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自闭症患者的自残和自杀分析

责任编辑:tspsy-念暖发布于2024-03-18 22:59 浏览次

　　心理导读：自闭症患者（尤其是女性）发生自我伤害事件和自杀死亡的风险增加。在不同性别中，精神病诊断在很大程度上导致了这些风险的增加，而且在一定程度上具有性别独特性。为降低自闭症患者的自杀风险而量身定制的临床和社会支持应考虑多因素机制，尤其要关注精神病的预防和及时治疗。 ---www.tspsy.com

自闭症患者的自残和自杀事件

　　一、研究要点

　　1、问题

　　自闭症患者与非自闭症患者的自残事件和自杀死亡的性别分层率以及相关的社会人口和临床风险因素是什么？

　　2、研究结果

　　在这项队列研究中，加拿大安大略省有 379,630 人发现有自残行为，334,690 人发现有自杀死亡，与非自闭症患者相比，如果考虑到邻里收入和农村地区、智力障碍和精神病诊断，女性自闭症患者的自残风险增加了 83%，男性自闭症患者的自残风险增加了 47%。粗危险比显示，女性自闭症患者自杀死亡的风险增加了 98%，男性自闭症患者自杀死亡的风险增加了 34%，但这些风险的增加与精神疾病的诊断有关。

　　3、意义

　　本研究表明，精神科诊断与自闭症女性和男性的自残风险，尤其是自杀风险有显著关联。

　　二、内容摘要

　　1、重要性

　　自闭症患者自杀风险升高的原因尚不清楚，有关性别特异性模式的人群研究不足，无法为有针对性的预防和干预提供依据。

　　2、目的

　　研究与非自闭症患者相比，自闭症患者中按性别划分的自残事件和自杀死亡率，以及相关的社会人口和临床风险因素。

　　3、设计、地点和参与者

　　这项基于人群的配对队列研究使用了加拿大安大略省的关联健康管理数据库，研究对象包括自 1988 年 4 月 1 日至 2018 年 3 月 31 日期间所有经医生记录确诊为自闭症的患者，每名患者在年龄和性别上都与来自普通人群的 4 名非自闭症患者相匹配。其中一个队列研究了 2005 年 4 月 1 日至 2020 年 12 月 31 日期间导致紧急医疗护理的自残事件，另一个队列研究了 1993 年 4 月 1 日至 2018 年 12 月 31 日期间因自杀和其他原因死亡的事件。统计分析在 2021 年 10 月至 2023 年 6 月期间进行。

　　4、资料来源

　　卫生行政数据库中 1988 年至 2018 年由医生记录的自闭症诊断。

　　5、主要结果和测量方法

　　使用安德森-吉尔（Andersen-Gill）自残事件复发模型和自杀或其他原因死亡的特定原因竞争风险模型，对先验性别分层的自闭症患者和非自闭症患者进行比较。邻里层面的收入和乡村指数，以及个人层面的智力障碍、情绪和焦虑障碍、精神分裂症谱系障碍、药物使用障碍和人格障碍等广泛诊断类别都是协变量。

　　6、结果

　　对于自残事件（群组，379 630 人；最长随访年龄的中位数为 20 岁 [IQR，15-28 岁]；自闭症患者首次被诊断为自闭症的中位数年龄为 9 岁 [IQR，4-15 岁]；女性自闭症患者 19 800 人，男性自闭症患者 56 126 人，女性非自闭症患者 79 200 人，男性非自闭症患者 224 504 人），在男女患者中，自闭症诊断与自残事件有独立的关联（女性：相对比率为 1. 83；95% CI，1.61-2.08；男性：相对比率，1.47；95% CI，1.28-1.69）。对于自杀死亡（群组，334 690 人；最长随访时间的中位年龄，19 岁 [IQR，14-27 岁]；自闭症患者首次被诊断为自闭症的中位年龄，10 岁 [IQR，5-16 岁]；自闭症女性 17 982 人，自闭症男性 48 956 人，非自闭症女性 71 928 人，非自闭症男性 195 824 人），自闭症女性的粗略危险比明显更高（1. 98；95% CI，1.11-3.56），而自闭症男性的粗略危险比（1.34；95% CI，0.99-1.82）则无显著性差异；风险增加与精神病诊断有关。

　　7、结论与意义

　　这项队列研究表明，自闭症患者发生自残事件和自杀死亡的风险增加。精神科诊断与男女自闭症患者的风险增加有明显关联，尤其是自杀死亡风险的增加，而且在部分方面具有性别独特性。为自闭症患者量身定制并提供临床和社会支持，以降低自杀风险，应考虑多因素机制，尤其要注重预防和及时治疗精神疾病。

　　在潜在的可预防原因中，自闭症患者的自杀死亡和先兆自残事件发生率高于非自闭症患者。Meta 分析表明，自闭症患者出现自伤行为、自杀意念、自杀未遂或自杀死亡的几率是非自闭症患者的 3 倍以上。

　　自闭症患者自杀风险增加的原因尚不清楚。自闭症患者自杀风险增加的原因尚不清楚。据报道，风险因素包括不良的童年经历、不良的社会关系和精神疾病（如抑郁症和精神病）。各项研究的高度异质性和不一致的人口统计学相关性表明，自杀相关事件的发生率，以及自杀风险和保护因素的发生率和种类，在不同的人口统计学和司法管辖区存在差异。基于人群的研究为了解自闭症患者的自杀风险以及不同地区因社会文化和卫生系统因素而产生的差异提供了重要依据。迄今为止，此类研究为数不多，分别来自美国、瑞典、丹麦、芬兰、中国台湾和英国。

　　自杀风险模式可能具有性别特异性，男性比女性更有可能死于自杀，而女性则比男性经历更多的自我伤害、自杀意念和自杀企图。在自闭症患者中，最近的斯堪的纳维亚和美国基于人群的研究发现，出生时被指定的女性性别（以下简称性别）与总体上更多的自我伤害事件和自杀倾向有关，尽管在其他国家或更多限定年龄组的研究中没有观察到这一趋势。在调查自闭症患者的自杀风险时，如果仅仅调整性别（或性别）而不考虑分层，可能会错过对机理的深入了解。性别分层对于揭示自闭症患者独特的自杀风险至关重要，尤其是因为数十年来女性在自闭症研究中的代表性一直不足。

　　据我们所知，这项研究是加拿大第一项基于人群的研究，包括安大略省卫生行政数据库中记录的所有自闭症诊断患者，我们在这项研究中对越来越多的基于人群的研究进行了补充，以调查自闭症患者或非自闭症患者中按性别分层的自残事件（导致紧急医疗护理）和自杀死亡率，以及相关的社会人口和临床因素。

　　三、研究方法

　　1、研究设计和数据来源

　　我们在加拿大最大的省份安大略省（1470 万居民）开展了一项基于人群的配对队列研究，研究遵循了 "加强流行病学观察性研究报告"（STROBE）报告指南。在安大略省的单一付费全民医疗系统中，居民接受政府资助的医院住院、急诊和门诊医生服务。ICES 是一家独立的非营利性研究机构，根据安大略省健康信息隐私法，其法律地位允许其在未经同意的情况下收集和分析医疗保健和人口统计数据，用于医疗系统的评估和改进。根据《安大略省个人健康信息保护法》第 45 条的规定，这些数据的使用是经过授权的，无需经过研究伦理委员会的审查。

　　我们使用以下数据库对 1988 年 4 月 1 日至 2018 年 3 月 31 日期间所有年龄段的自闭症患者进行了鉴定，这些患者均有医生记录的自闭症诊断结果：加拿大健康信息研究所出院摘要数据库、当日手术数据库、国家非住院医疗报告系统（NACRS）、安大略省精神健康报告系统和安大略省健康保险计划数据库（OHIP）（补编 1 中的电子表格 1）。如果自闭症患者在 2 次或 2 次以上的门诊就诊、1 次或 1 次以上的急诊就诊或当日手术、或 1 次或 1 次以上的住院治疗中记录了自闭症诊断，则可使用《国际疾病分类》第九版（代码 299）、《国际疾病和相关健康问题统计分类》第十版（ICD-10）（代码 F84. 0、F84.1、F84.3、F84.5、F84.8 和 F84.9）或《精神疾病诊断与统计手册》（第四版）（代码 299）作为固定效应变量。以前使用的这一算法28具有极佳的特异性和适中的灵敏度。

　　对于自残事件和自杀死亡，由于数据可用性的原因，我们有不同的累积期和随访期（见 "结果测量"）。因此，我们建立了两个基本重叠的自闭症患者队列（两个队列的比例均为 84.7% [77 351 例中的 65 513 例]），分别评估这两个结果。自闭症患者与 4 名非自闭症患者（从未有过自闭症诊断记录）在年龄和性别上进行配对，形成对比组。如果个体的年龄或性别数据缺失（假定完全随机；无一例被排除）、年龄超过 105 岁、不是安大略省居民或在组群加入时或之前死亡、在组群加入前 2 年内失去安大略省医疗保险计划（OHIP）保险超过 90 天或在组群加入前 5 年内未接触过医疗保健服务，则将其排除在外。

　　2、结果测量

　　从 NACRS 中确定导致急诊医疗的自残事件，采用ICD-10编码 X60 至 X84（故意自残）和编码 Y10 至 Y34（意图不明事件），作为复发性事件处理。考虑到 NACRS 数据的可用性（从 2002 年开始）以及捕捉之前使用医疗系统情况的回溯期，应计期为 2005 年 4 月 1 日至 2020 年 3 月 31 日，随访期最长至 2020 年 12 月 31 日。自杀或其他原因导致的死亡数据来自安大略省生命统计总登记处（ORGD）的死亡登记和注册人员数据库（RPDB）。考虑到ORGD数据的可用性，应计期为1993年4月1日至2018年3月31日，随访期最长至2018年12月31日。对于这两个队列，观察期在死亡（任何原因）、随访结束或失去安省医疗保险局保险超过6个月时终止。

　　3、社会人口学和临床变量

　　年龄、性别和邮政编码均来自 RPDB，并与加拿大统计局的邮政编码转换文件2016年版相链接，以确定每个人进入队列时的社区级收入中位数（五分位数）和乡村居住地（如果社区规模≤10,000，则为乡村居住地）。在随访结束前，如果有 2 次或 2 次以上的门诊就医记录、1 次或 1 次以上的急诊就医记录或当日手术记录，或 1 次或 1 次以上的住院记录，则作为固定效应变量确定终生智力残疾诊断。使用安大略省先前研究的算法确定了直至随访结束的终生精神病诊断类别（补充 1 中的电子表格 2），所有类别均作为时变变量建模：(1) 情绪和焦虑障碍，(2) 精神分裂症谱系和精神病性障碍，(3) 药物相关和成瘾性障碍，以及 (4) 人格障碍。

　　4、统计分析

　　所有分析均按性别进行分层。在每个性别中，自闭症群体和年龄匹配的非自闭症群体的社会人口特征、临床诊断的终生患病率、死亡（自杀或其他原因）发生率和自残事件分别进行了描述（表 1 和表 2）。

　　对于自残事件，我们使用累积平均函数曲线（图）显示了不同性别、自闭症或非自闭症群体的累积风险。我们使用安德森-吉尔复发性事件模型（Andersen-Gill recurrent event model）来研究自闭症诊断与自残事件之间的关系，该模型是对 Cox 比例危险回归模型的推广，对自残事件的强度或发生率随时间变化的情况进行建模。我们首先运行一个未经调整的模型，以确定自闭症诊断与自残之间的粗略相对比率 (RR)，然后逐一调整收入和农村地区、智障以及每种精神疾病的诊断，以观察 RR 的变化。在所有模型中，我们进一步调整了作为时变累积计数协变量的先前自残事件。最终，一个带有前向选择的多变量模型确定了整个队列中自残事件最重要的相关因素。

　　对于自杀死亡，我们使用了自杀或其他原因死亡的特定原因竞争风险模型。我们首先运行了一个未调整模型，估算自闭症诊断与自杀死亡和其他原因死亡之间的粗略危险比（HR），然后逐一调整收入和农村地区、智障以及每种精神疾病的诊断，以观察HR的变化。最终的多变量模型通过前向选择确定了整个队列中最重要的自杀死亡相关因素。分析使用 SAS 9.4 版（SAS Institute Inc）进行（补编 1 中的电子附录）。统计意义由 RR 或 HR 的 95% CI（不包括 0）决定。

　　四、研究结果

　　1、自残事件

　　自残事件队列包括 379 630 人（最长随访年龄的中位数为 20 岁 [IQR，15-28 岁]；自闭症患者首次申请自闭症诊断的中位数为 9 岁 [IQR，4-15 岁]；自闭症女性 19 800 人，非自闭症女性 79 200 人；自闭症男性 56 126 人，非自闭症男性 224 504 人），随访时间为 2005 年至 2020 年（表 1）。对安大略省的所有自闭症患者进行统计后发现，女性自闭症患者的年龄分布比男性自闭症患者大。女性自闭症患者发生自残事件的累积风险最高（估计平均累积自残次数为 1.7 次，年龄为 90 岁），其次是男性自闭症患者（0.7 次）、非自闭症女性患者（0.2 次）和非自闭症男性患者（0.1 次）。对于有自残经历的人来说，自闭症女性的首次自残年龄中位数为 17.9 岁（IQR，15.4-25.6 岁），自闭症男性的首次自残年龄中位数为 20.1 岁（IQR，16.6-26.5 岁），非自闭症女性的首次自残年龄中位数为 17.5 岁（IQR，15.4-22.2 岁），非自闭症男性的首次自残年龄中位数为 19.6 岁（IQR，16.7-24.8 岁）。

　　在女性中（表 3），自闭症患者的自残风险明显高于非自闭症患者（粗 RR，9.46；95% CI，7.83-11.43）。这一模式在根据社区收入和偏远程度进行调整后没有发生变化，但在根据智力残疾和每种精神病诊断进行单独调整后有所减弱--尽管自闭症女性的风险仍然明显高于非自闭症女性。对累计自残事件进行进一步调整后，所有RR值均有所降低，但仍具有显著性（范围为4.00-6.76）。

　　自闭症男性的自残风险也明显高于非自闭症男性（粗RR，5.38；95% CI，4.29-6.76）（表 3）。在对收入和农村地区进行调整后，这一模式没有发生变化，但在对智力残疾和每种精神病诊断进行单独调整后，这一模式有所减弱--自闭症男性的自残风险仍然明显高于非自闭症男性。进一步调整累积自残事件后，RRs 下降，但仍然显著（范围为 2.64-4.26）。

　　最终模型（表 4）显示，对于女性和男性而言，自闭症、邻里收入、偏远地区、智障、所有 4 种精神疾病的诊断以及累积自残事件都是显著的相关因素。自闭症与自残事件有独立的关联（女性：RR，1.83；95% CI，1.61-2.08；男性：RR，1.47；95% CI，1.28-1.69），即使在考虑了社会人口因素（关联方向不同）、智力残疾（与风险增加有关）和精神诊断（均与风险增加有关）之后也是如此。

　　2、自杀死亡

　　自杀死亡队列包括 334 690 人（最长随访年龄的中位数为 19 岁 [IQR，14-27 岁]；自闭症患者首次声称自闭症诊断的中位数年龄为 10 岁 [IQR，5-16 岁]；自闭症女性 17 982 人，非自闭症女性 71 928 人；自闭症男性 48 956 人，非自闭症男性 195 824 人），随访时间为 1993 年至 2018 年（表 2）。调查结果显示，女性组的年龄分布比男性组大。在 25 个研究年度中，在自闭症患者中，每 10 万人的自杀累计发病率分别为女性 95 例、男性 116 例，非自杀原因的累计发病率分别为女性 9799 例、男性 3413 例。在匹配的非自闭症患者中，自杀的女性发病率为 46 例，男性发病率为 83 例；非自杀原因的女性发病率为 8114 例，男性发病率为 2591 例。

　　与非自闭症女性相比，自闭症女性自杀死亡（粗略的特定原因 HR，1.98；95% CI，1.11-3.56）和非自杀死亡（1.08；95% CI，1.03-1.14，作为竞争风险）的危险性更高，在对邻里收入和农村地区进行调整后，危险性没有变化（表 3）。对每种精神疾病的诊断进行调整后，大多数自杀死亡的 HRs 下降到不显著的水平。对智力残疾进行调整会增加自杀死亡的 HR 值（2.35；95% CI，1.28-4.32），但会降低非自杀死亡的 HR 值（1.02；95% CI，0.96-1.07）。

　　在自杀死亡方面，自闭症男性与非自闭症男性的危险性没有显著差异（粗 HR，1.34；95% CI，0.99-1.82），但在非自杀死亡方面，自闭症男性与非自闭症男性的危险性显著更高（HR，1.15；95% CI，1.09-1.22）（表 3）。如果对收入和农村地区进行调整，自杀死亡的 HR 则变得显著（1.36；95% CI，1.01-1.85）。对每种精神疾病的诊断进行调整后，大多数自杀死亡的 HRs 都降低到不显著的水平，甚至在对精神分裂症谱系障碍进行调整后，自闭症患者的自杀死亡风险也有所降低（0.69；95% CI，0.48-0.99）。对智力障碍进行调整会增加自杀死亡的 HR 值（1.62；95% CI，1.18-2.23），但会降低非自杀死亡的 HR 值（1.00；95% CI，0.94-1.06）。

　　最终模型（表 4）显示，无论是女性还是男性，自闭症本身与自杀死亡都没有显著关联。相反，女性中的重要相关因素是智力障碍（与风险降低有关）、情绪和焦虑障碍、精神分裂症谱系障碍和人格障碍（均与风险增加有关）。男性中的重要相关因素是农村（居住在农村与风险增加有关）、智力残疾（与风险降低有关）和所有精神病诊断（均与风险增加有关）。由于该队列中有很大一部分人（334 690 人中的 95 085 人 [28.4%]）没有关于自残事件的数据，因此我们无法在这些模型中检验自残事件与自杀死亡之间的关联。

　　五、讨论

　　据我们所知，在这项加拿大首次基于人群的研究中，自闭症患者的队列（自残事件，75 926 例；自杀死亡，66 938 例）是迄今为止基于人群的研究中最新（1988-2018 年诊断）和最大的。在 15 年的时间里，自闭症女性的累计自残事件发生率最高，其次是自闭症男性、非自闭症女性和非自闭症男性；在 25 年的时间里，自闭症男性的累计自杀死亡发生率最高，其次是自闭症女性、非自闭症男性和非自闭症女性。在考虑了邻里收入和偏远地区、智力障碍和精神病诊断等因素后，自闭症诊断仍与自残风险的增加有独立关联，女性自残风险增加了 83%，男性自残风险增加了 47%。尽管如此，男女自杀死亡风险的增加都是由精神病诊断造成的，而智力残疾则削弱了自杀死亡风险。

　　在临床、社区和登记数据集中，自闭症患者出现自伤行为、自杀意念、自杀未遂或自杀死亡的几率是非自闭症患者的 3 倍以上；在无智力障碍的自闭症患者中，经元分析的自杀行为发生率为 24.8%。在 25 岁或 25 岁以下的自闭症患者中，自杀意念发生率为 25.2%（95% CI，18.2%-33.8%），自残事件或自杀未遂发生率为 8.3%（95% CI，4.3%-15.6%），自杀死亡发生率为 0.2%（95% CI，0.05%-0.52%）。具体到自伤行为，自闭症患者的综合发病率为 42%（95% CI，38%-47%），发育障碍患者（包括自闭症患者）1 至 8 年的累计发病率为 22%。我们的研究结果证实了之前的观察结果，并强调了对自残事件和自杀死亡进行单独评估、按性别分层以及考虑风险机制的混杂因素（尤其是精神疾病）的重要性，尤其是因为最新的荟萃分析因缺乏原始数据而无法总结它们的作用。

　　我们关于自闭症患者自残风险增加的研究结果与瑞典、丹麦、芬兰、中国台湾、英国和美国的人群研究结果一致，即自闭症诊断与自残或自杀未遂风险独立相关，但自残或自杀未遂与精神疾病诊断的相关性很大，通常大于自闭症诊断。自杀行为的风险包括易感因素（如遗传、早年逆境）、发育因素（如焦虑、冲动、执行功能障碍）、诱发因素（如精神疾病）以及社会环境决定因素（如社会隔离、精神卫生保健差、获得致命手段的途径）。其中一些因素是自闭症患者经常经历的（例如，自我调节和执行功能困难、童年逆境、不适当的精神健康护理以及与社会脱节），很可能与自残或企图自杀的风险增加有关。

　　基于人群的自杀死亡研究并不多，而对于那些评估与精神科诊断相关性的研究，我们的发现证实了瑞典、芬兰和丹麦的研究结果：在考虑精神科诊断后，自闭症与自杀死亡风险并无独立关联，而精神科诊断本身与自杀死亡风险增加有很大关系。据我们所知，我们的自闭症患者队列是迄今为止规模最大的，而且可能具有最高的统计能力来检测与自闭症本身的显著关联。精神疾病，尤其是药物使用障碍、精神障碍和情绪障碍，是强烈的近端自杀风险因素。鉴于精神障碍在自闭症患者中的发病率高于非自闭症患者，尤其是女性，预防和治疗精神疾病，并考虑到性别特异性，是抵消自闭症患者自杀风险的关键。

　　智障似乎与自闭症患者自残风险增加但自杀死亡风险降低有关。考虑到自残和自杀行为的多种途径，这些看似自相矛盾的研究结果应谨慎解读，我们谨慎地将智障视为自闭症患者自杀死亡的简单保护因素。我们的研究结果证实了美国的研究结果，即智障与包括自闭症患者在内的故意自残和自杀企图增加有关，这表明自闭症患者的自杀风险增加并非是非智障人士的特有现象。智障人士自杀死亡人数减少可能反映出他们在获得致命手段方面受到更多限制，以及/或获得更多支持。

　　由于自杀相关行为的性别特异性及其与自闭症的交叉性，我们采用了性别分层分析，而不是任意控制性别。自闭症女性的自残累积发生率最高，而自闭症男性的自杀死亡累积发生率最高，这与普通人群的模式和自闭症患者的元分析结果相似。性别分层最终模型显示，自闭症相关、社会人口学和临床风险在自残和自杀死亡结果中的模式相似，男性与药物使用障碍的关联更强，而女性与人格障碍、情绪和焦虑障碍的关联更强。这一发现表明，在自闭症患者的自残和自杀风险中，精神科诊断具有一定的性别独特性。

　　局限性

　　本研究存在一些局限性。因此，自闭症患者队列很可能被低估了（例如，没有包括那些在私人诊所确诊的自闭症患者，也没有包括那些表现微妙但尚未确诊的自闭症患者），而且偏向于那些接触过更多精神健康护理的患者，这也是观察到的自残和自杀风险增加的部分原因。同时，自闭症患者在非自闭症患者队列中的错误分类可能会导致自闭症患者队列中与自杀相关的结果被低估。与自杀相关的结果可能不够敏感（例如，没有捕捉到未导致紧急医疗护理的自残行为）。智障率低于有代表性的出生队列，这意味着低估了智障率。性别分层设计允许基于性别进行说明，但无法对患有自闭症的男性和女性进行直接统计比较。总人口设计导致女性组的年龄分布大于男性组。行政数据无法可靠地识别已被证明与自杀风险相关的特定诊断，如其他神经发育诊断（如注意力缺陷/多动障碍）和情绪障碍的子类别（如抑郁症与双相情感障碍）。最后，管理数据不包含有关普通人群自杀行为的风险和保护机制（如种族和民族、家族史和社会支持）的其他关键信息，而这些信息对自闭症患者可能更为重要，因此无法对交叉性和机制影响进行精细分析。

　　六、研究结论

　　在这项队列研究中，自闭症患者（尤其是女性）发生自我伤害事件和自杀死亡的风险增加。在不同性别中，精神病诊断在很大程度上导致了这些风险的增加，而且在一定程度上具有性别独特性。为降低自闭症患者的自杀风险而量身定制的临床和社会支持应考虑多因素机制，尤其要关注精神病的预防和及时治疗。

　　（作者/Meng-Chuan Lai | 编译/tspsy-沐沐 | 来源/jama）

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