影响(Kowal et al., 2002)。换句话说，即使青少年在同胞比较中发现父母在情感或控制方面的差别对待，但只要他们认为这种差别对待是公平的，他们的自我价值依然会得到肯定，自尊水平也会相应提高。本研究佐证了这一观点，强调青少年对父母差别对待主观感知在青少年自尊发展中的重要作用。

本研究也发现，青少年的自尊水平越高，他们的自伤行为也会越少。这与先前研究发现一致，即低自尊是非自杀性自伤的风险因素，而高自尊则是其保护因素，而且这种关系具有持续性(Forrester et al., 2017; Junker et al., 2018; Liu et al., 2024)。本研究在证实二者之间纵向关联的同时，也进一步说明了二者关系具有跨文化的一致性。本研究在中国文化背景下验证了二者在青少年群体中的纵向关系。同时，考虑到高自尊对于自伤行为的保护作用，因此，基于自尊的干预策略或许是减少青少年自伤行为的有效办法。相关研究表明，提高自尊的干预策略可以有效地减少个体的自杀行为，特别是自杀意念(Dat et al., 2022)。类似的策略在青少年自伤行为中或许也会起到减缓或干预效果。

此外，本研究显示，自尊在父母差别对待感知公平与青少年自伤行为之间起纵向中介作用。这表明，父母差别对待感知公平对于青少年自伤行为的保护作用完全可以由青少年的自尊水平来解释。感知公平高一定程度上体现了父母对于青少年的积极态度，即更多的温暖和更少的控制。青少年通过同胞比较感受到了更多的父母偏爱，这是对他们自我价值的一种肯定，自尊水平也会相应提高。这种积极的自我评价正是青少年心理健康的一个重要保护因子(Henriksen et al., 2017)。因此，青少年自伤行为也会因为自尊水平的提高而得以缓解。Nock (2010)的自伤整合理论指出，对于压力或创伤事件的消极情感与认知反应是导致自伤行为的一个重要诱因。结合本研究发现，如果青少年对于父母差别对待的感知公平较低，进而对自我价值形成负面评价，他们的自伤行为也会随之增多。因此，青少年在面对压力或创作性事件时应该保持积极、乐观的生活态度，维护好自我价值与自尊水平，才能减缓或避免自伤行为的发生。

本研究存在两个局限与不足需要未来研究加以解决。一是，虽然本文通过纵向研究设计揭示了变量之间的长期关系，但由于测量的时间间隔较短(每半年测量一次)，不足以说明这种关系的长期持续性，如果间隔时间更长(如1年、2年或5年)，这种纵向关系是否依然成立不得而知。因此，未来研究可以通过延长间隔时间并增加测量次数来进一步验证本文发现。二是，受到父母差别对待公平感知测量工具的限制，本研究仅仅探讨了二孩家庭中父母差别对待感知公平与自伤的关系。由于三孩等多孩家庭中的父母差别对待情况更为复杂，本研究中的测量工具不再适用，未来研究可以考虑使用父母对不同子女教养行为的差异分数(Boisvert & Wright, 2008)或父母与不同子女的亲子关系差异分数(Jensen et al., 2020)测量多子女家庭中子女对于父母差别对待公平的感知，以对比二孩家庭与多子女家庭的效应异同。

总之，本研究表明，父母差别对待感知公平与自尊是青少年自伤行为的两个重要的长期预测因子。其中，自尊在父母差别对待感知公平与青少年自伤行为之间起纵向中介作用。基于本文发现，未来研究可以通过改变青少年应对压力与创伤性事件的认知方式以及提高青少年自尊水平来减少与干预青少年的自伤行为。本文对于理解多子女家庭中青少年自伤行为的风险与保护因素具有重要意义。

基金项目

安徽省高校自然科学研究重点项目(编号：KJ2021A0108)。

NOTES

^*通讯作者。

参考文献