引用本文： 沈可, 黃笛, 劉晴, 任學群, 靳英輝, 郭毅, 曾憲濤. 中國大陸醫學生近十年自殺意念發生率的 Meta 分析. 中國循證醫學雜志, 2017, 17(11): 1332-1339. doi: 10.7507/1672-2531.201706124 復制
據 WHO 估計，全球每年約有 80 萬人死于自殺，還有更多的人企圖自殺，自殺是 15～29 歲年齡段的第二大死因[1]。自殺行為是指包括自殺意念、計劃自殺、自殺未遂及自殺的一系列行為[2]。國內外均有研究顯示大學生具有較高的自殺意念發生率。美國有研究顯示約 12% 的大學生有過自殺意念，而美國普通人群的自殺意念發生率則為 10%[3]；國內也有學者發現大學生自殺意念發生率高于一般人群，為同齡一般人群的 2～4 倍[4-7]。醫學生作為大學生中的一個特殊群體，面臨的情況更加復雜，特別在我國社會經濟飛速發展及醫療體制改革的背景之下，醫學生不僅需要承受繁重的學業和生活等各方面的壓力，還要面對復雜的醫療環境，這對他們無疑是一個巨大的考驗，也必將產生極大的心理沖擊，極有可能出現抑郁、焦慮甚至自殺等嚴重的心理健康問題[8]。醫學生是我國醫療衛生事業的接班人，肩負著推動我國醫療衛生事業良性發展的重大使命，所以他們的心理健康問題應引起重視，應通過有效方法及時發現醫學生的心理健康問題以盡早采取措施作好自殺干預及心理健康教育。自殺意念指有結束生命的想法而尚未采取自殺措施，是自殺行為中重要的一環[9]。盡管有自殺意念的人最終不一定采取自殺行為，但自殺意念仍被認為是預測自殺的重要因素之一[10]。既往有研究顯示 30% 有強烈自殺意念的人會實施自殺行為[11]。在此背景下，本研究擬通過 Meta 分析的方法來探討中國大陸醫學生的自殺意念發生率，以期為預防醫學生自殺及開展醫學生心理健康教育提供參考依據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
橫斷面研究或提供了基線數據的其他類型研究。
1.1.2 研究對象
中國大陸醫學生。
1.1.3 結局指標
以自殺意念發生率為結局指標，納入研究需報告自殺意念發生率或樣本量、自殺意念人數等可計算自殺意念發生率的數據。
1.1.4 排除標準
① 非中、英文文獻；② 對重復發表的文獻，納入信息最完整的研究；③ 數據明顯異常或數據缺失而未能聯系上作者的研究。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索 PubMed、CNKI、WanFang Data 和 CBM 數據庫，搜集與中國大陸醫學生自殺意念相關的文獻，發表時間限定于 2007 年 1 月 1 日至 2017 年 5 月 31 日。中文檢索詞包括：醫學生、自殺意念、自殺；英文檢索詞包括：medical student、suicidal ideation、suicidal thoughts、China 和 Chinese。以 PubMed 為例，其具體檢索策略見框 1。
1.3 文獻篩選與資料提取
由 2 位研究者（沈可、黃笛）獨立進行文獻篩選及資料提取，出現分歧時與第三位作者（曾憲濤）討論解決。資料提取內容包括：第一作者、發表年份、研究地區、年齡、性別、調查工具、應答率、自殺意念人數、樣本量、自殺意念發生率等。
1.4 納入研究的質量評價
采用美國衛生保健質量和研究機構（Agencey for Healthcare Research and Quality，AHRQ）推薦的橫斷面研究的質量評價標準評價納入研究的質量[12]。此評價標準包括 11 個條目，分別用“是”、“否”和“不清楚”作答。若回答為“是”，則該條目被判定為“1”分，分數越高，質量等級越高。
1.5 統計分析
鑒于常用的 Meta 分析方法“倒方差法”在合并較大或較小的發生率時容易出現較多問題，若發生率的可信區間（confidence interval，CI）超出（0，1）范圍、特別是發生率趨近于 0 或 1 的研究計算出的方差趨近于 0 時，會進一步使該研究被賦予極大的權重，而導致最終無法采用倒方差法來合并效應量。因此，本研究通過“雙反正弦法”進行數據轉換[13]。首先通過雙反正弦轉換公式將發生率（p）轉換成非趨近于 0 或 1 的數值，使轉換后的率（tp）的分布近似正態分布。然后，對轉換后的率（tp）進行 Meta 分析，得到合并轉換后率及其 95%CI。最后，通過公式將合并轉換后率及其 95%CI 轉換回原來的發生率（p）及其 95%CI。
雙反正弦轉換公式如下，其中 n 指自殺意念者人數，N 指樣本量。
 |
發生率公式如下：
 |
利用 Q 檢驗對納入研究的異質性進行檢驗，若 P<0.1 時，認為研究間存在異質性；I2 值反映了異質性部分在效應量總變異中所占比重，I2 值越大則異質性越大，根據 I2 值 25%、50%、75% 將異質性分為低、中、高三個程度。若異質性檢驗結果 P>0.1 且I2<50%，可認為納入研究同質性較好，采用固定效應模型；否則，采用隨機效應模型。采用亞組分析和 Meta 回歸分析來探索異質性來源及不同組別間自殺意念率的差異。通過敏感性分析探討納入的單個研究對合并自殺意念率的影響。通過漏斗圖及 Egger's 檢驗對發表偏倚進行評價。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢到 174 篇有關中國醫學生自殺意念的文獻，最終納入 30 個研究[3-6, 14-39]。文獻篩選流程及結果見圖 1。
2.2 納入研究的基本特征及質量評價結果
納入人群總數為 58 757 例，其中男生 24 743 例、女生 30 881 例，此外 5 個研究共 3 133 人未報告性別。納入研究的基本特征與質量評價結果見表 1所示。
采用 AHRQ 推薦的橫斷面研究質量評價標準對納入 30 個研究進行質量評價，發現大多數研究質量為中等或偏低。
圖1
文獻篩選流程及結果 *所檢索的數據庫及檢出文獻數具體如下：PubMed（n=51）、CNKI（n=37）、WanFang Data（n=48）、CBM（n=38）
表1
納入研究的基本特征與質量評價結果
2.3 Meta 分析結果
所納入 30 個研究的中國大陸醫學生自殺意念發生率介于 0.84%～41.35%。Meta 分析結果顯示研究間存在較大異質性（I2=99.1%，P<0.001），基于隨機效應模型的合并轉換后率為 0.72[95%CI（0.63，0.81）]，自殺意念發生率為 12.51[95%CI（9.72，15.60）]，見圖 2 所示。
圖2
中國大陸醫學生自殺意念發生率的Meta分析
根據性別、區域、應答率、樣本量、評分、是否獨生子女、生源地將納入的中國大陸醫學生分為不同亞組來計算其自殺意念發生率。不同亞組的 Meta 分析結果如表 2 所示。Meta 分析結果顯示，尚不能認為不同亞組間的中國大陸醫學生自殺意念發生率存在差異；此外，由異質性檢驗結果可知各亞組內不同研究仍存在較大的異質性（I2>90%），說明上述因素均與異質性無關。
表2
不同亞組的中國大陸醫學生自殺意念發生率 Meta 分析結果
以年份、區域、年齡、女性比例、應答率、樣本量、調查工具、評分、獨生子女比例、農村比例作為協變量進行單個協變量的 Meta 回歸分析，結果顯示年份、區域、年齡、女性比例等因素的回歸結果尚不能認為其與異質性有關（表 3）。僅調查工具的回歸分析結果具有統計學意義（P=0.001），研究間方差由 0.060 4 降為 0.036 3，說明其可以解釋 39.90% 的異質性，但仍具有較大的剩余異質性。將女性比例、評分、調查工具作為協變量進行多個協變量的 Meta 回歸分析，結果有統計學意義（P=0.003），研究間方差降為 0.037 4，其可以解釋 38.08% 的異質性，說明研究間異質性與采用了不同調查工具有關，但仍未能充分解釋異質性來源。
表3
中國大陸醫學生自殺意念發生率的 Meta 回歸分析結果
2.4 敏感性分析
對納入的 30 個研究采用逐個排除的方式進行敏感性分析。由圖 3 可見逐一排除各項研究后的合并效應量。我們任意排除一個研究[33]后，基于隨機效應模型的合并轉變后率為 0.69[95%CI（0.61，0.77）]，說明其對合并效應量的影響并不大。其他研究對合并效應量的影響也較小。Meta 分析的結果較穩定。
圖3
中國大陸醫學生自殺意念發生率的敏感性分析
2.5 發表偏倚
中國大陸醫學生自殺意念發生率的漏斗圖及 Egger's 檢驗（P=0.271）均顯示無明顯發表偏倚存在。
3 討論
自殺已經成為嚴重的公共衛生問題，特別是大學生自殺已引起了國際社會的普遍關注。醫學生作為大學生中的一個特殊群體，相較于其他專業的學生而言，所面臨的形勢將更復雜，特別在我國社會經濟飛速發展及醫療體制改革的背景之下，醫學生在承受繁重的學業、生活等各方面壓力的同時，還面臨著復雜的醫療環境，這可能會引起諸多的心理健康問題。在當前，大學生自殺事件的頻發已經引起了人們對于大學生自殺現象的關注，不少研究關注了大學生的自殺意念現況，并為開展大學生自殺預防工作提供了有價值的信息。同時，也有一些學者對中國大陸醫學生的自殺意念現況開展了調查，顯示中國大陸醫學生自殺意念發生率介于 0.84% 至 41.35% 之間[26, 33]，但由于各種因素的影響結果存在較大差異。
本研究采用 Meta 分析方法探索中國大陸醫學生自殺意念情況，以期為預防醫學生自殺及開展醫學生心理健康教育提供參考依據。Meta 分析結果顯示中國大陸醫學生的自殺意念發生率為 12.51%，高于相關研究報導的我國大學生自殺意念發生率 10.72%[11]。美國也有研究顯示每年的美國醫學生自殺意念發生率為 11.2%～17.4%[7, 40]。臺灣的一項研究也顯示臺灣醫學生的自殺意念率發生率超過 10%[41]。目前，許多研究顯示影響自殺意念發生率的因素較復雜，可能與生理、心理、社會、文化等多個方面的影響有關[3, 42]。在本研究中，亞組分析及 Meta 回歸結果尚不能認為自殺意念發生率與年份、區域、年齡、性別、是否為獨生子女、生源地等因素有關。但由于本研究所納入研究的異質性較大，上述結論并不意味著自殺意念發生率一定與上述因素無關。
自殺意念是自殺行為實施的一個重要預測因素。本研究顯示中國大陸醫學生具有較高的自殺意念發生率，提示醫學生群體中可能存在自殺傾向等心理健康問題。這要求應對醫學生予以足夠的重視并采取相應的措施來預防醫學生自殺并做好心理健康教育工作。做好這些工作需要個人、學校、社會、政府機構等多方面努力。目前在我國，心理健康服務是非常欠缺的。雖然不少高校已建立了專門的心理輔導中心為學生提供心理咨詢和輔導服務，但由于專業心理咨詢人員、配套設備等條件缺乏，很多心理輔導中心仍流于形式，缺乏主動性，很難及時發現有自殺傾向而未主動尋求幫助的學生。因此，醫學院校應將醫學生心理健康教育工作落到實處，作好專業心理咨詢人員的培訓，完善配套設施，主動發現存在自殺傾向等心理健康問題的醫學生并盡早干預，同時要做好醫學生的教育，幫助他們轉變觀念，積極主動地尋求幫助。政府部門、社會也應當加強對醫學生群體的關注，制定相應措施、發揮各方面力量作好醫學生自殺預防及心理健康教育工作。
盡管本研究納入了 30 篇文獻，樣本量也較大，但仍存在一定的局限性：① 研究間的異質性較大，且通過亞組分析、Meta 回歸分析也未能充分發現異質性來源，因此對結果進行解釋時應該謹慎。② 納入文獻的總體質量不高，特別是納入、排除標準不明確，對自殺意念的評價沒有統一標準，可能會受到主觀因素的影響，從而導致結果的不一致性。
綜上所述，本 Meta 分析結果顯示中國大陸醫學生的自殺意念發生率較高，對于在醫學生群體中開展心理健康教育具有一定的參考價值。但由于納入原始研究的調查工具及評價標準不統一，總體質量不高。因此，未來需要統一評價標準并納入更多高質量的文獻對本次研究結論進行進一步驗證，最好能夠開展全國范圍內的普查，從而為開展預防醫學生自殺及心理健康教育提供更多有價值的信息。
據 WHO 估計，全球每年約有 80 萬人死于自殺，還有更多的人企圖自殺，自殺是 15～29 歲年齡段的第二大死因[1]。自殺行為是指包括自殺意念、計劃自殺、自殺未遂及自殺的一系列行為[2]。國內外均有研究顯示大學生具有較高的自殺意念發生率。美國有研究顯示約 12% 的大學生有過自殺意念，而美國普通人群的自殺意念發生率則為 10%[3]；國內也有學者發現大學生自殺意念發生率高于一般人群，為同齡一般人群的 2～4 倍[4-7]。醫學生作為大學生中的一個特殊群體，面臨的情況更加復雜，特別在我國社會經濟飛速發展及醫療體制改革的背景之下，醫學生不僅需要承受繁重的學業和生活等各方面的壓力，還要面對復雜的醫療環境，這對他們無疑是一個巨大的考驗，也必將產生極大的心理沖擊，極有可能出現抑郁、焦慮甚至自殺等嚴重的心理健康問題[8]。醫學生是我國醫療衛生事業的接班人，肩負著推動我國醫療衛生事業良性發展的重大使命，所以他們的心理健康問題應引起重視，應通過有效方法及時發現醫學生的心理健康問題以盡早采取措施作好自殺干預及心理健康教育。自殺意念指有結束生命的想法而尚未采取自殺措施，是自殺行為中重要的一環[9]。盡管有自殺意念的人最終不一定采取自殺行為，但自殺意念仍被認為是預測自殺的重要因素之一[10]。既往有研究顯示 30% 有強烈自殺意念的人會實施自殺行為[11]。在此背景下，本研究擬通過 Meta 分析的方法來探討中國大陸醫學生的自殺意念發生率，以期為預防醫學生自殺及開展醫學生心理健康教育提供參考依據。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
橫斷面研究或提供了基線數據的其他類型研究。
1.1.2 研究對象
中國大陸醫學生。
1.1.3 結局指標
以自殺意念發生率為結局指標，納入研究需報告自殺意念發生率或樣本量、自殺意念人數等可計算自殺意念發生率的數據。
1.1.4 排除標準
① 非中、英文文獻；② 對重復發表的文獻，納入信息最完整的研究；③ 數據明顯異常或數據缺失而未能聯系上作者的研究。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索 PubMed、CNKI、WanFang Data 和 CBM 數據庫，搜集與中國大陸醫學生自殺意念相關的文獻，發表時間限定于 2007 年 1 月 1 日至 2017 年 5 月 31 日。中文檢索詞包括：醫學生、自殺意念、自殺；英文檢索詞包括：medical student、suicidal ideation、suicidal thoughts、China 和 Chinese。以 PubMed 為例，其具體檢索策略見框 1。
1.3 文獻篩選與資料提取
由 2 位研究者（沈可、黃笛）獨立進行文獻篩選及資料提取，出現分歧時與第三位作者（曾憲濤）討論解決。資料提取內容包括：第一作者、發表年份、研究地區、年齡、性別、調查工具、應答率、自殺意念人數、樣本量、自殺意念發生率等。
1.4 納入研究的質量評價
采用美國衛生保健質量和研究機構（Agencey for Healthcare Research and Quality，AHRQ）推薦的橫斷面研究的質量評價標準評價納入研究的質量[12]。此評價標準包括 11 個條目，分別用“是”、“否”和“不清楚”作答。若回答為“是”，則該條目被判定為“1”分，分數越高，質量等級越高。
1.5 統計分析
鑒于常用的 Meta 分析方法“倒方差法”在合并較大或較小的發生率時容易出現較多問題，若發生率的可信區間（confidence interval，CI）超出（0，1）范圍、特別是發生率趨近于 0 或 1 的研究計算出的方差趨近于 0 時，會進一步使該研究被賦予極大的權重，而導致最終無法采用倒方差法來合并效應量。因此，本研究通過“雙反正弦法”進行數據轉換[13]。首先通過雙反正弦轉換公式將發生率（p）轉換成非趨近于 0 或 1 的數值，使轉換后的率（tp）的分布近似正態分布。然后，對轉換后的率（tp）進行 Meta 分析，得到合并轉換后率及其 95%CI。最后，通過公式將合并轉換后率及其 95%CI 轉換回原來的發生率（p）及其 95%CI。
雙反正弦轉換公式如下，其中 n 指自殺意念者人數，N 指樣本量。
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發生率公式如下：
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利用 Q 檢驗對納入研究的異質性進行檢驗，若 P<0.1 時，認為研究間存在異質性；I2 值反映了異質性部分在效應量總變異中所占比重，I2 值越大則異質性越大，根據 I2 值 25%、50%、75% 將異質性分為低、中、高三個程度。若異質性檢驗結果 P>0.1 且I2<50%，可認為納入研究同質性較好，采用固定效應模型；否則，采用隨機效應模型。采用亞組分析和 Meta 回歸分析來探索異質性來源及不同組別間自殺意念率的差異。通過敏感性分析探討納入的單個研究對合并自殺意念率的影響。通過漏斗圖及 Egger's 檢驗對發表偏倚進行評價。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢到 174 篇有關中國醫學生自殺意念的文獻，最終納入 30 個研究[3-6, 14-39]。文獻篩選流程及結果見圖 1。
2.2 納入研究的基本特征及質量評價結果
納入人群總數為 58 757 例，其中男生 24 743 例、女生 30 881 例，此外 5 個研究共 3 133 人未報告性別。納入研究的基本特征與質量評價結果見表 1所示。
采用 AHRQ 推薦的橫斷面研究質量評價標準對納入 30 個研究進行質量評價，發現大多數研究質量為中等或偏低。
圖1
文獻篩選流程及結果 *所檢索的數據庫及檢出文獻數具體如下：PubMed（n=51）、CNKI（n=37）、WanFang Data（n=48）、CBM（n=38）
表1
納入研究的基本特征與質量評價結果
2.3 Meta 分析結果
所納入 30 個研究的中國大陸醫學生自殺意念發生率介于 0.84%～41.35%。Meta 分析結果顯示研究間存在較大異質性（I2=99.1%，P<0.001），基于隨機效應模型的合并轉換后率為 0.72[95%CI（0.63，0.81）]，自殺意念發生率為 12.51[95%CI（9.72，15.60）]，見圖 2 所示。
圖2
中國大陸醫學生自殺意念發生率的Meta分析
根據性別、區域、應答率、樣本量、評分、是否獨生子女、生源地將納入的中國大陸醫學生分為不同亞組來計算其自殺意念發生率。不同亞組的 Meta 分析結果如表 2 所示。Meta 分析結果顯示，尚不能認為不同亞組間的中國大陸醫學生自殺意念發生率存在差異；此外，由異質性檢驗結果可知各亞組內不同研究仍存在較大的異質性（I2>90%），說明上述因素均與異質性無關。
表2
不同亞組的中國大陸醫學生自殺意念發生率 Meta 分析結果
以年份、區域、年齡、女性比例、應答率、樣本量、調查工具、評分、獨生子女比例、農村比例作為協變量進行單個協變量的 Meta 回歸分析，結果顯示年份、區域、年齡、女性比例等因素的回歸結果尚不能認為其與異質性有關（表 3）。僅調查工具的回歸分析結果具有統計學意義（P=0.001），研究間方差由 0.060 4 降為 0.036 3，說明其可以解釋 39.90% 的異質性，但仍具有較大的剩余異質性。將女性比例、評分、調查工具作為協變量進行多個協變量的 Meta 回歸分析，結果有統計學意義（P=0.003），研究間方差降為 0.037 4，其可以解釋 38.08% 的異質性，說明研究間異質性與采用了不同調查工具有關，但仍未能充分解釋異質性來源。
表3
中國大陸醫學生自殺意念發生率的 Meta 回歸分析結果
2.4 敏感性分析
對納入的 30 個研究采用逐個排除的方式進行敏感性分析。由圖 3 可見逐一排除各項研究后的合并效應量。我們任意排除一個研究[33]后，基于隨機效應模型的合并轉變后率為 0.69[95%CI（0.61，0.77）]，說明其對合并效應量的影響并不大。其他研究對合并效應量的影響也較小。Meta 分析的結果較穩定。
圖3
中國大陸醫學生自殺意念發生率的敏感性分析
2.5 發表偏倚
中國大陸醫學生自殺意念發生率的漏斗圖及 Egger's 檢驗（P=0.271）均顯示無明顯發表偏倚存在。
3 討論
自殺已經成為嚴重的公共衛生問題，特別是大學生自殺已引起了國際社會的普遍關注。醫學生作為大學生中的一個特殊群體，相較于其他專業的學生而言，所面臨的形勢將更復雜，特別在我國社會經濟飛速發展及醫療體制改革的背景之下，醫學生在承受繁重的學業、生活等各方面壓力的同時，還面臨著復雜的醫療環境，這可能會引起諸多的心理健康問題。在當前，大學生自殺事件的頻發已經引起了人們對于大學生自殺現象的關注，不少研究關注了大學生的自殺意念現況，并為開展大學生自殺預防工作提供了有價值的信息。同時，也有一些學者對中國大陸醫學生的自殺意念現況開展了調查，顯示中國大陸醫學生自殺意念發生率介于 0.84% 至 41.35% 之間[26, 33]，但由于各種因素的影響結果存在較大差異。
本研究采用 Meta 分析方法探索中國大陸醫學生自殺意念情況，以期為預防醫學生自殺及開展醫學生心理健康教育提供參考依據。Meta 分析結果顯示中國大陸醫學生的自殺意念發生率為 12.51%，高于相關研究報導的我國大學生自殺意念發生率 10.72%[11]。美國也有研究顯示每年的美國醫學生自殺意念發生率為 11.2%～17.4%[7, 40]。臺灣的一項研究也顯示臺灣醫學生的自殺意念率發生率超過 10%[41]。目前，許多研究顯示影響自殺意念發生率的因素較復雜，可能與生理、心理、社會、文化等多個方面的影響有關[3, 42]。在本研究中，亞組分析及 Meta 回歸結果尚不能認為自殺意念發生率與年份、區域、年齡、性別、是否為獨生子女、生源地等因素有關。但由于本研究所納入研究的異質性較大，上述結論并不意味著自殺意念發生率一定與上述因素無關。
自殺意念是自殺行為實施的一個重要預測因素。本研究顯示中國大陸醫學生具有較高的自殺意念發生率，提示醫學生群體中可能存在自殺傾向等心理健康問題。這要求應對醫學生予以足夠的重視并采取相應的措施來預防醫學生自殺并做好心理健康教育工作。做好這些工作需要個人、學校、社會、政府機構等多方面努力。目前在我國，心理健康服務是非常欠缺的。雖然不少高校已建立了專門的心理輔導中心為學生提供心理咨詢和輔導服務，但由于專業心理咨詢人員、配套設備等條件缺乏，很多心理輔導中心仍流于形式，缺乏主動性，很難及時發現有自殺傾向而未主動尋求幫助的學生。因此，醫學院校應將醫學生心理健康教育工作落到實處，作好專業心理咨詢人員的培訓，完善配套設施，主動發現存在自殺傾向等心理健康問題的醫學生并盡早干預，同時要做好醫學生的教育，幫助他們轉變觀念，積極主動地尋求幫助。政府部門、社會也應當加強對醫學生群體的關注，制定相應措施、發揮各方面力量作好醫學生自殺預防及心理健康教育工作。
盡管本研究納入了 30 篇文獻，樣本量也較大，但仍存在一定的局限性：① 研究間的異質性較大，且通過亞組分析、Meta 回歸分析也未能充分發現異質性來源，因此對結果進行解釋時應該謹慎。② 納入文獻的總體質量不高，特別是納入、排除標準不明確，對自殺意念的評價沒有統一標準，可能會受到主觀因素的影響，從而導致結果的不一致性。
綜上所述，本 Meta 分析結果顯示中國大陸醫學生的自殺意念發生率較高，對于在醫學生群體中開展心理健康教育具有一定的參考價值。但由于納入原始研究的調查工具及評價標準不統一，總體質量不高。因此，未來需要統一評價標準并納入更多高質量的文獻對本次研究結論進行進一步驗證，最好能夠開展全國范圍內的普查，從而為開展預防醫學生自殺及心理健康教育提供更多有價值的信息。
