Anxiety disorders, gender nonconformity, bullying and self‐esteem in sexual minority adolescents: prospective birth cohort study
TL;DR 精炼摘要
本研究基于英国出生队列,采用结构化临床访谈发现,性少数青少年焦虑风险较高,与童年性别不符合、欺凌和自尊低相关。欺凌和自尊部分中介了性少数身份与焦虑的关联,但未完全解释。
摘要
Anxiety disorders, gender nonconformity, bullying and self-esteem in sexual minority adolescents: prospective birth cohort study Abbeygail Jones, Emily Robinson, Olakunle Oginni, Qazi Rahman, and Katharine A. Rimes Institute of Psychiatry, Psychology and Neuroscience, King’s College London, London, UK Background: Sexual minority adolescents (i.e. youth not exclusively heterosexual) report more anxiety than heterosexual youth on symptom questionnaires but no research has used standardised diagnostic tools to investigate anxiety disorder risk. This study uses a UK birth cohort to investigate the risk of anxiety disorders in sexual minority and heterosexual youth using a computerised structured clinical interview and explores the influence of gender nonconformity, bullying and self-esteem. Methods: Participants were 4,564 adolescents (2,567 girls and 1,996 boys) from the Avon Longitudinal Study of Parents and Children (ALSPAC). Logistic regression analyses were performed to investigate the association between sexual orientation at 15.5 years and the presence of an anxiety disorder at 17.5 years. Covariates including maternal occ
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1. 论文基本信息
1.1. 标题
焦虑症、性别不符合、欺凌和自尊与性少数青少年:前瞻性出生队列研究 (Anxiety disorders, gender nonconformity, bullying and self‐esteem in sexual minority adolescents: prospective birth cohort study)
1.2. 作者
Abbeygail Jones, Emily Robinson, Olakunle Oginni, Qazi Rahman, and Katharine A. Rimes
1.3. 发表期刊/会议
Institute of Psychiatry, Psychology and Neuroscience, King's College London, London, UK (伦敦国王学院精神病学、心理学与神经科学研究所)
1.4. 发表年份
论文内容涉及的数据收集时间为 2006 年 10 月至 2008 年 6 月,但论文发表的具体年份在提供的内容中未明确给出,通常此类研究报告会刊登于医学或心理学相关期刊。
1.5. 摘要
本研究发现,与异性恋青少年相比,性少数青少年(即非完全异性恋的青少年)在 17.5 岁时患焦虑症的风险更高。这一评估是基于一项英国出生队列研究(ALSPAC)中通过计算机化结构式临床访谈进行的。研究显示,15.5 岁时的性少数身份与童年早期更高的性别不符合 (gender nonconformity)、更低的自尊 (self-esteem) 和更多的欺凌 (bullying) 报告相关。在调整了种族、母亲职业和童年性别不符合等因素后,对焦虑风险的影响微乎其微。然而,将欺凌和自尊纳入考虑后,性少数身份与焦虑症之间的关联有所减弱,但并未完全消除。研究结果表明,12-16 岁期间的欺凌经历和较低的自尊部分促成了性少数青少年较高的焦虑症风险。
1.6. 原文链接
/files/papers/69056b090b2d130ab3e047eb/paper.pdf
该链接指向 PDF 文件,其发布状态为已正式发表的学术论文。
2. 整体概括
2.1. 研究背景与动机
2.1.1. 核心问题
论文旨在解决的核心问题是:性少数青少年(即非完全异性恋的青少年)患焦虑症的风险是否高于异性恋青少年?如果是,那么童年性别不符合 (Childhood Gender Nonconformity, CGN)、欺凌 (bullying) 和自尊 (self-esteem) 等因素在其中扮演了怎样的角色?
2.1.2. 问题的重要性与现有研究空白 (Gap)
- 重要性: 系统性综述显示性少数青少年报告的焦虑水平普遍高于异性恋青少年,这表明这是一个亟待解决的公共卫生问题。理解其风险因素对于制定有效的干预措施至关重要。
- 挑战与空白:
- 诊断工具的局限性: 现有研究多采用问卷调查或自我报告的专业诊断来衡量焦虑,缺乏使用标准化诊断工具(如结构式临床访谈)来评估性少数青少年焦虑症风险的研究。这可能导致诊断的准确性和可靠性不足。
- 纵向研究的缺乏: 很少有前瞻性研究长期追踪性少数青少年,以理解心理健康问题发展的时间序列和潜在的风险机制。特别是对于童年性别不符合 (CGN)、欺凌和自尊这些被提出的风险因素,缺乏在性少数青少年群体中的纵向研究证据。
- CGN测量的回顾性偏倚: 之前关于 CGN 的研究多依赖回顾性测量,可能存在回忆偏倚。
- 机制的探索不足: 尽管“少数群体压力理论 (minority stress theory)”提出了多种机制,但缺乏实证研究来纵向检验这些机制(如欺凌和自尊)在性少数青少年焦虑症发展中的贡献。
2.1.3. 论文的切入点与创新思路
本文的创新点在于:
- 前瞻性出生队列研究 (prospective birth cohort study): 首次使用大型前瞻性出生队列样本(ALSPAC)来研究性少数青少年的焦虑症风险,这能够更好地建立时间和因果关系。
- 标准化诊断工具 (standardized diagnostic tool): 首次使用计算机化结构式临床访谈 (
Clinical Interview Schedule-Revised, CIS-R) 来诊断焦虑症,提高了诊断的严谨性和客观性。 - 多因素的纵向评估: 探讨了童年性别不符合(由母亲在学龄前报告和儿童在 8 岁时自我报告)、青少年时期的欺凌(12-16 岁)和自尊(17.5 岁)对性少数青少年焦虑症风险的独立及共同贡献,并强调了这些因素在时间上的先后顺序。
- 分性别分析 (sex-separated analysis): 鉴于在性少数青年中焦虑、自尊、欺凌和性别不符合相关受害经历存在性别差异,研究对女孩和男孩进行了分开分析,以避免遗漏潜在的性别特异性效应。
2.2. 核心贡献/主要发现
- 性少数青少年焦虑症风险显著升高: 15.5 岁时报告性少数性取向的青少年,在 17.5 岁时患焦虑症的几率是异性恋青少年的约 2.5 倍(男女均是)。这是首次通过结构化临床诊断工具在前瞻性队列研究中确认这一风险。
- 欺凌和低自尊是重要的促成因素: 12-16 岁期间的欺凌经历和较低的自尊部分解释了性少数青少年较高的焦虑症风险。当调整了这些因素后,性取向与焦虑症之间的关联强度有所减弱,但仍然显著。
- 童年性别不符合对焦虑症风险的直接影响较小: 尽管童年性别不符合与性少数性取向显著相关,但其在解释性少数性取向与焦虑症风险之间关联中的作用较小。
- 强调干预措施的必要性: 研究结果支持临床评估和干预应关注性少数青少年所经历的受害经历和自尊问题。
3. 预备知识与相关工作
3.1. 基础概念
- 性少数青少年 (Sexual Minority Adolescents): 指那些性取向不完全是异性恋的青少年群体。这包括同性恋 (homosexual)、双性恋 (bisexual) 以及其他非异性恋的身份认同,如“主要是异性恋,但也吸引同性”或“主要是同性恋,但也吸引异性”。
- 焦虑症 (Anxiety Disorders): 一组以过度恐惧、担忧和焦虑为核心特征的精神障碍。本文采用
ICD-10(国际疾病分类第十版)的诊断标准,包括广泛性焦虑症 (generalized anxiety disorder)、广场恐惧症 (agoraphobia)、社交恐惧症 (social phobia)、特定恐惧症 (specific phobia) 或惊恐障碍 (panic disorder)。 - 童年性别不符合 (Childhood Gender Nonconformity, CGN): 指儿童在玩具选择、游戏活动、角色扮演和行为举止等方面不符合其出生性别所预期的刻板印象。例如,生理性别为男的儿童偏爱玩洋娃娃或女性化活动,或生理性别为女的儿童偏爱玩工具或男性化活动。
- 自尊 (Self-esteem): 指个体对自己价值和能力的整体评价和感受。高自尊通常与积极的自我看法和心理健康相关,而低自尊则可能与心理困扰相关。
- 欺凌 (Bullying): 指一种重复的、故意的伤害行为,通常发生在权力不平衡的关系中。欺凌可以是身体上的、言语上的、关系上的(如排斥)或网络上的。
- 少数群体压力理论 (Minority Stress Theory): 由 Meyer 提出的理论,认为性少数群体由于其少数身份而经历的独特压力(如污名化、歧视、偏见、内部恐同、隐匿身份、预期拒绝等),是导致其心理健康问题风险升高的重要原因。这些压力可能直接影响心理健康,也可能通过诸如低自尊等心理机制间接产生影响。
- 前瞻性出生队列研究 (Prospective Birth Cohort Study): 一种纵向研究设计,从出生时(或怀孕早期)开始招募一组参与者,并定期跟踪他们,收集各种数据,以观察暴露因素与疾病或结果之间的长期关系。这种设计有助于建立时间顺序,减少回忆偏倚。
3.2. 前人工作
- 性少数青少年焦虑症风险: Ploderl & Tremblay (2015) 的系统性综述指出,性少数青少年比异性恋青少年报告了更高水平的焦虑,但这些研究多使用问卷或自我报告,缺乏标准化诊断工具。
- 受害经历 (Victimisation) 与心理困扰:
- Birkett, Newcomb, & Mustanski (2015) 报告称,受害程度越高预示着性少数青少年后期心理困扰水平越高。
- Burton et al. (2013) 发现,性少数相关的受害经历是性取向对抑郁症状和自杀意念影响的显著中介因素。
- Poteat et al. (2014) 在一项针对异性恋青少年的短期前瞻性研究中发现,恐同受害经历是焦虑增加的预测因子。然而,尚无纵向研究探讨受害经历在性少数青少年焦虑症风险增加中的作用。
- 自尊 (Self-esteem) 的作用:
- Hershberger & D'Augelli (1995) 发现,在性少数青年中,低自尊中介了受害经历与不良心理健康之间的关系,且该中介作用需与家庭支持结合。
- Ploderl & Fartacek (2005) 发现,控制自尊可以削弱性少数身份与自杀意念之间的关系。但在性少数青年中,自尊在焦虑症中的作用尚未进行纵向研究。
- 童年性别不符合 (CGN) 的作用:
- 与性取向的关系: 回顾性研究(如 Bailey & Zucker, 1995)和一项前瞻性研究(Steensma et al., 2012)表明,CGN 与成年后的同性恋相关。
- 与心理健康的关系: Alanko et al. (2009) 发现,回忆的 CGN 与焦虑和抑郁水平升高相关,在性少数群体中这种关联最强。Roberts et al. (2012) 发现,在性少数群体中,CGN 部分解释了童年虐待和成年后创伤后应激障碍 (PTSD) 的高患病率。这些研究依赖回顾性 CGN 测量,可能存在回忆偏倚。
- 与社交焦虑的关系: Van Beusekom et al. (2016) 在一项荷兰青少年的横断面研究中发现,自我报告的性别不符合与社交互动焦虑相关,且恐同受害经历部分中介了这种关联。
- 空白: 缺乏前瞻性研究调查童年时期报告的 CGN 与性少数青少年焦虑症之间的关系。
3.3. 技术演进
该领域的技术演进主要体现在从依赖自我报告问卷到采用标准化临床诊断工具,以及从横断面研究到前瞻性纵向研究,以更准确地捕捉心理健康问题的发展轨迹和潜在的风险机制。此外,对风险因素(如 CGN、欺凌、自尊)的测量也从单一、回顾性转向多源(如母亲报告、儿童自我报告)、多时间点的前瞻性测量。研究方法从简单的关联分析演变为通过逐步调整协变量来探索中介效应或部分贡献。
3.4. 差异化分析
本文与现有研究的主要区别和创新点体现在:
- 诊断准确性: 首次在性少数青少年焦虑症风险研究中采用了计算机化结构式临床访谈 (
CIS-R) 进行ICD-10诊断,而非仅仅依赖问卷或自我报告,显著提高了诊断的严谨性。 - 纵向研究设计: 利用大型前瞻性出生队列研究 (
ALSPAC) 数据,能够更可靠地考察性取向、童年性别不符合、欺凌和自尊在时间上的先后顺序,从而更好地推断它们与焦虑症之间的关系,减少回忆偏倚。 - CGN测量的全面性: 结合了母亲在学龄前和儿童在 8 岁时自我报告的 CGN 测量,提供了更全面的童年性别不符合信息,并克服了先前研究中普遍存在的回顾性测量偏倚问题。
- 多因素整合分析: 在一个统一的框架内,同时考察了 CGN、欺凌和自尊这些被提出的风险因素,并采用逐步回归模型来评估它们对性少数青少年焦虑症风险的独立和共同贡献,揭示了不同因素的相对重要性。
- 分性别分析: 考虑到心理健康问题在不同性别性少数青少年中可能存在的差异,研究对女孩和男孩进行了分开分析,使结果更具精细性。
4. 方法论
4.1. 方法原理
本研究的核心思想是利用前瞻性出生队列研究数据,通过逻辑回归 (logistic regression) 模型分析性少数青少年在 17.5 岁时患焦虑症的风险,并逐步调整一系列协变量(包括人口学特征、童年性别不符合、欺凌经历和自尊),以评估这些因素对风险关联的贡献。研究旨在确定性少数身份是否与更高的焦虑症风险相关,以及欺凌和低自尊是否能部分解释这种关联。
4.2. 核心方法详解
4.2.1. 样本 (Sample)
数据来源于英国的 Avon Longitudinal Study of Parents and Children (ALSPAC)(雅芳父母与儿童纵向研究)。该研究最初邀请了所有在 1991 年 4 月 1 日至 1992 年 12 月 31 日期间在雅芳健康管理局预产的孕妇参与。最终核心队列包含 14,541 例妊娠,其中 14,062 例活产,13,988 名婴儿在 1 岁时存活。通过额外招募,总样本量达到 15,247 例妊娠。在 17.5 岁时,10,101 名参与者(占原始队列的 65%)被邀请到研究诊所进行访谈。本分析基于其中 4,564 名完成了 Clinical Interview Schedule-Revised (CIS-R)(临床访谈量表-修订版)的参与者。
为了评估潜在的样本流失偏倚 (attrition bias),研究比较了完成 CIS-R 的参与者和未完成的参与者在主要研究变量上的差异。结果显示,CIS-R 样本中白人参与者比例更高,母亲从事专业/技术职业的比例更高。完成 CIS-R 的女孩在 8 岁时报告的性别不符合程度较低,而完成 CIS-R 的男孩则在母亲报告和儿童报告的性别不符合程度上均高于未完成 CIS-R 的男孩。其他分析变量没有显著差异。
4.2.2. 伦理批准 (Ethical Approval)
研究获得了 ALSPAC 法律与伦理委员会以及伦敦国王学院研究伦理委员会的伦理批准(参考号 PNM/14/15-67)。
4.2.3. 测量 (Measures)
- 焦虑症结局 (Anxiety outcome):
- CIS-R: 结局变量是 17.5 岁时根据计算机化
CIS-R(Lewis et al., 1992; Patton et al., 1999)得出的ICD-10(国际疾病分类第十版)任何焦虑症诊断。CIS-R是完全标准化的,其计算机化和访谈版本都是可靠的精神疾病测量工具(Lewis, 1994; Lewis et al., 1988, 1992)。结局变量是二元变量 (binary variable),指示是否存在至少一种以下诊断:广泛性焦虑症 (generalised anxiety disorder)、广场恐惧症 (agoraphobia)、社交恐惧症 (social phobia)、特定恐惧症 (specific phobia) 或惊恐障碍 (panic disorder)。
- CIS-R: 结局变量是 17.5 岁时根据计算机化
- 性取向 (Sexual orientation):
- 性取向仅在 15.5 岁时进行评估。参与者被要求从列表中选择“最能描述你如何看待自己”的描述。在 4,564 名 17.5 岁时完成
CIS-R的受访者中,有 3,600 人回答了性取向问题。由于样本量较小,并且与之前使用此性取向变量的研究一致(Pesola, Shelton, & van de Bree, 2014),构建了一个二元变量“异性恋 vs. 非异性恋 (heterosexual verses nonheterosexual)”。 - 在 3,600 名参与者中,86.8% (n = 3,126) 识别为“100% 异性恋 (straight)”,被编码为异性恋。
- 如果受访者识别为:“主要是异性恋,但也吸引同性” (n = 333, 9.3%)、“主要是同性恋,但也吸引异性” (n = 17, 0.5%)、“100% 同性恋 (gay)” (n = 9, 0.3%) 或“双性恋(对两性同等吸引)” (n = 46, 1.3%),则被编码为非异性恋 (n = 405, 11.3%)。
- 选择“不确定 (not sure)” (n = 57, 1.6%) 或“对任何性别都没有性吸引” (n = 12, 0.3%) 的参与者被排除在外。先前研究表明,大多数在青春期中期识别为无性恋或“不确定”的个体后来会识别为异性恋,并且从未认为自己是性少数;因此,将这些参与者归类为非异性恋并与完全异性恋者进行比较是不恰当的(Ott et al., 2011)。
- 性取向仅在 15.5 岁时进行评估。参与者被要求从列表中选择“最能描述你如何看待自己”的描述。在 4,564 名 17.5 岁时完成
- 性别行为 (Gender behaviour):
- 学龄前活动量表 (Pre-school Activities Inventory, PSAI): 在儿童 30、42 和 57 个月大时,母亲填写
PSAI(Golombok & Rust, 1993)。该量表包含 24 个项目,其中 12 个是典型的男性化项目(如“玩工具套装”),12 个是典型的女性化项目(如“玩首饰”)。PSAI具有良好的信度(Cronbach's alpha 男性项目为 0.84,女性项目为 0.90)和建构效度(Cvencek, Greenwald, & Meltzoff, 2011)。项目分为三个量表:玩具量表 (Toy scale, 7 项)、活动量表 (Activity scale, 11 项) 和性格量表 (Character scale, 6 项)。父母被要求报告孩子表现出这些行为的频率:“从不”、“几乎从不”、“有时”、“经常”或“非常经常”;回答分别得分 1 到 5。性格量表在计算PSAI分数时被排除,因为关于“避免风险”、“探索新环境”、“对蛇、蜘蛛或昆虫感兴趣”和“避免弄脏”的项目可能与焦虑症症状重叠。PSAI的得分是通过将男性化项目得分相加,然后减去女性化项目得分。然后进行转换,使分数平均值接近 50。高于 50 的分数表示更多的男性化行为。分析中使用了三个时间点上转换后的玩具和活动量表分数的平均值。 - 童年活动量表 (Childhood Activities Inventory, CAI): 在儿童 8 岁时,儿童通过面对面访谈完成了
CAI。CAI是PSAI的 16 项版本,增加了适合年龄的项目;其报告的折半信度为 0.64,并且 8 岁时的CAI分数与早期童年的PSAI分数相关(Golombok et al., 2008)。研究者向儿童展示两个信封,每个信封对应一个CAI项目。一个蓝色的陈述暗示儿童没有从事该行为(例如,“有些孩子玩洋娃娃”),另一个红色的陈述暗示儿童从事了该行为(例如,“其他孩子不玩洋娃娃”)。研究者朗读两个陈述,并询问儿童更认同哪一个。研究儿童将蓝色或红色的陈述投进盒子上的两个槽中的一个;槽表示该陈述“有点符合他/她”或“非常符合他/她”。项目评分如下:1 - 非常符合他们不认同该行为;2 - 有点符合他们不认同该行为;3 - 有点符合他们认同该行为;4 - 非常符合他们认同该行为。
- 学龄前活动量表 (Pre-school Activities Inventory, PSAI): 在儿童 30、42 和 57 个月大时,母亲填写
- 欺凌 (Bullying):
- 在 16 岁时,问卷询问参与者是否自 12 岁以来经历过“被其他人欺凌”。由此产生的二元变量被用作欺凌的衡量指标。选择此变量是因为它在性取向评估之后进行,但涵盖了焦虑症结局之前的时间段。
- 自尊 (Self-esteem):
- 巴赫曼自尊量表 (Bachman self-esteem scale):
Rosenberg自尊量表的巴赫曼修订版(Bachman, 1970; Rosenberg, 1965)由研究儿童在 17.5 岁时通过在线调查完成。该量表具有良好的内部一致性(Cronbach's alpha = 0.75)和建构效度(Bachman & O'Malley, 1977)。该量表包含 10 个陈述,评分范围从 1“几乎总是如此”到 5“从不如此”。分数越高表示自尊越高。选择此变量是因为它在性取向评估之后进行。
- 巴赫曼自尊量表 (Bachman self-esteem scale):
- 人口学协变量 (Demographic covariates):
- 统计模型调整了母亲职业 (maternal occupation) 和种族 (ethnicity),因为社会经济地位和种族与成年期前心理健康问题的风险相关(Johnson et al., 1999; Stansfeld et al., 2004)。
- 母亲职业被二分为“专业/管理/技术人员” (Skilled/managerial/professional) 与“部分技术/非技术工人” (Partly skilled/unskilled)(Dale & Marsh, 1993)。
- 由于非白人个体数量较少,种族被二分为“白人” (White) 与“非白人” (Non-white) 类别。
4.2.4. 数据分析 (Data analysis)
- 缺失值 (Missing values):
- 由于纵向设计,存在高水平的样本流失和缺失数据。为解决统计效力 (power) 和样本量问题,使用 Stata 中的
mi impute chained命令执行了多重插补 (multiple imputation)。该插补命令支持具有任意缺失值模式的连续变量和分类变量的多变量插补。根据原始队列中分析变量的缺失数据水平,进行了 70 次插补。插补前分析证实数据是随机缺失的 (missing at random)。根据现有文献的建议,实施了一个小型插补模型(Thoemmes & Rose, 2014; White et al., 2011)。所有分析变量以及少量辅助变量都被纳入其中,这些辅助变量(a)与分析变量的缺失性相关,(b)独立地与结局变量相关。所有插补模型变量在补充材料 Table S1 中列出,其中显示了结局变量(焦虑症)中分析变量和辅助变量的缺失情况。当前的建议是反对在分析中使用插补的结局变量(White et al., 2011)。因此,本分析基于具有完整结局变量数据的插补案例。
- 由于纵向设计,存在高水平的样本流失和缺失数据。为解决统计效力 (power) 和样本量问题,使用 Stata 中的
- 统计分析 (Statistical analysis):
- 分析在 Stata 14.1 版本中进行。采用逻辑回归分析来预测参与者在 17.5 岁时患焦虑症的优势比 (odds ratios),以 15.5 岁时的性取向为预测变量,并调整协变量。
- 初始模型: 一个未调整模型 (
Step 0) 检验了 17.5 岁时的焦虑症(因变量)与 15.5 岁时的性取向(自变量)之间的关联。 - 逐步回归模型: 随后进行了五个额外的逻辑回归模型,以逐步方式调整协变量:
Step 1):调整母亲职业和种族。Step 2):调整母亲报告的 30 至 57 个月之间的童年性别不符合 (CGN)。Step 3):调整儿童报告的 8 岁时的CGN。Step 4):调整 12 至 16 岁期间的欺凌。Step 5):调整 17.5 岁时的自尊。
- 分析对女孩和男孩分别进行。同时使用原始完整案例数据集和多重插补数据集进行比较分析。使用前缀命令
mi estimate执行多重插补数据的逻辑回归。该命令对原始数据和 70 个插补数据集执行逻辑回归,并产生汇总结果。在分析的每个步骤之后,使用mi estimate命令的vartable选项检查插补模型之间和模型内部结果的方差。
5. 实验设置
5.1. 数据集
本研究使用了 Avon Longitudinal Study of Parents and Children (ALSPAC)(雅芳父母与儿童纵向研究)的次级数据。这是一个大型、 well-characterized 的英国前瞻性出生队列研究。
-
来源: 英国雅芳健康管理局,招募了在 1991 年 4 月 1 日至 1992 年 12 月 31 日之间预产的所有孕妇。
-
规模: 核心队列最初包含 14,541 例妊娠,最终用于分析的样本是 4,564 名在 17.5 岁时完成了
Clinical Interview Schedule-Revised (CIS-R)的青少年。 -
特点:
- 纵向性: 数据从儿童出生前开始收集,并持续到青少年时期,提供了丰富的多时间点数据。
- 多维度: 收集了包括人口学信息、父母报告的儿童行为、儿童自我报告的经历和心理状态等多种数据。
- 代表性: 样本大致代表了英国普通人群,但少数族裔群体和非白人少数群体代表性不足。
-
领域: 心理学、流行病学、儿童发展研究。
-
样本示例: 尽管原文未提供具体个体样本的详细信息,但其描述了数据收集的方式,例如:
- 性取向通过“最能描述你如何看待自己”的列表选项收集。
PSAI通过询问母亲儿童“玩工具套装”、“玩首饰”的频率来评估。CAI通过儿童选择“有些孩子玩洋娃娃”或“其他孩子不玩洋娃娃”来评估。- 欺凌经历通过“自 12 岁以来是否经历过被其他人欺凌”来收集。
- 自尊通过对 10 个陈述(如“几乎总是如此”到“从不如此”)的评分来衡量。
-
选择原因:
ALSPAC作为大型前瞻性出生队列研究,为研究儿童期和青少年期风险因素与成年早期心理健康结果之间的关系提供了独特的机会,能够更好地建立时间顺序,减少回忆偏倚,并利用标准化诊断工具进行焦虑症评估。
5.2. 评估指标
本研究主要使用了以下统计指标来评估结果:
5.2.1. 优势比 (Odds ratio, OR)
- 概念定义: 优势比 (OR) 是一种在流行病学和医学研究中常用的统计量,用于衡量暴露(如性少数身份)与某种结局(如患焦虑症)之间关联的强度。它表示在暴露组中结局发生的几率与在非暴露组中结局发生的几率之比。如果 OR > 1,表示暴露增加了结局的几率;如果 OR < 1,表示暴露降低了结局的几率;如果 OR = 1,表示暴露与结局没有关联。
- 数学公式:
- 符号解释:
- :在暴露组(例如,性少数青少年)中结局(例如,患焦虑症)发生的概率。
- :在暴露组中结局不发生的概率。
- :在非暴露组(例如,异性恋青少年)中结局发生的概率。
- :在非暴露组中结局不发生的概率。
5.2.2. p值 (p-value)
- 概念定义: 值 (p-value) 是在假设零假设(通常指研究中没有效果、没有差异或没有关联)成立的情况下,观察到当前数据或更极端数据的概率。在统计推断中,如果 值小于预设的显著性水平(通常为 0.05),我们倾向于拒绝零假设,认为观察到的结果具有统计显著性。
- 数学公式: 值本身没有一个统一的数学公式来表示,它是通过统计检验(如 Z 检验、t 检验、卡方检验、F 检验等)根据样本数据和假设分布计算得出的概率。
- 符号解释: 无特定符号需解释。
5.2.3. R平方 (R-squared)
- 概念定义: 在线性回归中,R 平方衡量模型解释因变量变异的比例。在逻辑回归中,由于因变量是分类的,不能直接使用传统的 R 平方。因此,研究人员使用“伪 R 平方 (Pseudo R-squared)”来评估模型的拟合优度。伪 R 平方值越大,通常表示模型对数据解释的程度越高,模型拟合效果越好。本文中提及的
R-squ指的是逻辑回归中的伪 R 平方。 - 数学公式: 逻辑回归中有多种伪 R 平方计算方法(例如,
Cox & SnellR 平方、NagelkerkeR 平方、McFaddenR 平方)。本文未明确指出使用的是哪一种,但Nagelkerke's R-squared是常见的一种,其公式为: - 符号解释:
- :零模型的似然值(即只包含截距项的模型)。
- :当前拟合模型的似然值。
- :样本大小。
5.3. 对比基线
本研究并非采用机器学习或深度学习中常见的“模型 A vs. 模型 B”的基线对比模式。其对比基线体现在:
- 群体对比: 将
非异性恋 (nonheterosexual)青少年与异性恋 (heterosexual)青少年进行比较,以评估性少数身份本身的风险。 - 逐步调整的效应对比: 通过逻辑回归的逐步调整 (sequential adjustment) 过程,将性取向与焦虑症的关联(初始 OR 值)作为基线,然后逐步加入人口学协变量、童年性别不符合、欺凌和自尊等因素,观察每一步调整后 OR 值的变化。这种方法有效地评估了每个因素对性取向与焦虑症关联的贡献程度。例如,
Step 0的未调整模型结果可视为后续调整模型的基线。
6. 实验结果与分析
6.1. 核心结果分析
6.1.1. 样本特征
在插补之前,405 名参与者(11.3%)在 15.5 岁时识别为非异性恋。女孩中非异性恋的比例高于男孩(14% vs. 8.2%)。异性恋和非异性恋参与者在种族或母亲职业上没有显著差异。对于两性,相对于异性恋参与者,非异性恋青年更有可能在 17.5 岁时被诊断出焦虑症,更有可能在 12-16 岁期间遭受欺凌,并且自尊水平较低。母亲报告的性别不符合在非异性恋参与者中更高。与 15.5 岁时识别为异性恋的男孩相比,后来报告非异性恋性取向的男孩在 8 岁时自我报告的性别不符合显著更高。对于女孩,趋势相同但差异不显著。
6.1.2. 逻辑回归分析结果
以下是原文 Table 2 的结果,展示了逐步逻辑回归分析的结果,从中可以清晰地看出各个因素的影响:
| Analysis step and variables | Odds ratio (95% CI) | p-value | R- squ |
| Girls | |||
| Step 0 | |||
| Sexual orientation (SO) | 2.55 (1.85-3.52) | p <.001 | .02 |
| Step 1 | |||
| SO | 2.53 (1.84-3.50) | p <.001 | .02 |
| Maternal occupation | 0.75 (0.55-1.03) | p= .076 | |
| Ethnicity | 1.34 (0.77-2.32) | p= .303 | |
| Step 2 | |||
| SO | 2.54 (1.84-3.51) | p < .001 | .02 |
| Mother-reported CGN | 0.97 (0.94-1.01) | p= .262 | |
| Step 3 | |||
| SO | 2.54 (1.84-3.52) | p <.001 | .03 |
| Child-reported CGN | 1.01 (1.00-1.02) | p = .113 | |
| Mother-reported CGN | 0.97 (0.94-1.00) | p = .074 | |
| Step 4 | |||
| SO | 2.34 (1.69-3.25) | p <.001 | .04 |
| Bullying | 2.25 (1.65-3.05) | p <.001 | |
| Child-reported CGN | 1.01 (1.00-1.02) | p =.061 | |
| Mother-reported CGN | 0.96 (0.93-1.00) | p = .037 | |
| Step 5 | |||
| SO | 2.14 (1.52-3.01) | p <.001 | .12 |
| Self-esteem | 0.89 (0.88-0.91) | p <.001 | |
| Bullying | 1.85 (1.33-2.57) | p<.001 | |
| Child-reported CGN | 1.01 (1.00-1.03) | p = .023 | |
| Mother-reported CGN | 0.97 (0.93-1.00) | p = .068 | |
| Boys | |||
| Step 0 | |||
| Sexual orientation | 2.48 (1.40-4.39) | p = .002 | .01 |
| Step 1 | |||
| SO | 2.48 (1.40-4.39) | p = .002 | .01 |
| Maternal occupation | 0.96 (0.55-1.67) | p =.879 | |
| Ethnicity | 1.07 (0.42-2.67) | p = .885 | |
| Step 2 | |||
| SO | 2.44 (1.37-4.33) | p = .002 | .01 |
| Mother-reported CGN | 0.98 (0.93-1.03) | p = .456 | |
| Step 3 | |||
| SO | 2.44 (1.37-4.33) | p = .002 | .01 |
| Child-reported CGN | 0.01 (0.98-1.02) | p = .960 | |
| Mother-reported CGN | 0.98 (0.93-1.03) | p = .493 | |
| Step 4 | |||
| SO | 2.10 (1.17-3.79) | p = .013 | .04 |
| Bullying | 2.62 (1.61-4.27) | p<.001 | |
| Child-reported CGN | 1.00 (0.98-1.02) | p = .927 | |
| Mother-reported CGN | 0.98 (0.93-1.04) | p =.512 | |
| Step 5 | |||
| So | 1.93 (1.06-3.54) | p = .032 | .08 |
| Self-esteem | 0.91 (0.88-0.94) | p<.001 | |
| Bullying | 2.32 (1.39-3.85) | p = .001 | |
| Child-reported CGN | 1.00 (0.98-1.02) | p = .906 | |
| Mother-reported CGN | 0.99 (0.94-1.04) | p = .685 | |
6.1.2.1. 未调整模型 (Step 0)
- 对于女孩和男孩,15.5 岁时的非异性恋身份与 17.5 岁时的焦虑症诊断显著相关。女孩的
OR为 2.55 (95% CI: 1.85-3.52, ),男孩的OR为 2.48 (95% CI: 1.40-4.39, )。这意味着性少数青少年患焦虑症的风险大约是异性恋青少年的 2.5 倍。
6.1.2.2. 调整人口学协变量 (Step 1)
- 调整母亲职业和种族后,性取向与焦虑症的关联几乎没有变化。这表明这些人口学因素并非是性少数青少年焦虑症风险差异的主要解释变量。
6.1.2.3. 调整童年性别不符合 (CGN) (Step 2 和 Step 3)
- 无论调整母亲报告的
CGN还是儿童报告的CGN,性取向与焦虑症诊断之间的关联均未显著减弱。CGN自身与焦虑症的风险也无显著关联(对于男孩)。对于女孩,母亲报告的CGN在Step 4变得显著,儿童报告的CGN在Step 5变得显著,但其OR值接近 1,影响较小。这与研究假设不符,表明CGN在介导性取向与焦虑症关系中的作用有限。
6.1.2.4. 调整欺凌 (Bullying) (Step 4)
- 调整 12-16 岁期间的欺凌后,性取向与焦虑症的
OR值有所下降:女孩从 2.54 降至 2.34,男孩从 2.44 降至 2.10。这表明欺凌部分解释了性少数青少年较高的焦虑症风险。 - 同时,欺凌本身是一个显著的独立风险因素,女孩的
OR为 2.25,男孩的OR为 2.62,均 。这与之前的研究一致,即欺凌与焦虑症风险密切相关。 - 模型解释的方差 (
R-squ) 也有所增加,表明欺凌是模型的重要组成部分。
6.1.2.5. 调整自尊 (Self-esteem) (Step 5)
- 在最终步骤中,调整 17.5 岁时的自尊后,性取向与焦虑症的
OR值进一步下降:女孩从 2.34 降至 2.14,男孩从 2.10 降至 1.93。这进一步支持了自尊在性少数青少年焦虑症风险中的部分中介作用。 - 自尊本身也是一个显著的独立预测因子,
OR值小于 1 (女孩 0.89,男孩 0.91),表明自尊越高,患焦虑症的风险越低 ()。 - 模型的
R-squ值再次显著增加(女孩达到 0.12,男孩达到 0.08),表明自尊是一个非常重要的解释变量。 - 调整自尊后,欺凌与焦虑症的关联 (
OR) 也有所减弱,暗示自尊可能在欺凌与焦虑症之间也存在一定的中介作用。
6.1.3. 综合发现
- 性少数身份风险显著: 即使调整了所有协变量,性少数身份与焦虑症风险之间仍然存在显著关联(女孩
OR2.14,男孩OR1.93)。这表明除了欺凌和自尊,还有其他未在本研究中考察的因素可能导致了这种风险差异。 - 欺凌和低自尊是关键促成因素: 欺凌经历和低自尊显著且独立地预测了焦虑症风险,并且部分解释了性少数青少年更高的焦虑症风险。
- CGN影响有限: 童年性别不符合与性少数性取向相关,但在解释性少数身份与焦虑症风险之间的关联中作用不大。
6.2. 数据呈现 (表格)
以下是原文 Table 1 的结果,它对比了异性恋和非异性恋参与者在各变量上的差异:
| Females | Males | |||||||
| Heterosexual (N = 2,311) | Nonheterosexual (N = 367) | Cohen's | Heterosexual (N = 2,159) | Nonheterosexual (N = 205) | Cohen's | |||
| N (%) | N (%) | x | d (95% CIs) | N (%) | N (%) | x | d (95% CIs) | |
| Outcome Anxiety diagnosis | ||||||||
| Absent | 1,512 (89.8) | 216 (78.5) | 28.7, p < .001 | 0.24 (0.15 to 0.33) | 1,368 (94.9) | 114 (88.4) | 9.3, p = .002 | 0.15 (0.06 to 0.25) |
| Present | 172 (10.2) | 59 (21.5) | 74 (5.1) | 15 (11.6) | ||||
| Dichotomous Covariates | ||||||||
| Maternal occupation | 1.1, p = .296 | 0.04 (-0.04 to 0.13) | 1,544 (84.2) | 150 (84.7) | 0.03, p = .858 | 0.01 (-0.08 to 0.10) | ||
| Professional, managerial or skilled | 1,593 (83.6) | 241 (81.1) | ||||||
| Partly skilled or unskilled | 313 (16.4) | 56 (18.9) | 289 (15.8) | 27 (15.3) | ||||
| Child Ethnic background | 2,025 (96.0) | 316 (95.5) | 0.2, p = .668 | 0.02 (-0.06 to 0.11) | 1,891 (95.9) | 175 (94.6) | 0.7, p = .401 | 0.04 (-0.05 to 0.12) |
| White | ||||||||
| Non-White | 85 (4.0) | 15 (4.5) | 81 (4.1) | 10 (5.4) | ||||
| Bullying 12-16 years Yes | 304 (17.4) | 73 (26.0) | 11.9, p = .001 | 0.15 (0.07 to 0.24) | 168 (12.6) | 37 (28.9) | 25.9, p < .001 | 0.27 (0.17 to 0.37) |
| No | 1,448 (82.6) | 208 (74.0) | 1,169 (87.4) | 91 (71.1) | ||||
| Continuous covariates | ||||||||
| Mean (SD) | Mean (SD) | t,p | Cohen's d (95% CIs) | Mean (SD) | Mean (SD) | t,p | Cohen's d (95% CIs) | |
| Gender nonconformity | ||||||||
| Mother-reported | 43.2 (3.1) | 44.0 (3.2) | -4.0, p < .001 | −0.26 (-0.39 to −0.13) | 54.2 (3.1) | 52.9 (3.3) | 5.2, p < .001 | 0.43 (0.27 to 0.61) |
| Child-reported | 39.6 (12.4) | 40.9 (13.0) | −1.7, p = .092 | −0.10 (-0.22 to 0.02) | 59.8 (11.4) | 57.3 (10.7) | 2.6, p = .009 | 0.22 (0.05 to 0.38) |
| Bachman's self-esteem score | 27.7 (6.5) | 26.3 (6.9) | 3.2, p = .002 | 0.21 (0.08 to 0.33) | 29.7 (6.0) | 28.4 (6.8) | 2.4, p = .017 | 0.23 (0.04 to 0.42) |
6.2.1. 主要发现解读 (基于 Table 1)
- 焦虑症诊断: 非异性恋女孩(21.5%)和男孩(11.6%)患焦虑症的比例均显著高于异性恋女孩(10.2%)和男孩(5.1%)。效应量
Cohen's d表明这种差异是中等偏小到中等大小。 - 人口学协变量: 异性恋和非异性恋群体在母亲职业和种族分布上没有显著差异,这与逻辑回归分析中这些变量对性取向与焦虑症关联影响甚微的结果一致。
- 欺凌: 非异性恋女孩(26.0%)和男孩(28.9%)报告的欺凌经历比例显著高于异性恋女孩(17.4%)和男孩(12.6%)。
Cohen's d显示欺凌的差异效应量为中等大小,尤其在男孩中更为显著。 - 性别不符合 (
CGN):- 母亲报告的
CGN: 非异性恋女孩的母亲报告的CGN分数(44.0)略高于异性恋女孩(43.2),且差异显著 ()。而非异性恋男孩的母亲报告的CGN分数(52.9)则低于异性恋男孩(54.2),差异同样显著 ()。这表明性少数群体在童年早期展现出更高(女孩)或不同方向(男孩)的性别不符合。 - 儿童报告的
CGN: 非异性恋男孩的儿童报告CGN分数(57.3)显著低于异性恋男孩(59.8),。对于女孩,非异性恋女孩的儿童报告CGN分数(40.9)略高于异性恋女孩(39.6),但差异不显著 ()。这提示了不同报告者和不同年龄段CGN测量的复杂性。
- 母亲报告的
- 自尊: 非异性恋女孩(26.3)和男孩(28.4)的
Bachman自尊量表得分均显著低于异性恋女孩(27.7)和男孩(29.7),均 ,表明性少数青少年的自尊水平较低。
6.3. 消融实验/参数分析
本研究的逐步回归分析可以看作是一种功能性的消融分析,它系统地评估了不同协变量(人口学因素、CGN、欺凌、自尊)对性取向与焦虑症关联的独立贡献和累积影响。
-
人口学因素的“消融”:
Step 1显示,调整母亲职业和种族对性取向与焦虑症的OR值几乎没有影响,这表明这些人口学因素并非解释这种关联的关键。 -
CGN的“消融”:Step 2和Step 3显示,调整CGN对性取向与焦虑症的OR值影响微乎其微,这表明CGN虽然与性取向相关,但对性少数青少年焦虑症风险的直接解释作用不大。 -
欺凌的“消融”:
Step 4显示,引入欺凌后,性取向与焦虑症的OR值显著下降,且欺凌本身成为一个强有力的独立预测因子。这表明欺凌部分解释了性少数青少年较高的焦虑症风险。 -
自尊的“消融”:
Step 5进一步引入自尊后,性取向与焦虑症的OR值再次下降,且自尊本身也是一个强有力的独立预测因子。这表明自尊进一步解释了性少数青少年较高的焦虑症风险。这种逐步分析的方法有效地“消融”了不同变量的影响,揭示了欺凌和自尊在性少数青少年焦虑症风险中的关键作用,并量化了它们对性取向与焦虑症关联的减弱程度。
7. 总结与思考
7.1. 结论总结
本研究首次利用前瞻性出生队列研究和标准化临床诊断工具,证实了性少数青少年在 17.5 岁时患焦虑症的风险显著高于异性恋青少年(风险约为 2.5 倍)。研究进一步发现,12-16 岁期间经历欺凌和较低的自尊水平,部分解释了性少数群体中这种升高的焦虑症风险。尽管童年性别不符合与性少数性取向相关,但它对性少数身份与焦虑症风险之间的关联影响甚微。核心发现强调了性少数青少年所面临的结构性压力源(如欺凌)和心理脆弱性(如低自尊)在焦虑症发展中的重要作用。
7.2. 局限性与未来工作
7.2.1. 局限性
- 性取向报告的偏倚: 性少数性取向可能存在低报 (under-reporting),尤其是在数据收集时(2006-2008 年)英国社会对非异性恋的污名化程度更高。
- 性取向测量时点单一: 仅在 15.5 岁时评估性取向一次,未能捕捉性认同随时间的变化,尤其是女性性认同的流动性。
- 样本量限制: 非完全异性恋的参与者数量相对较少,导致无法对性少数亚群体(如双性恋、同性恋等)进行细致比较,只能合并为一个非异性恋类别。
- 样本代表性: 非白人参与者和母亲从事非技术职业的参与者代表性不足,限制了研究结果的普遍性,尤其是在少数群体压力理论中,多重污名化身份可能导致更严重的负面心理结果。
CIS-R样本偏倚: 完成CIS-R的女孩报告的CGN较低,男孩报告的CGN较高,这可能导致CGN结果存在偏倚。- 变量测量时机的局限性:
- 自尊与焦虑症结局在同一时间点(17.5 岁)测量,使得无法明确自尊是焦虑症的风险因素还是焦虑症导致了自尊下降,限制了进行中介分析的可能性。
- 欺凌测量仅涵盖 12-16 岁,而 16-17.5 岁期间的欺凌经历也可能对 17.5 岁时的焦虑症产生影响。
- 欺凌测量的非标准化: 欺凌评估采用了一个非标准化的单一问题,可能未能全面捕捉欺凌的复杂性和严重程度。
7.2.2. 未来工作
- 深入中介分析: 未来的研究应通过在性取向和心理健康结局之间设置恰当时间点的自尊测量,来进行严格的中介分析,以明确自尊在其中的因果作用。
- 更精细的性取向分类: 在更大的样本中,对性少数亚群体(如双性恋、“主要是异性恋”等)进行单独分析,以揭示不同亚群体的独特风险和保护因素。
- 多样化队列研究: 招募更具种族多样性和社会经济背景多样性的队列,以探究多重污名化身份对心理健康的影响。
- 青少年
CGN及其与焦虑症的关系: 进一步研究青少年时期的性别不符合与焦虑症风险的关系,尤其是在同伴接纳和社会评价日益重要的青春期。 - 性别认同和性别烦躁 (gender dysphoria) 的考察: 本研究的
CGN测量未涉及性别认同或性别烦躁,未来应在性少数青少年的心理健康研究中纳入这些因素。 - 多时间点连续测量: 实施在多个、连续时间点评估变量的研究设计,以更全面地捕捉变量间的动态关系。
- 干预措施的开发与评估: 基于本研究结果,开发针对性少数青少年的韧性培养、欺凌干预和自尊提升项目,并进行效果评估。
7.3. 个人启发与批判
7.3.1. 个人启发
这篇论文通过严谨的纵向研究和标准化诊断,有力地证实了性少数青少年所面临的心理健康挑战,并揭示了欺凌和低自尊在其中的关键作用。它对我的启发主要有以下几点:
- 数据驱动的政策制定: 结果强调,政策制定者和教育机构需要采取更积极的措施来预防欺凌,并为性少数青少年提供支持性环境和资源,以提升其自尊和心理韧性。这包括反欺凌政策、包容性教育以及支持性社群建设。
- 临床干预的靶点: 对于临床心理学家和治疗师而言,在对性少数青少年进行焦虑症评估和干预时,必须将受害经历(如欺凌)和自尊问题作为核心考量点。例如,可以采用
LGB-affirmative CBT(肯定性认知行为疗法)来解决性少数群体特有的压力。 - 纵向研究的价值: 该研究再次凸显了前瞻性纵向研究在理解复杂发展轨迹和建立风险因素与结局之间时间顺序上的不可替代性。在心理学研究中,仅仅依靠横断面数据很容易得出误导性结论。
- “少数群体压力理论”的实证支持: 论文的结果为“少数群体压力理论”提供了重要的实证支持,表明社会环境中的污名化和歧视如何通过具体的机制(如欺凌)和内部心理过程(如低自尊)“渗透”到个体心理健康中。
7.3.2. 批判
- 中介机制的因果模糊: 尽管论文探讨了欺凌和自尊的贡献,但由于自尊与焦虑症在同一时间点测量,其因果关系仍有待商榷。低自尊可能是焦虑症的风险因素,也可能是焦虑症的症状或结果。这种双向因果关系使得对自尊作为中介变量的解释存在局限性。未来的研究需要更精细的时间点设计来明确这一点。
- 欺凌测量的粗糙性: 欺凌仅通过一个二元问题(是否经历过欺凌)进行测量,缺乏对欺凌类型、频率、持续时间、严重程度及施暴者身份等方面的详细信息。这种粗糙的测量可能低估了欺凌的真实影响,也无法区分不同类型欺凌对焦虑症的不同影响。
- 性取向二分法的局限性: 将所有非异性恋者合并为一个类别,忽略了性少数群体内部的异质性。例如,双性恋者、同性恋者和“主要是异性恋但吸引同性者”可能面临不同的社会压力和心理健康风险,这种合并可能掩盖了重要的亚群体差异。
CGN解释的深入: 尽管CGN与性少数性取向相关,但对焦虑症的直接影响较小,这可能需要更深入的理论解释。CGN可能是早期的一种行为表现,其对心理健康的影响可能通过其引发的社会反应(如同伴排斥)而非直接影响。- 干预策略的细化: 论文强调了干预的重要性,但并未提供具体的干预策略细节。未来的研究或实践指南可以进一步探讨哪些类型的干预(例如,个体心理治疗、学校层面反欺凌项目、家庭支持计划)对性少数青少年的焦虑症预防和治疗最为有效。
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