欺凌受害和自我批评对青少年非自杀性自伤的影响：抑郁和自我同情的作用

The Impact of Bullying Victimization and Self-Criticism on Non-Suicidal Self-Injury in Adolescents: The Role of Depression and Self-Compassion

摘要: 基于自伤整合模型和动机–意志模型，采用问卷法以1172名青少年为研究对象，从个人特质(自我批评，抑郁和自我同情)和外部环境(欺凌受害)深入探究青少年非自杀性自伤行为的影响因素。结果显示：(1) 与外部环境因素相比，个体自身的消极特质在提升抑郁风险以及增加非自杀性自伤行为发生方面的作用更为显著。(2) 抑郁在欺凌受害和自我批评与非自杀性自伤行为之间起完全中介的作用。(3) 自我同情能够有效缓解抑郁情绪的积累，并降低非自杀性自伤行为的风险。

Abstract: Based on the self-injury integration model and the motivation-volition model, this study employed a questionnaire method with 1172 adolescents as research subjects. It explored the influencing factors of non-suicidal self-injury (NSSI) among adolescents from both personal traits (self-criticism, depression, and self-compassion) and external environment (victimization from bullying). The results showed that: (1) Compared with external environment, more negative personal traits are more likely to increase the risk of depression and the probability of NSSI. (2) Depression fully mediates the relationship between bullying victimization, self-criticism, and non-suicidal self-injury. (3) Self-compassion can reduce the accumulation of depressive emotions and lower the risk of NSSI.

1. 引言

非自杀性自伤行为(Non-Suicidal Self-Injury, NSSI)是个体在不以死亡为目的的情况下，主动采取一系列但不限于咬伤、抓伤、烫伤、切割、在伤口上进行摩擦、挤压、揭痂等方式故意伤害自身器官或身体组织的行为(Poudel et al., 2022)。目前，中国的中学生群体中，非自杀性自伤行为有高达27.4%的检出率(韩阿珠等，2017)，明显高于全球患病率16% (Gong et al., 2025)。非自杀性自伤行为在青少年中已经成为重要的公共卫生问题(谭洁颖，张璐璐，2025)。自伤整合模型(Integrated Theoretical Model)强调个体特质和外部环境对个体自伤行为的作用(Nock, 2009)。因此，本研究基于自伤整合模型，拟同时从个人特质和外部环境两方面探究青少年非自杀性自伤的影响因素。

1.1. 欺凌受害与自我批评对青少年非自杀性自伤的影响

欺凌受害(Bullying Victimization)是个体长期或反复遭受他人欺凌或伤害的现象(Olweus, 1994)，是青少年中非自杀性自伤行为的重要诱因(Drubina et al., 2023)。欺凌受害是一种典型的压力源，当个体缺乏有效应对策略时，可能会选择非适应性的行为，如NSSI，来缓解压力和负面情绪。以往研究发现，青少年阶段普遍存在欺凌受害的现象(Bradshaw et al., 2013)，他们相比健康、积极情绪的个体，自伤概率会更高(曲萌雨等，2023)。

自我批评(Self-Criticism, SCR)是个体通过自动的、有意识的自我评估后形成的一种对自我的消极判断和评价，包括自责、自我导向的愤怒、厌恶和仇恨(Poudel et al., 2022)。自我批评水平越高，对自我的行为越失望，越容易接受将自我伤害作为惩罚方式。自我批评与非自杀性自伤行为呈显著正相关(Aspeqvist et al., 2024; Baetens et al., 2012; 顾红磊等，2018)。You et al. (2017)进一步指出，自我批评与非自杀性自伤之间可能也存在双向关系，即自我批评可能会刺激个体的自伤行为，并且个体出现自伤行为后可能会有更多的负性情绪，进而激发自我批评。

然而，现有研究只从欺凌受害或自我批评单一角度对青少年非自杀性自伤行为进行探讨，未将二者综合考虑。自伤整合模型认为非自杀性自伤行为是由外部环境和个体特质相互作用的结果(Nock, 2009)。欺凌受害经历会使个体产生消极的自我认知，这种认知是自我批评的基础。欺凌受害也会导致个体产生无助、焦虑等负面情绪，这些情绪会增加自我批评的倾向(Perazzini et al., 2025)。Chen et al. (2025)发现，欺凌受害和自我批评之间存在复杂的动态关系，可能会出现4种情况：① 高欺凌受害和高自我批评的“高危”状态；② 低欺凌受害和低自我批评的“安全”状态；③ 高欺凌受害和低自我批评；④ 低欺凌受害和高自我批评状态。因此，本研究拟通过将欺凌受害和自我批评作为块变量，考察块变量(欺凌受害和自我批评)对青少年非自杀性自伤行为的影响，并提出假设1：欺凌受害与自我批评的不同组合对青少年非自杀性自伤行为有不同影响。

1.2. 抑郁的中介效应

动机–意志整合模型(IMV)提出，前动机阶段的诱发因素(如消极环境、易感体质和早期负性生活事件等)促使个体进入动机阶段并引发抑郁，最终导致非自杀性自伤行为(Haghish, 2025)。研究发现，欺凌受害是青少年抑郁的重要诱因(陈婷等，2020)。当青少年遭受欺凌受害时，他们可能会产生无助感、挫败感等负面情绪，这些情绪逐渐积累并转化为抑郁情绪(徐珺等，2024)。自我批评水平越高，抑郁出现的概率愈高(倪萍，2024)。因此，基于IMV模型，提出假设2：抑郁在欺凌受害和自我批评对青少年非自杀性自伤影响路径中起中介作用。

1.3. 自我同情的调节作用

IMV模型明确指出青少年非自杀性自伤行为并非是抑郁的直接结果，两者之间关系会受到其他因素的调节(O’Connor & Kirtley, 2018)。该模型认为韧性水平越高的个体，其自我同情的能力越强。自我同情(Self-Compassion, SC)是个体面对痛苦时对自己的一种善意、理解和非评判性的取向(Adonis et al., 2025)。自我同情作为重要的心理资源，与青少年群体的心理健康呈显著正相关(Liu et al., 2023)，与抑郁呈显著负相关(Yang & Yang, 2025)。此外，在一项关于青少年自我同情和自伤的研究中得出，自我同情与非自杀性自伤行为呈显著负相关(陈丽桦，2024)。因此，本研究提出假设3：自我同情在该中介模型的前后半段均起到调节作用。

综上，本研究探究青少年非自杀性自伤行为的发生机制，并提出一个有调节的中介效应(如图1)，主要探究三个问题：(1) 探究青少年欺凌受害与自我批评对非自杀性自伤行为的影响；(2) 抑郁的中介作用；(3) 自我同情的调节作用。

Figure 1. Theoretical hypothesis model

图1. 理论假设模型

2. 方法

2.1. 研究对象和程序

本研究采取整群抽样法，选取河北省某中学的7、8年级学生为被试，共发放问卷1258份，回收有效问卷1172份，问卷有效率为93%，其中男生524人(44.7%)，女生648人(55.3%)，初一年级484人(41.3%)，初二年级688人(58.6%)。所有项目均获得被试、家长和学校的知情同意权，且得到华北理工大学伦理委员会批准(伦理审批号：2024008)。

2.2. 分析方法

首先，本文采取多项式回归与响应面分析方法，呈现三维图谱更直观地描绘出两个变量不同匹配关系对因变量的效应(Shanock et al., 2014)。多项式回归系数和响应面参数如表2所示，且根据Edwards和Parry (1993)提出的模型公式，本文建构的模型公式为：

Z (抑郁) = b0 + b1(BV) + b2 (SCR) + b3 (BV)² + b4 (BV) × (SCR) + b5 (SCR)² + e。

BV为欺凌受害，SCR为自我批评，(BV) × (SCR)为二者交叉项、加上二者的平方项；b0为截距，b1为BV的系数，b2为SCR的系数，b3为BV²的系数，b4为交叉项的系数，b5为SCR²的系数，e为误差项。本文先对BV和SCR进行尺度中心化处理，再将各项进行回归，且通过、三维图形呈现结果。在三维图形中，我们主要通过计算“BV = SCR”匹配曲线的斜率a1 = b1 + b2和曲率a2 = b3 + b4 + b5的值以及“BV = −SCR”的不匹配曲线的斜率a3 = b1 − b2和曲率a4 = b3 − b4 + b5的值及其显著性来判断对结果变量的影响。

然后，使用上述多项式回归系数构建欺凌受害和自我批评一致的区级变量——块变量(Edwards & Cable, 2009)，进而考察块变量(欺凌受害和自我批评)对青少年非自杀性自伤行为的影响，抑郁的中介作用以及自我同情的调节作用，并构建3个方程。方程1估计自变量块变量对因变量青少年非自杀性自伤行为的预测；方程2估计自变量块变量、调节变量以及块变量与调节变量的交互项对青少年非自杀性自伤行为的预测；方程3估计调节变量自我同情、中介变量抑郁以及二者的交互项对青少年非自杀性自伤的预测，标准化处理所有连续变量。

2.3. 研究工具

2.3.1. 欺凌受害

采用中文修订的Olweus欺凌问卷(Olweus Bully/Victim Questionnaire, BV)，该问卷具有良好的信效度(张文新，武建芬，1999)。问卷包括欺凌问卷与被欺凌问卷两个部分，本研究采用其中的被欺凌的分问卷考察个体中小学阶段遭受校园欺凌的状况，共7题。采用1~5点计分，得分越高，受欺凌程度越高。本研究中该问卷的内部一致性Cronbach’s α系数为0.823。

2.3.2. 自我批评

采用抑郁体验问卷中(Depressive Experiences Questionnaire, DEQ)的自我批评分问卷，共15个条目，采用7点计分，得分越高，个体自我批评水平越高。该问卷具有良好的信效度(宁布等，2006)，在本研究中该问卷的内部一致性Cronbach’s α系数为0.906。

2.3.3. 抑郁

采用病人健康问卷抑郁量表(Patient Health Questionnaire-9, PHQ-9)评估被试过去两周抑郁症状的发生频率，共9道题目，该量表具有良好的信效度，表现出了跨文化的稳定性(Allgaier et al., 2012; 胡等，2014)，在本研究中该问卷的内部一致性Cronbach’s α系数为0.888。

2.3.4. 自我同情

采用中文修订版的青少年自我同情量表(Self Compassion, SC)的进行评估，共12道题目，分为三个维度，分别是普遍人性、自我宽容和正念。采用5点计分方式。得分越高，表示自我同情水平越高。该量表具有良好的信效度，表现出了跨文化的稳定性(宫火良等，2014)，在本研究中该问卷的内部一致性Cronbach’s α系数为0.77。

2.3.5. 非自杀性自伤

采用渥太华自伤量表(Ottwa Self-Injury Inventory, OSI)中的条目对NSSI进行界定(Nixon et al., 2015)，采用4点计分方式。各条目之和即为被试的NSSI得分。得分越高，个体自我伤害程度越高，在本研究中该问卷的内部一致性Cronbach’s α系数为0.864。

3. 结果

3.1. 共同方法偏差检验

首先，使用Harman单因子法对5个问卷全部题项进行探索性因素分析，使用未旋转的主成分分析法，分析结果显示：共有9个因子的特征根大于1，第一个因子的方差解释率为25.92% (低于临界指标40%) (周浩，龙立荣，2004)。

3.2. 各变量之间的描述统计以及相关分析

表1列出各研究变量平均数、标准差以及相关矩阵，结果显示各变量之间存在显著相关，结果如下表1所示。

Table 1. Descriptive statistics and correlation analysis results

表1. 描述统计量及相关性分析结果

变量	1	2	3	4	5
受欺凌	1
自我批评	0.370^***	1
抑郁	0.491^***	0.469^***	1
自我同情	−0.280^***	−0.630^***	−0.370^***	1
自伤	0.472^***	0.255^***	0.527^***	−0.205^***	1
M ± SD	9.100 ± 4.012	49.280 ± 17.321	11.350 ± 3.844	42.220 ± 7.683	10.570 ± 2.203

注：1为受欺凌；2为自我批评；3为抑郁；4为自我同情；5自伤。^*p < 0.05，^**p < 0.01，^***p < 0.001，下同。

3.3. 欺凌受害——自我批评对青少年抑郁的影响

多项式回归系数和响应面参数如表2所示，沿一致线(BV = SCR)，横截面的斜率(Slope, S)显著(S = 0.236, p < 0.001, 95%CI = [0.461, 0.585])，即高欺凌受害–高自我批评组比低欺凌受害–低自我批评一致组，表现更高水平的抑郁行为；沿不一致线(BV= −SCR)，横截面的斜率显著(S = 0.810, p < 0.001, 95%CI = [−0.329, −0.245])，说明低欺凌受害–高自我批评组比高欺凌受害–低自我批评组, 表现出更高水平的抑郁行为，即自我批评对青少年抑郁的作用更加显著。另外，响应面一致线曲率和不一致线曲率显著，表明欺凌受害–自我批评与青少年抑郁之间为非线性关系。并以欺凌受害为X轴，自我批评为Y轴，青少年抑郁为Z轴，探究欺凌受害与自我批评对青少年抑郁的影响，拟合得出欺凌受害–自我批评与青少年抑郁的三维响应图2。采用选点法，沿一致线和非一致线正负1个标准差选择的4个点：Z1 (2.31, 3.42, 18.23)，Z2 (−2.31, −3.42, 11.87)，Z3 (2.31, −3.42, 20.65)，Z4 (−2.31, 3.42, 9.12)。计算z-hat值，一致线Z1和Z2的差为−6.36，不一致线Z3和Z4的差为−11.53，结果支持该结论：欺凌受害与自我批评对青少年抑郁的影响是非线性的，且自我批评对青少年抑郁的作用更为显著，验证了假设1。

Table 2. Polynomial regression coefficients and response surface parameters (RSA)

表2. 多项式回归系数和响应面参数(RSA)

结果指标	多项式回归系数						响应面分析系数(RSA)
	b0	b1	b2	b3	b4	b5	a1	a2	a3	a4
BV-SCR
PHQ	15.702	0.523	−0.287	0.129	−0.084	0.112	0.236	0.157	0.810	0.325

注：b0~b5是多项式回归方程中的系数：Y(PHQ) = b0 + b1(BV) + b2 (SCR) + b3 (BV)² + b4 (BV) × (SCR) + b5 (SCR)² + e；Y(NSSI) = b0 + b1(BV) + b2 (SCR) + b3 (BV)² + b4 (BV) × (SCR) + b5 (SCR)² + e。a1系数(即b1 + b2)表示同余线的斜率；a2系数(即b3 + b4 + b5)表示同余线的曲率；a3系数(即b1 − b2)表示发散线的斜率；a4系数(即b3 − b4 + b5)表示发散线的曲率。BV：欺凌受害；SCR：自我批评；PHQ：抑郁。

Figure 2. The effect of bullying victimization—self-criticism consistency on adolescent depression

图2. 欺凌受害——自我批评一致对青少年抑郁的影响

3.4. 有调节的中介效应检验

基于上，将所有变量进行标准化，使用Hayes编制的SPSS 23.0宏程序PROCESS 4.1来探究块变量(欺凌受害和自我批评)对青少年非自杀性自伤行为的影响，抑郁的中介作用以及自我同情对该中介作用的调节作用。结果如表3所示，方程1结果：块变量(欺凌受害和自我批评)对青少年非自杀性自伤行为没有显著影响(β = 0.000, p =0.526)，块变量(欺凌受害和自我批评)和青少年非自杀性自伤行为存在非线性关系；方程2结果：块变量对抑郁有显著影响(β = 0.295, p < 0.001)，调节变量自我同情对抑郁显著影响(β = −0.257, p < 0.001)。且块变量和自我同情的交互项对抑郁有显著影响(β = −0.145, p < 0.001)；方程3结果：块变量对青少年非自杀性自伤行为呈显著影响(β = 0.113, p < 0.001)，抑郁对青少年非自杀性自伤行为有显著影响(β = 0.381, p < 0.001)，此外，抑郁和自我同情的交互项对青少年非自杀性自伤行为有显著影响(β = −0.136, p < 0.001)。块变量(受欺凌和自我批评)、抑郁、自我同情和青少年非自杀性自伤行为分别构成一个有调节的中介模型，抑郁起完全中介作用，假设2得到验证；自我同情对该中介路径前后半段均有调节作用，假设3得到验证。此外，表4列出了自我同情在均值和正负1个标准差水平的中介效应值，结果为随着自我同情水平的增加，抑郁的中介效应不断下降，表明自我同情在调节欺凌受害和自我批评对青少年非自杀性自伤的影响中起到了重要作用。

使用简单斜率检验探究自我同情在该模型中前后路径中的作用(图3(A)、图3(B))。使用Hayes和Matthes (Hayes & Matthes, 2009)的Johnson-Neyman的调节效应图。图3(A)结果表明，块变量对抑郁的斜率随着自我同情水平的逐渐增加而不断减小，即自我同情是青少年受欺凌、自我批评和抑郁的保护因素，自我同情水平高的青少年可以减少受欺凌和自我批评对抑郁的影响。图3(B)结果显示，抑郁对非自杀性自伤行为的斜率随着自我同情的增加而逐渐减小，即自我同情对青少年抑郁和非自杀性自伤行为的具有保护作用，自我同情水平高的青少年可以减缓抑郁对非自杀性自伤行为的影响。

Table 3. Moderated mediation effect test

表3. 有调节的中介效应检验

变量

方程1 (因变量：Y自伤)

方程2 (因变量：M抑郁)

方程3 (因变量：Y自伤)

β

t

p

95%CI

β

t

p

95%CI

β

t

p

95%CI

X

0.000

0.634

0.526

[−0.005, 0.009]

0.295

9.491^***

<0.001

[0.234, 0.356]

0.113

3.507^***

<0.001

[−0.050, 0.176]

W

−0.257

−10.674^***

<0.001

[−0.304, 0.209]

−0.037

−1.378

0.168

[−0.090, 0.016]

XW

−0.145

−5.432^***

<0.001

[−0.197, −0.092]

M

0.381

11.141^***

<0.001

[0.314, 0.448]

MW

−0.136

−4.097^***

<0.001

[−0.200, −0.071]

R^2

0.073

0.300

0.300

F

104.327^***

189.223^***

113.109^***

Table 4. Mediation effects at different levels of self-compassion

表4. 自我同情不同水平下的中介效应

因变量	水平	中介效应值	Bootstrap SE	95%CI	直接效应	Bootstrap SE	95%CI	中介效应占比
NSSI	−1水平	0.227	0.053	[0.140, 0.342]	0.092	0.030	[0.033, 0.150]	71.16%
	均值	0.112	0.032	[0.061, 0.185]	0.113	0.032	[0.050, 0.176]	49.78%
	+1水平	0.037	0.033	[−0.004, 0.121]	0.134	0.053	[0.029, 0.239]	31.62%

(A) (B)

Figure 3. (A) Simple slope graph of the moderating effect of self-compassion on the influence of block variables (bullying victimization and self-criticism) on depression; (B) Simple slope graph of the moderating effect of self-compassion on the influence of depression on adolescent non-suicidal self-injury

图3. (A) 自我同情在块变量(欺凌受害和自我批评)对抑郁影响的调节作用简单斜率图；(B) 自我同情在抑郁对青少年非自杀性自伤影响的调节作用简单斜率图

4. 讨论

4.1. 欺凌受害–自我批评的匹配效应

基于自伤的整合模型，欺凌受害可以被视作一种外部应激源，而自我批评则是一种内在的人格特质。因此，本研究使用多项式回归与响应面分析的方法，探究了欺凌受害–自我批评匹配的效应，这种分析方法能够揭示两个变量在不同匹配情况下对因变量的影响，从而更全面地理解它们之间的复杂关系。研究结果显示，相比高欺凌受害–低自我批评一致组，低欺凌受害–高自我批评组表现出更高水平的抑郁行为。具体而言，高自我批评的青少年更容易将负面事件归因于自身，从而加剧了抑郁情绪的产生(Rodrigues et al., 2022)。因此，帮助青少年建立积极的自我认知，避免因外部欺凌而陷入自我否定尤为重要(Grant et al., 2025)。要预防青少年的负性情绪和不良经历所带来的心理问题，促进青少年的心理健康发展。

4.2. 抑郁的中介作用

本研究中，抑郁作为中介变量，完全中介了欺凌受害–自我批评与青少年非自杀性自伤之间的关系。这一结果表明，欺凌受害和自我批评对青少年非自杀性自伤的影响并非直接作用，而是完全通过引发抑郁情绪这一中间环节来实现的。认知易感性(Cognitive Vulnerability)是个体相对稳定的负性认知特性，具有潜在性、长期性和内化的特点(Pössel et al., 2024)。双重加工理论(The Dual-Process Theory)认为，抑郁的认知易感性是联想加工与反思加工相互作用的结果。具体而言，消极偏向的自我指向联想加工，以及反思加工无力校正这种偏向，共同导致了抑郁认知易感性的形成(高华，彭新波，2009)。个体的自我批评是一种带有消极偏向的联想加工，容易将负性的情绪归于自身，经过消极加工后内求，更易导致抑郁的认知易感性形成(Feng et al., 2024)。当青少年遭受欺凌受害或自我批评时，他们可能会产生无助感、挫败感等负面情绪，这些情绪逐渐积累并转化为抑郁情绪。而抑郁情绪作为一种强烈的心理应激反应(Grant et al., 2025)，导致个体的认知功能下降(Choi et al., 2020)，产生一系列负性行为(王玉龙等，2024)，使他们再难以应对生活中的压力和挫折，这些变化可能使青少年更容易选择非自杀性自伤行为作为一种缓解情绪痛苦的方式(Adonis et al., 2025)，从而增加了非自杀性自伤的发生风险。

4.3. 自我同情的调节作用

本研究发现，自我同情作为调节变量，对前后路径均有调节作用，具体表现为，高水平的自我同情能够显著降低欺凌受害–自我批评对抑郁的影响，同时也能显著降低抑郁对青少年非自杀性自伤的影响。这一结果表明，自我同情能够帮助个体在面对欺凌受害和自我批评时，更好地调节和管理自己的情绪(Shi et al., 2024)，通过自我善意和正念的实践，个体能够以更平和的心态看待自己的经历，从而减少负面情绪的积累。并且，自我同情作为一种积极的心理资源，能够增强个体的心理韧性，帮助他们在面对压力时保持积极的心态(Sotardi & Thompson, 2025)。这种心理韧性不仅有助于减少抑郁的发生，还能降低抑郁对非自杀性自伤行为的影响(Hill et al., 2025)。

4.4. 研究意义

本研究基于整合模型和动机–意志模型，将欺凌受害(外部环境)和自我批评(个人特质)纳入同一模型，全面探讨青少年非自杀性自伤行为的成因，丰富了整合模型的内涵，为理解非自杀性自伤行为提供了更全面的视角，提示未来干预应从外部环境和内部心理特质两个维度入手。一方面，通过营造积极、健康的学习环境，减少欺凌现象的发生，为青少年提供一个安全、支持性的成长环境；另一方面，心理干预应注重培养青少年的自我同情能力，通过正念训练、心理教育等方式，帮助他们建立积极的自我认知。同时，通过情绪调节训练、认知行为疗法等方法，帮助青少年学会有效管理自己的情绪，避免因情绪失控而采取自伤行为。

4.5. 研究不足

本研究也存在一定的局限性。第一，采用的是横断面研究方法，虽然基于自伤整合模型和动机–意志模型构建了中介模型，但在一定程度上不能很好地反映变量间的因果关系和中介效应的方向性。因此，未来研究可以采取纵向研究。第二，本研究样本来源单一，样本代表性方面存在不足。因此，未来研究可以增大样本的代表性，提高研究的生态效度。第三，本研究虽然发现抑郁在欺凌受害和自我批评与非自杀性自伤之间存在中介作用且自我批评在其中起到调节作用，但这种作用机制可能更为复杂，仍需要进一步探讨。

5. 结论

综上：(1) 相较于外界环境，更消极的个体特质更容易提高个体抑郁的风险，可以预测非自杀自伤行为出现的概率。(2) 欺凌受害和自我批评完全通过抑郁影响非自杀性自伤行为。(3) 抑郁情绪的累积和非自杀性自伤行为的减少与自我同情有关联。

NOTES

^*通讯作者。