Дружба подростков как протективный фактор вовлеченности в цифровое самоповреждающее поведение (Digital self-harm)

Контекст и актуальность. Цифровой селф-харм — это направленное на самого себя влияние негативного онлайн-контента (публикации оскорбительного контента, создание негативного блога или публикация оскорбительных комментариев к собственным фото или видео, самотроллинг, киберзапугивание и др.) с целью вызвать у себя психологический дистресс или косвенно сообщить окружающим о своих психологических проблемах. Самый высокий уровень самоповреждающего поведения, по мнению исследователей, наблюдается у подростков. Актуальным является рассмотрение подростковой дружбы как целевого фокуса воспитательных и реабилитационных воздействий. Цель. Изучить возможности дружбы как фактора защиты от вовлеченности подростков в цифровое самоповреждение. Гипотеза. Дружба со сверстниками может выступать протективным фактором цифрового самоповреждения. Методы и материалы. Данные получены в результате онлайн-опроса 1083 подростка (учащиеся 8—10-х классов общеобразовательных школ). Возраст респондентов — от 14 до 16 лет. Для оценки качественных характеристик дружбы подростков использовалась русскоязычная версия опросника «Шкала дружбы» (Bukowski, W.M., Hoza, B., Boivin, M.,1994). Для определения базовой потребности подростков в общении использовались шкалы удовлетворенности и фрустрации потребности в связанности опросника «Шкала удовлетворения и фрустрации базовых психологических потребностей (BPNSNF)» (Van der Kaap-Deeder, J., 2015). Для оценки проблем и трудностей подростков во взаимоотношениях со сверстниками применялась шкала «Проблемы в отношениях со сверстниками» «Опросника успехов и трудностей» для детей 11—17 лет (Strength and Difficulties Questionnaire, SDQ) (Goodman, R., 2005). Результаты исследования обрабатывались с использованием методов описательной статистики, кластерного, дисперсионного (ANOVA) и регрессионного анализа (статистический программный пакет IBM SPSS STATISTICS-26). Результаты. Результаты анализа позволяют предположить различное влияние дружбы на цифровое самоповреждение (ЦСП) подростков. Качественная дружба, основанная на удовлетворении потребности подростка в связанности, предполагающая отношения доверия, взаимопомощи, эмоциональной близости, является значимым протективным фактором цифрового самоповреждения, снижая риск ЦСП в 2,9 раза по сравнению с дефицитарной дружбой. Выводы. Полученные данные подчеркивают необходимость адресной поддержки подростков с дефицитом социальных связей и разработки гендерно чувствительных стратегий профилактики цифрового самоповреждения.

Введение

В последнее время наблюдается повышенный интерес к проблеме несуицидальных самоповреждений (НССП/NSSI) («non-suicidal self-harm» или «non-suicidal self-injury» — NSSI), под которым рассматривается поведение, связанное с причинением человеком себе боли или поверхностных повреждений без суицидальных намерений (Андронникова, 2020; Гончарова, 2023; Дарьин, 2019; Зайченко, 2024 и др.).

Целесообразно выделить отдельный вид самоповреждающего поведения — цифровое самоповреждающее поведение (Digital self-harm). Явление впервые описано в 2012 году, обнаруживается у 10—13% подростковой выборки, имеет тенденцию к росту, отличается культурной спецификой. По мнению Н.А. Макаровой, цифровой селф-харм — это направленное на самого себя влияние негативного онлайн-контента (поиск и публикации оскорбительного контента, создание негативного блога или публикация оскорбительных комментариев к собственным фото или видео, самотроллинг, киберзапугивание и др.) с целью вызвать у себя психологический дистресс или косвенно сообщить окружающим о своих психологических проблемах (Макарова, 2023).

Самый высокий уровень самоповреждающего поведения, по мнению исследователей, наблюдается у подростков: у девушек пик приходится на 13—16 лет (Гончарова, 2023), у юношей — на 12—18 лет (Дарьин, 2019), хотя исследования J. Whitlock, J Eckenrode и D. Silverman указывают на возможное начало самоповреждений в поздних подростковых годах или в период ранней взрослости (Whitlock, Eckenrode, Silverman, 2006).

Подростковый возраст, в целом, является фактором риска самоповреждающего поведения. По мнению Н.А. Польской, «…противоречивые, аффективно заряженные, формирующиеся представления подростка о себе, своей личности могут достичь такой интенсивности и конфликтности, что приводят подростка к “отрицанию себя”» (Польская, 2011, с. 5). По мнению Т. Макдугалла, М. Армстронга, Г. Трэйнора, степень склонности детей и подростков к самоповреждению и суициду является отражением уровня испытываемой ими эмоциональной боли (МакДугалл, Армстронг, Трэйнор, 2025).

Выявлена прямая связь между интенсивным использованием социальных сетей и склонностью к самоповреждению: подростки, проводящие более 4 часов в день в социальных сетях, на 60% чаще демонстрируют признаки самоповреждающего поведения по сравнению с их сверстниками, ограничивающими время пребывания онлайн.

Основной причиной самоповреждающего поведения являются интенсивные негативные эмоции, которые подросток не может проявить в открытой форме. Кроме того, имеются факторы, увеличивающие риск самоповреждающего поведения: деструктивные семейные отношения (насилие, враждебность, критика родителей), провоцирующее поведение сверстников (моббинг, буллинг, ссоры, подражание), дезадаптивные черты личности (непонимание своих эмоций, неумение их выражать, склонность подавлять негативные мысли и чувства, низкая стрессоустойчивость, сниженный самоконтроль), психические расстройства (Чуева, 2017). О.О. Адронникова, Е.Н. Волкова выделили ключевые корреляты несуицидального самоповреждения: негативный детский опыт, академические неудачи, сексуальное, эмоциональное и физическое насилие, проблемы романтических отношений, семейные конфликты, депрессия и предыдущий опыт самоповреждения (Андронникова, Волкова, 2020).

Когда подросток чувствует себя непривлекательным, никому не нужным, беспомощным, виноватым, изолированным, тогда возникает ощущение острой душевной боли. «Именно непреодолимое желание избавиться от этой боли толкает к самоповреждающему поведению. Перевод психологической боли в физическую дает временное душевное облегчение, но усиливает чувство вины и социальную изоляцию» (Польская, 2018, с. 3).

Е.С. Лутошлива, М.С. Архипова, Н.С. Носова выявили, что чем ниже самооценка подростков, тем чаще они используют самоповреждение для восстановления контроля над своими эмоциями; чем ниже самооценка, тем выше уровень напряжения — через самоповреждение происходит снятие интенсивности аффекта и восстановление контроля над эмоциями, причиняющими страдания или вызывающими напряжение. Авторы делают вывод, что стратегии «Восстановление контроля над эмоциями» и «Избавление от напряжения» выбираются подростками из-за особенностей возраста, наличия эмоциональной нестабильности, низкой самооценки и др. (Лутошлива, Архипова, Носов, 2024).

Исследователями упускаются из виду возможности подростковой дружбы как целевого фокуса воспитательных и реабилитационных воздействий. Между тем в системе межличностных отношений подростка дружба выступает аффективным и смыслообразующим центром, определяя качество ведущей деятельности подросткового возраста — общения. Во многих исследованиях показано, что подростки, имеющие надежных и верных друзей, ценящие дружбу и дорожащие ею, более адаптированы, отличаются хорошим уровнем эмоциональной регуляции и академической успешности (Кондратьев, 2007; Юркова, 2004; You, Bellmore, 2012), а отсутствие опыта полноценной дружбы, напротив, приводит к росту агрессивных реакций, развитию виктимного поведения и асоциальности (Кондратьев,1997; Casper, Card, 2017). Наличие хороших друзей и прочные связи с ними снижают уровень травмирующих эффектов в случаях насилия, агрессии, буллинга (Espelage, Green, Wasserman, 2007; Adams, Santo, Bukowski, 2011; Волкова, Волкова, 2021; Casper, Card, Barlow, 2020). Сегодня межличностные отношения подростков в значительной мере локализованы в виртуальной реальности и опосредованы цифровыми технологиями и устройствами и подростковая дружба претерпела некоторые изменения, возможно, весьма существенные. Однако данные исследований показывают, что дружеские отношения современных подростков, также как и у их предшественников, основаны на принципах помощи, доверия, эмоциональной привязанности. Высокой ценностью также является наличие лучшего друга и достаточное количество друзей и знакомых вообще.

Целью нашего исследования стало изучение возможностей дружбы как фактора защиты от вовлеченности подростков в цифровое самоповреждение. Мы предположили, что дружба со сверстниками может выступать протективным фактором цифрового самоповреждения, снижая его частотность и исключая этот вид деструкции из поведения современных подростков.

Материалы и методы

Выборка. Данные для текущего исследования были получены в результате онлайн-опроса 1083 подростка — учащихся 8—10 классов общеобразовательных школ. Возраст респондентов — от 14 до 16 лет (М = 15,05, SD = 0,76). В выборке исследования мальчики составляли 45,3%, девочки — 54,7%.

Методы. Для оценки вовлеченности подростков в цифровое самоповреждение (далее — ЦСП) использовались два вопроса (Patchin, Hinduja, 2024): 1) «За последние 30 дней сколько раз (если это было) ты анонимно размещал обидную информацию о самом себе в Интернете или социальных сетях?» и 2) «В течение года сколько раз (если это было) ты анонимно размещал обидную информацию о самом себе в Интернете или социальных сетях?», — что позволило получить информацию о краткосрочных и долгосрочных действиях подростка. Для ответов использовалась пятишаговая градация в диапазоне значений «ни разу», «1—2 раза», «3—5 раз», «6—9 раз», «10 и более раз». Кроме того, ответы были дихотомизированы и определяли общий показатель вовлеченности в ЦСП (отсутствие участия кодировалось как 0, а любое участие — как 1). Хотя показатели ответов на два вопроса сильно коррелировали друг с другом (r = 0,706, p ≤ 0,01; α Кронбаха = 0,826), в оценке ЦСП мы рассматривали их по отдельности. Поскольку нет специального инструмента для скриниговых исследований, мы использовали прием, который предложили Patchin & Hinduja.

Для оценки количества друзей в Сети и общего количества друзей использовались прямые вопроса типа «Сколько у тебя друзей (соответственно в Сети/всего)?» с разбиением на 5 групп в зависимости от их числа: «0» — нет друзей, «1» — от 1 до 10 человек, «2» — от 11 до 50 человек, «3» — от 51 до 100 человек, «4» — более 100 человек). Это деление обусловлено особенностями дружбы подростков, где часто до 10 человек — близкие друзья, до 50 человек — друзья в пределах одного школьного класса, до 100 человек — друзья в пределах классов одной школьной параллели. Наличие лучшего друга оценивалось по прямому вопросу в дихотомической шкале. Для оценки качественных характеристик дружбы подростков использовалась русскоязычная версия опросника «Шкала дружбы» (Bukowski, Hoza, Boivin, 1994): оценка степени компанейства, конфликтности, помощи, доверия и эмоциональной привязанности в дружбе подростков. Значения Альфы Кронбаха для русскоязычной версии опросника находятся в диапазоне от 0,795 до 0,855. Результаты исследований показали значительную выраженность всех компонентов (кроме компонента «Конфликтность) и сильные связи в диапазоне значений 0,64 < r Пирсона < 0,82 (Волкова, Сорокоумова, 2025).

Для определения базовой потребности подростков в общении использовалась шкалы удовлетворенности и фрустрации потребности в связанности опросника «Шкала удовлетворения и фрустрации базовых психологических потребностей» (BPNSNF) (Van der Kaap-Deeder, 2015). Значения надежности шкал α Кронбаха располагались в диапазоне от 0,794 для шкалы фрустрации потребности в связанности и до 0,847 для шкалы удовлетворенности этой потребности. Для оценки проблем и трудностей подростков во взаимоотношениях со сверстниками использовалась шкала «Проблемы в отношениях со сверстниками» «Опросника успехов и трудностей» для детей 11—17 лет (Strength and Difficulties Questionnaire, SDQ), в котором проблемы отношений со сверстниками связаны с отсутствием друзей, одиночеством, неконструктивным взаимодействием, в том числе тенденциями буллинга (Goodman, Slobodskaya, Knyazev, 2005).

Анализ данных. Результаты исследования обрабатывались с использованием методов описательной статистики, кластерного, дисперсионного (ANOVA) и регрессионного анализа (статистический программный пакет IBM SPSS STATISTICS 26).

Кластерный анализ проводился с использованием процедуры Two-Step Cluster Analysis в пакете IBM SPSS Statistics 26. Выбор этого метода был обусловлен следующими причинами: 1) способность эффективно работать с большим объемом данных; 2) возможность обработки как непрерывных, так и категориальных переменных в одной модели; 3) объективный алгоритм определения оптимального количества кластеров на основе статистических критериев, что минимизирует субъективность исследователя. Для оценки расстояния между кластерами использовалась мера логарифмического правдоподобия (log-likelihood measure). Количество кластеров определялось автоматически алгоритмом путем минимизации информационного критерия Байеса (BIC). Анализ показал, что наибольшее улучшение модели происходило при переходе от одного кластера к двум (ΔBIC = —1399,539) и от двух к трем (ΔBIC = —924,361), после чего снижение BIC существенно замедлилось, что указывает на оптимальность трехкластерного решения. Устойчивость и содержательная интерпретируемость данного решения подтверждаются четко дифференцированными профилями кластеров и их размерами (26,6%, 30,0% и 434% от выборки).

Результаты

На первом этапе был проведен двухэтапный кластерный анализ с использованием 11 переменных, характеризующих структуру и качество дружеских отношений: количественные показатели дружбы подростков — общее количество друзей, наличие лучшего друга, количество друзей в Сети; качественные характеристики дружбы — степень компанейства, конфликтности, помощи, доверия и эмоциональной привязанности в дружбе; уровень удовлетворенности и фрустрации потребности в связанности, выраженность проблем в отношении со сверстниками. Анализ выявил три устойчивых кластера, репрезентирующих различные паттерны дружеских отношений подростков.

Кластер 1 (26,6%) описывает подростков с наименьшим количеством друзей (52,1% имеют 1—10 друзей, 9,4% — без друзей), отсутствием лучшего друга у каждого третьего (37,8%), преобладанием малого числа онлайн-друзей (49,7% имеют 1—10 друзей). Показатели доверия, взаимопомощи и эмоциональной привязанности — самые низкие среди кластеров, при этом уровень конфликтов (11,09±2,27) и проблем в отношениях (4,34±1,79) — высокий. Удовлетворенность потребности в связанности низкая, фрустрация — высокая. Этот кластер отражает подростков с дефицитом дружбы и социальных связей, а также высоким уровнем стресса в межличностных отношениях.

Кластер 2 (30,0%) описывает подростков, у которых средние показатели по количеству друзей (65,8% имеют от 11 до 50 друзей), почти у каждого есть лучший друг (99,1%). Количество друзей в Сети смещено в сторону высоких значений. Ключевая черта подростков этого кластера — самый высокий уровень компанейства, приятельствования (15,55±3,02) и высокий уровень конфликтности (10,26±3,54) при средних показателях взаимопомощи, доверия и эмоциональной привязанности. Удовлетворенность и фрустрация потребности в связанности, уровень проблем во взаимодействии со сверстниками находятся в зоне средних значений. Это подростки с широкими, но поверхностными социальными связями.

Кластер 3 (43,4%) описывает подростков с качественными дружескими отношениями. У каждого из них небольшое количество друзей (до 10 человек), есть лучший друг (99,8%), количество друзей в Сети различно, но с некоторой тенденцией в сторону меньших значений. Показатели взаимопомощи, доверия и эмоциональной близости — самые высокие, а конфликтов и проблем со сверстниками — самые низкие. Удовлетворенность потребности в связанности у них максимальна (4,14±0,66), фрустрация — минимальна (2,19±0,75).

Трехкластерное решение показывает принципиальные различия в качестве дружеских отношений у подростков. Кластер 3 (41,6%) представляет эталон «качественной дружбы», тогда как кластеры 1 и 2 демонстрируют дефицитарные паттерны. Особенно критичен кластер 1, сочетающий социальную изоляцию с высокими межличностными конфликтами. Сравнение показателей дружбы в трех кластерах представлено в табл. 1.

Таблица 1 / Table 1

Сравнительная таблица характеристик дружбы подростков

Comparative table of characteristics of adolescent friendship

Примечания: % — процент в кластере; n — количество подростков; M±SD — среднее значение ± стандартное отклонение; χ² (хи-квадрат Пирсона) с df степенями свободы; F —критерий Фишера (ANOVA) с указанием силы эффекта η² (эта-квадрат); p < 0,001 — уровень значимости, (критически значимые различия). Для переменных с нарушением однородности дисперсий использовались робастные критерии Уэлча и Брауна—Форсайта. Качественные аспекты дружбы показали сильные эффекты (η² = 0,71—0,84). Для количественных показателей эффекты были умеренно-сильными (V Крамера = 0,42—0,58).

Notes: % — percentage within the cluster; n — number of adolescents; M±SD — mean ± standard deviation; χ² — Pearson’s chi-square with df degrees of freedom; F — Fisher’s F-test (ANOVA) with effect size η² (eta squared); p < 0,001 — significance level (critical differences). For variables with violated homogeneity of variances, robust Welch and Brown-Forsythe tests were used. Qualitative aspects of friendship showed strong effects (η² = 0,71—0,84). For quantitative indicators, the effects were moderately strong (Cramer’s V = 0,42—0,58).

Таким образом, можно выделить три профиля дружеских отношений подростков: профиль качественной, настоящей подростковой дружбы с наличием лучшего друга и достаточным количеством друзей в Сети и в реальной жизни, высокими показателями доверия, взаимопомощи, компанейства, эмоциональной близости, минимальными конфликтами и проблемами во взаимоотношениях со сверстниками; профиль дефицита дружбы с высокой долей изолированности и одиночества подростков, низкими показателями взаимопомощи и проблемах в отношении со сверстниками; профиль поверхностной дружбы с широкими, но недостаточно глубокими социальными связями, высоким уровнем компанейства и довольно высоким уровнем конфликтности в отношениях.

Результаты анализа показывают гетерогенность дружеских отношений подростков (p < 0,001 для всех показателей), что позволяет предположить различное влияние дружбы на цифровое самоповреждение (ЦСП) подростков.

Результаты сравнительного анализа демонстрируют связь профилей дружбы подростков и показателей распространенности ЦСП.

Подростки с качественной дружбой демонстрируют минимальные показатели ЦСП: 84,7% из них не совершали ЦСП за год (против 65,6% в группе подростков с дефицитом дружбы). У них в 4,6 раза ниже риск ЦСП в долгосрочной перспективе (≥ 6 раз/год): 1,9% против 7,0% у подростков с дефицитом дружбы. Эта тенденция сохраняется для всех случаев и временных интервалов. Ухудшение качества дружбы последовательно увеличивает риск ЦСП: градиент риска для группы подростков с поверхностными отношениями составляет OR (95% ДИ) 1,44 (1,04—1,99), p = 0,028, для группы подростков с дефицитом дружбы — 2,89 (2,14—3,91), p < 0,001.

Дефицитарная дружба ассоциирована с пиком частого ЦСП (≥ 3 раз/месяц у 17,0% против ≤ 3,6% в других группах), наибольшей долей хронических случаев (≥ 10 раз/месяц: 2,% против 0%). Для поверхностной дружбы отмечается повышенный риск эпизодического ЦСП (5,8%, ≥ 6 раз/месяц). Все ассоциации статистически значимы (p < 0,001) с устойчивыми размерами эффекта.

Таким образом, качественная дружба, основанная на удовлетворении потребности подростка в связанности, предполагающая доверие, взаимопомощь, эмоциональную близость, является значимым протективным фактором цифрового самоповреждения, снижая риск ЦСП в 2,9 раза по сравнению с дефицитарной дружбой (OR = 2,89, p < 0,001).

Полученные результаты были проверены с помощью логистической регрессии, где зависимой выступала бинарная переменная ЦСП, а предикторами и коррелятами — характеристики пола и профиля у подростков. Общая модель логистической регрессии оказалась статистически значимой (Omnibus test: χ²(3) = 44,968, p < 0,001) и адекватно описывала данные (Тест Хосмера—Лемешева: χ²(4) = 3,047, p = 0,550), однако объясняла примерно 6,2% дисперсии (Nagelkerke R² = 0,062) в вероятности случаев ЦСП. То есть, несмотря на значимость выявленных факторов, существуют другие важные предикторы ЦСП, не учтенные в данной модели. Общая точность классификации модели составила 62,0% (при пороге отсечения вероятности 0,2), что превосходит базовую точность случайного угадывания (ориентированную на распространенность ЦСП ~22%). Чувствительность модели как способность выявлять случаи ЦСП составила 58,8%, специфичность как способность выявлять отсутствие ЦСП — 62,8%.

Между тем анализ данных с использованием логистической регрессии выявил статистически значимую связь между типом дружеских отношений подростков и риском вовлеченности в цифровое самоповреждение (ЦСП). Подростки с дефицитарным профилем дружбы (характеризующимся недостатком общения и поддержки) демонстрировали значительно более высокий риск ЦСП по сравнению с группой, имеющей качественные дружеские связи: отношение шансов (OR) = 2,568 (95% ДИ: 1,79; 3,68), p < 0,001. Это означает, что при контроле гендерного фактора шансы вовлеченности в ЦСП у подростков с дефицитарной дружбой в 2,57 раза выше, чем у подростков с качественной дружбой. Иными словами, наличие качественной дружбы снижает риск ЦСП примерно на 61% по сравнению с дефицитарной дружбой (1 / 2,568 ≈ 0,389). Модель также выявила отсутствие значимого влияния поверхностной дружбы на ЦСП: предположение о различии между поверхностным и качественным профилями дружбы не нашла статистического подтверждения, а отношения шансов (OR) составили 1,320 (95% ДИ: 0,91; 1,92), p = 0,145. Риск ЦСП у подростков с поверхностным профилем дружбы не показал достоверных отличий от риска в группе с качественной дружбой.

Результаты анализа также выявили, что независимым фактором риска ЦСП выступал мужской пол: шансы вовлеченности в ЦСП у мальчиков оказались в 1,56 раза выше, чем у девочек, независимо от типа их дружеских отношений (отношение шансов (OR) = 1,556 (95% ДИ: 1,15; 2,11), p = 0,004).

Обсуждение результатов

Настоящее исследование выявило сложную взаимосвязь между паттернами дружеских отношений подростков и риском цифрового самоповреждения (ЦСП), подтверждая ключевую роль социальных связей в целом и дружбы в частности в психологическом благополучии подростков.

Трехфакторная модель дружбы и градиент риска ЦСП подтвердили гипотезу о связи дружеских отношений подростка и деструктивного поведения. Дефицитарная дружба (26,6%), характеризующаяся социальной изоляцией (9,4% без друзей), минимальной поддержкой (низкие показатели доверия, помощи и привязанности) и высоким конфликтным фоном (11,09±2,27) продемонстрировала максимальный риск ЦСП: 34,4% подростков совершали ЦСП ≥ 1 раз/год, а хронические случаи (≥ 6 раз/месяц) встречались в 4,6 раза чаще, чем в группе качественной дружбы. Поверхностная дружба (30,0%) с широкими, но ненадежными связями (высокое компанейство при средних показателях доверия и повышенной конфликтности) оказалась промежуточной по риску, но многомерный анализ связей не выявил статистически значимых отличий (OR = 1,32, p = 0,145). Качественная дружба (43,4%) с высокой эмоциональной близостью (21,50±3,25), доверием (20,58±3,00) и минимальными конфликтами (9,25±3,08) показала выраженный протективный эффект: лишь 15,3% подростков с этим профилем дружбы сообщили о случаях ЦСП.

Независимо от профиля дружбы, мальчики имеют повышенный риск ЦСП (OR = 1,556, p = 0,004). Это может объясняться меньшей склонностью к вербальному выражению эмоций, нарушениями процессов самоидентификации, компенсаторным поведением в онлайн-среде, характерным для именно для мальчиков, что согласуется с данными многих исследований анализа самоповреждающего поведения вообще и деструктивного поведения подростков в частности (Андронникова, Волкова, 2020; Евсеева и др, 2024; Добровидова и др., 2022). Многомерный анализ подтвердил, что дефицит социальных связей у подростков увеличивает риск ЦСП в 2,57 раза (OR = 2,568, p < 0,001) даже после контроля фактора пола. Это согласуется с данными исследований о том, что отсутствие поддержки лишает подростков ресурсов для совладания с дистрессом (Дарьин, 2019; Лутошлива, Архипова, Носов, 2024; Польская, 2018).

Отсутствие значимых отличий поверхностной дружбы от качественной дружбы (p = 0,145) в контексте снижения риска ЦСП позволяет предположить, что даже неглубокие социальные контакты могут выполнять базовую защитную функцию за счет чувства принадлежности и эмоциональной причастности.

Выводы

1. Качественная дружба (высокое доверие, поддержка и низкая конфликтность) является протективным фактором против ЦСП, снижая его риск на 61% по сравнению с дефицитарным профилем (OR = 2,568 [1,79; 3,68], p < 0,001).
2. Дефицитарная дружба (социальная изоляция + высокие конфликты) — ключевой фактор риска ЦСП: каждый третий подросток в этой группе совершает ЦСП ≥ 1 раз/год, а хронические случаи встречаются в 4,6 раза чаще.
3. Поверхностные связи не отличаются по влиянию на ЦСП от качественной дружбы (p = 0,145), но требуют мониторинга из-за повышенной частоты эпизодического ЦСП (5,8%, ≥ 6 раз/месяц).
4. Мужской пол — независимый фактор риска: мальчики имеют на 56% более высокую вероятность ЦСП независимо от типа дружбы (OR = 1,556 [1,15; 2,11], p = 0,004).
5. Дальнейшие исследования должны включить предикторы психологического благополучия для повышения объяснимой дисперсии моделей ЦСП.

Полученные данные подчеркивают необходимость адресной поддержки подростков с дефицитом социальных связей и разработки гендерно чувствительных стратегий профилактики цифрового самоповреждения.

Ограничения. Низкая объяснимая дисперсия модели (Nagelkerke R² = 0,062) указывает на вклад не рассматриваемых в модели факторов риска ЦСП: психопатологии, опыта негативных травматических влияний, семейного неблагополучия. Перекрестный дизайн не позволяет установить причинно-следственные связи: дефицит дружбы может быть как причиной, так и следствием ЦСП. Дисбаланс классов (22% ЦСП) ограничивает предсказательную силу модели, что требует применения качественных методов в будущих исследованиях.

Limitations. The low explained variance of the model (Nagelkerke R²=0,062) indicates the contribution of risk factors for CSP that are not considered in the model: psychopathology, experience of negative traumatic influences, and family dysfunction. The cross-sectional design does not allow for establishing causal relationships: a lack of friendship may be both a cause and a consequence of CSP. The class imbalance (22% CSP) limits the predictive power of the model, necessitating the use of qualitative methods in future research.

1. Андронникова, О.О., Волкова Е.Н. (2020). Обзор зарубежных исследований по проблеме несуицидального самоповреждения у детей и подростков. Теоретическая и экспериментальная психология,13(3), 38—50.Andronnikova, O.O., Volkova E.N. (2020). Obzor zarubezhnyh issledovanij po probleme nesuicidal'nogo samopovrezhdeniya u detej i podrostkov. Teoreticheskaya i eksperimental'naya psihologiya, 13(3), 38— (In Russ.)
2. Волкова Е.Н., Сорокоумова Г.В. (2025). Роль и место дружбы в психологическом благополучии современных подростков. Мир психологии, 4(123), 70—80. https://doi.org/10.51944/20738528_2025_4_7Volkova E.N., Sorokoumova G.V. (2025). Rol' i mesto druzhby v psihologicheskom blagopoluchii sovremennyh podrostkov. Mir psihologii,4(123), 70—80. https://doi.org/10.51944/20738528_2025_4_70
3. Гончарова, Е.В. (2023). Предикторы самоповреждающего поведения у девушек. Мир науки. Педагогика и психология,11(1), article № 23PSMN URL: https://mir-nauki.com/PDF/23PSMN123.pdf/ (дата обращения 25.07.2025) Goncharova, E.V. (2023). Prediktory samopovrezhdayushchego povedeniya u devushek. Mir nauki. Pedagogika i psihologiya, 11(1), article № 23PSMN123. URL: https://mir-nauki.com/PDF/23PSMN123.pdf/ (viewed: 25.07.2025). (In Russ.).
4. Евсеев, В.Д., Бохан, Н.А., Мандель, А.И., Кадочникова, С.В. (2024). Распространенность и факторы риска несуицидального самоповреждающего поведения. Журнал неврологии и психиатрии им. С.С. Корсакова,124(2), 13—19. https://doi.org/10.17116/jnevro202412402113Evseev, V.D., Bohan, N.A., Mandel', A.I., Kadochnikova, S.V. (2024). Rasprostranennost' i faktory riska nesuicidal'nogo samopovrezhdayushchego povedeniya. Zhurnal nevrologii i psihiatrii im. S. Korsakova, 124(2), 13—19. (In Russ.). https://doi.org/10.17116/jnevro202412402113
5. Зайченко, А.А. (2009). Самоповреждающее поведение в оценке степени риска суицида при экстренной психологической помощи. В:Экстренная психологическая помощь в трудных жизненных ситуациях: материалы 4-й Международной научно-практической конференции Телефонов доверия. (с. 80—83). Астрахань: Агентство по делам молодежи Астраханской области. URL: https://zai-chen-ko.livejournal.com/14954.html/ (дата обращения 03.02.2025)Zajchenko, A.A.(2009). Samopovrezhdayushchee povedenie v ocenke stepeni riska suicida pri ekstrennoj psihologicheskoj pomoshchi. In: Emergency psychological assistance in difficult life situations: materials of the 4th International Scientific and Practical Conference of the Helpline (pp. 80—83). Astrakhan: Agency for Youth Affairs of the Astrakhan Region. URL: https://zai-chen-ko.livejournal.com/14954.html/ (viewed:02.2025) (In Russ.).
6. Дарьин, Е.В. (2019). Несуицидальное самоповреждающее поведение у подростков. Медицинский вестник Юга России,10(4), 6—14. https://doi.org/10.21886/2219-8075-2019-10-4-6-1Dar'in, E.V. (2019). Nesuicidal'noe samopovrezhdayushchee povedenie u podrostkov. Medicinskij vestnik Yuga Rossii, 10(4), 6—14. https://doi.org/10.21886/2219-8075-2019-10-4-6-14 (In Russ.).
7. Добровидова, Н.А., Горохова, М.Ю., Матасова, И.Л., Устюжанинова, Е.Н., Шаталина, М.А. (2022). Диагностика отклоняющегося поведения. Выпуск 1. Психологическая диагностика самоповреждающего и суицидального поведения: учебно-методическое пособие.Самара: СФ ГAОУ ВО МГПУ. URL:https://samara.mgpu.ru/files/library_elektron/psih_ped/Diagnostika_1.pdf (дата обращения 25.07.2025).Dobrovidova, N.A., Gorokhova, M.Yu., Matasova, I.L., Ustyuzhaninova, E.N., Shatalina, M.A. (2022). Diagnostika otklonyayushchegosya povedeniya. Vypusk 1. Psihologicheskaya diagnostika samopovrezhdayushchego i suicidal'nogo povedeniya: uchebno-metodicheskoe posobie. Samara: SF GAOU VO MGPU. URL:https://samara.mgpu.ru/files/library_elektron/psih_ped/Diagnostika_1.pdf (viewed:07.2025). (In Russ.).
8. Лутошлива, Е.С., Архипова, М.С., Носов, С.В. (2024). Связь самооценки и самоповреждающего поведения у подростков. Психология. Историко-критические обзоры и современные исследования, 13(1А), 369—379.https://doi.org/34670/AR.2024.92.66.034Lutoshliva, E.S., Arhipova, M.S., Nosov, S.V. (2024). Svyaz' samoocenki i samopovrezhdayushchego povedeniya u podrostkov. Psihologiya. Istoriko-kriticheskie obzory i sovremennye issledovaniya, 13(1A), 369—379. (In Russ.). https://doi.org/10.34670/AR.2024.92.66.034
9. Макарова, Е.А. (2023). Самоповреждающее поведение детей и подростков в сети интернет. Вестник ТИУиЭ, 1(37), 49—55. URL: https://cyberleninka.ru/article/n/samopovrezhdayuschee-povedenie-detey-i-podrostkov-v-seti-internet (viewed:07.2025)Makarova, E.A. (2023). Samopovrezhdayushchee povedenie detej i podrostkov v seti internet. Vestnik TIUiE,1(37), 49—55. URL: https://cyberleninka.ru/article/n/samopovrezhdayuschee-povedenie-detey-i-podrostkov-v-seti-internet (viewed: 21.07.2025) (In Russ.).
10. МакДугалл, Т., Армстронг, М., Трэйнор, Г. (2024). Помощь детям и молодым людямпрактикующим самоповреждение. М.: Диалектика. MakDugall, T., Armstrong, M., Trejnor, G. (2024). Pomoshch' detyam i molodym lyudyam praktikuyushchim samopovrezhdenie. Moscow: Dialektika.
11. Польская, Н.А. (2018). Факторы риска и направления профилактики самоповреждающего поведения подростков. Клиническая и специальная психология,7(2), 1—20. https://doi.org/10.17759/psyclin.2018070201.Pol'skaya, N.A. (2018). Faktory riska i napravleniya profilaktiki samopovrezhdayushchego povedeniya podrostkov. Klinicheskaya i special'naya psihologiya, 7(2), 1—20. https://doi.org/10.17759/psyclin.2018070201. (In Russ.).
12. Польская, Н.А., Якубовская, Д.К. (2019). Влияние социальных сетей на самоповреждающее поведение у подростков. Консультативная психология и психотерапия, 27(3), 156—174. https://doi.org/10.17759/cpp.2019270310Pol'skaya, N.A., Yakubovskaya, D.K. (2019). Vliyanie social'nyh setej na samopovrezhdayushchee povedenie u podrostkov. Konsul'tativnaya psihologiya i psihoterapiya, 27(3), 156—174. https://doi.org/10.17759/cpp.2019270310(In Russ.).
13. Стронг, М. (1998). Ярко-красный крик. Самоповреждение и язык боли.США: Викинг Пресс. URL: http://self-injury.at.ua/publ/2-1-0-6 (дата обращения 21.07.2025).Strong, M. (1998). Yarko-krasnyj krik. Samopovrezhdenie i yazyk boli. USA: Viking Press. URL: http://self-injury.at.ua/publ/2-1-0-6 (viewed:07.2025). (In Russ.).
14. Чуева, Е.Н. (2017). Самоповреждающее поведение детей и подростков. Вестник КРАУНЦ. Гуманитарные науки,1(29), 71—77.Chueva, E.N. (2017). Samopovrezhdayushchee povedenie detej i podrostkov. Vestnik KRAUNC. Gumanitarnye nauki, 1(29), 71—77. (In Russ.).
15. Bukowski, W. M., Hoza, B., Boivin, M. (1994). Measuring friendship quality during pre- and early adolescence: The development and psychometric properties of the friendship qualities scale. Journal of Social and Personal Relationships,11, 471—484. https://doi.org/1177/0265407594113011
16. Gardner, F. (2001). Self-Harm: A Psychotherapeutic Approach.Hove, East Sussex: Brunner Routledge.
17. Goodman, R., Slobodskaya, H.R., Knyazev, G.G. (2005). Russian Child Mental Health: A cross-sectional study of prevalence and risk factors. European Child & Adolescent Psychiatry,14, 28—33. https://doi.org/1007/s00787-005-0420-8
18. Han, A., Wang, G., Xu, G., Su P. (2018). A self-harm series and its relationship with childhood adversity among adolescents in mainland China: a cross-sectional study. BMC Psychiatry,18(1), article № https://doi.org/10.1186/s12888-018-1607-0
19. Patchin, J.W., Hinduja, S. (2024): Adolescent Digital Self-Harm Over Time: Prevalence and Perspectives. Journal of School Violence,23(4), 542—554. https://doi.org/1080/15388220.2024.2349566
20. Whitlock, J. Eckenrode, J., Silverman, D. (2006). Self-injurious behaviors in a college population. Pediatrics,117(6), e1939—e1948. https://doi.org/1542/peds.2005-254