非自愿入院是缺乏自知力的精神障碍患者临床管理的重要措施，但因其涉及对个人自由的限制，且治疗满意度较低，长期以来存在争议
[1]。世界上许多国家均通过立法对非自愿入院加以规范
[2]，而非自愿入院率在不同国家和地区的差异显著，且难以完全由立法框架或严重精神障碍发病率不同加以解释
[3]。
中国在2013年正式实施《中华人民共和国精神卫生法》(以下简称“精神卫生法”)，确立了以自愿住院为原则、保护精神障碍患者合法权利的立法精神。该法第三十条规定，在诊断结论、病情评估表明就诊者为严重精神障碍患者，且已经发生伤害自身的行为或有伤害自身的危险，或已经发生危害他人安全的行为或有危害他人安全的危险时，应当对其实施住院治疗。即仅在严重精神障碍患者满足上述危险性标准时，方可对其实施非自愿入院。在立法前，中国精神障碍患者以非自愿入院为主，2002年一项覆盖17个城市、包含2 333名患者的多中心研究
[4]显示，自愿入院率不足20%。在2013年精神卫生法实施后，部分研究提示非自愿入院率在短期内有所下降。例如，杭州一项研究
[5]显示，立法后第4个月，封闭病房的非自愿入院率由立法前的91.47%下降至77.86%。然而，精神卫生法实施后不同地区非自愿入院率的长期变化并不一致。上海的一项纵向研究
[6]显示，立法后第1个月，非自愿入院率从立法前的79.8%降至69.7%，此后逐渐回升，调查结束时(立法后4年)达到87.8%的最高点。2017年一项覆盖29个省会城市(含直辖市)、32家精神专科医院的全国性横断面调查
[7]则进一步显示，仅45.3%的非自愿入院患者符合精神卫生法所规定的危险性标准，各医院间符合率的波动范围为7.9%~88.5%。
自精神卫生法实施至今，围绕非自愿入院已有大量讨论，主要集中于法律标准与实施过程
[8]。就标准本身而言，危险性标准在实践中界定较为模糊，风险评估多依赖家属陈述及医生经验判断
[9]。一项基于中国裁判文书网的司法实践分析
[10]进一步揭示，非自愿入院相关诉讼中精神障碍患者在起诉、举证及胜诉等环节均面临困难。而以危险性为核心标准，可能导致部分无明显危险性但确有治疗需要的患者无法及时获得干预
[11]。目前实证研究多集中于对非自愿入院率的中短期观察，对精神卫生法实施后较长时间跨度内非自愿入院率及其法律标准符合情况的研究证据仍较为缺乏。
综上，本研究基于同一医疗机构立法前(2012年)及实施后10年(2023年)的2次横断面调查数据，采用重复横断面设计，比较精神卫生法实施前及实施后10年间精神障碍患者非自愿入院率及其与法律标准符合性的变化，以期为理解非自愿入院实践及法律标准执行情况提供参考。
1 对象与方法
1.1 伦理声明
本研究已获得中南大学湘雅二医院国家临床医学研究中心伦理委员会的批准{审批号：(2021)国伦审〔科〕第(035)号}。所有患者或其家属均知晓研究内容和目的，并签署书面知情同意书。对于因精神症状、认知状态或知情同意能力受损而不能充分理解研究内容或不能独立签署知情同意书的患者，由其家属代为签署书面知情同意书。
1.2 对象
本研究在中南大学湘雅二医院精神科开展。该科室是此三甲综合医院的重点临床专科之一，有6个病区，共设242张床位。以该院精神科2012年7月26日至9月10日及2023年3月1日至4月30日2个时段的新入院患者为研究对象，连续纳入，可基本反映相应时期该院新入院患者的特征。使用G*Power 3.1进行
χ2检验事先样本量估算，参考既往研究
[5-6]的结果，并结合本研究的探索性质，设为保守的中小效应量
w=0.2。在显著性水平
α=0.05，检验效能1-
β=0.8的条件下，计算得出每组至少需99例。实际纳入样本量均满足估算要求：2012年共纳入259例，其中开放病房99例，封闭男病房79例、封闭女病房81例(封闭病房合计160例)；2023年共纳入359例，其中开放病房131例、封闭男病房111例、封闭女病房117例(封闭病房合计228例)。
1.3 方法
1.3.1 研究工具
1)基本资料调查：包括患者性别、年龄、婚姻状况、文化程度、居住地、本次住院前是否经过门诊治疗、门诊治疗依从性、入院诊断。
2)修订版外显攻击行为量表(Modified Overt Aggression Scale，MOAS)
[12]：将攻击行为分为言语攻击、对财产的攻击、自身攻击和体力攻击他人4个维度，由调查者根据家属描述的患者近1个月最严重的攻击行为进行评分(0~4分)，得分越高表示攻击行为越严重。
3)社会功能缺陷筛选量表(Social Disability Screening Schedule，SDSS)
[13]：共10个条目，由调查者根据家属描述的患者本次发病以来的行为表现进行评定，总分越高提示社会功能缺陷越严重。总分≥2视为存在社会功能缺陷。
4)自知力与治疗态度问卷(Insight and Treatment Attitudes Questionnaire，ITAQ)
[14]：共11个条目，每个条目0~2分。由调查者根据精神检查情况评定患者的自知力水平，总分越高表明患者自知力越充分。
5)简明精神病评定量表(Brief Psychiatric Rating Scale，BPRS)
[15]：适用于不同诊断的精神障碍患者的症状严重程度评估。采用18项版本，每项按1~7分评分，总分及各因子分越高提示症状越严重。
6)半定式知情同意能力检查评估问卷(Semi-Structured Inventory for Competence Assessment，SSICA)
[16]：共20个条目，包括对病情、治疗及住院的理解与认识等内容，总分0~31，得分越高表示知情同意能力越强。总分≤15视为无知情同意能力。
1.3.2 研究流程
在2012年和2023年，分别由2名经过相同培训的精神科医师在患者入院48 h内完成全部评估。在患者或其家属了解研究内容和目的并签署知情同意书后，研究者对患者及其家属进行访谈，收集患者的基本资料和入院方式，使用上述量表对患者的攻击行为、社会功能、自知力、精神症状及知情同意能力进行量化评估，并查阅患者的入院病历获取临床相关资料。
1.3.3 概念定义及判定标准
根据精神卫生法第三十条及第八十三条，本研究将非自愿入院法律标准分为严重精神障碍标准与危险性标准两部分，并结合入院诊断及量表评分进行判定。严重精神障碍定义为：符合国际疾病分类(International Classification of Diseases，ICD)-10任一精神或行为障碍诊断，且入院时SDSS总分≥2、ITAQ总分≤17。危险性标准依据MOAS评估结果判定：条目1(言语攻击)≥3分，或条目2(对财产攻击)≥1分，或条目3(自身攻击)≥1分，或条目4(体力攻击)≥1分，判定为存在伤害自身或他人的行为或危险。同时符合上述2项标准者，本研究判定为符合非自愿入院的法律标准。
根据患者对住院的态度，将入院方式划分为自愿与非自愿。当研究者询问患者“本次住院是您自愿的吗？”时，表示自愿或不反对住院者归为自愿入院；表示被强行送入院或非知情入院，或因精神病性症状无法理解问题、不能表达真实意愿者，归为非自愿入院。
1.4 统计学处理
采用SPSS 28.0软件进行统计分析。计数资料以频数(构成比或率)表示，组间比较采用χ2检验。非正态分布的计量资料以中位数(第1四分位数，第3四分位数)表示，组间比较采用Mann-Whitney U检验，并报告Z值。为控制样本构成差异对主要结果的影响，采用二元Logistic回归进行调整分析，结果以OR值及95% CI表示。P<0.05为差异有统计学意义。
2 结 果
2.1 社会人口学和临床特征比较
2012年与2023年共纳入618例患者。相比2012年，2023年的住院患者的年龄、婚姻状况、文化程度及居住地构成的差异均有统计学意义(均
P<0.05)，性别分布无统计学差异(
P˃0.05，
表1)。2023年的未成年患者(<18岁)比例更高，未婚/离异/丧偶者比例上升，本科及以上学历者比例增加，居住地为城市者比例提高(均
P<0.05)。
临床特征方面，2023年患者入院前接受门诊治疗及门诊治疗依从的比例均更高(均P<0.05)。入院诊断分布发生变化，心境障碍(F3)成为2023年最主要的诊断(43.7%)，精神分裂症、分裂型障碍和妄想性障碍(F2)的比例较2012年更低(P<0.05)。
2.2 非自愿入院率比较
如
表2所示，2012年与2023年的总体非自愿入院率的差异无统计学意义(
P=0.220)。2012年的封闭病房的非自愿入院率为53.1%(85/160)，2023年为47.4%(108/228)，差异亦无统计学意义(
P=0.264)。为进一步控制混杂因素，以封闭病房患者是否非自愿入院为因变量进行二元Logistic回归分析，调整年龄、性别、婚姻状况、文化程度、居住地、入院诊断等协变量后，年份与封闭病房非自愿入院率仍无显著关联(
OR=0.81，95%
CI 0.52~1.28，
P=0.375)。
2.3 封闭病房非自愿入院的法律标准符合性
如
表3所示，在封闭病房非自愿入院的患者中，2023年的符合严重精神障碍标准者的比例为96.3%(104/108)，高于2012年的77.6%(66/85)，差异有统计学意义(
P<0.001)。2023年的符合危险性标准者的比例为56.5%(61/108)，低于2012年的76.5%(65/85)，差异亦有统计学意义(
P=0.004)。同时符合严重精神障碍标准和危险性标准者，即符合法律标准者，2023年为55.6%(60/108)，2012年为67.1%(57/85)，差异无统计学意义(
P=0.104)。进一步以封闭病房非自愿入院患者是否不符合法律标准为因变量进行二元Logistic回归分析，调整年龄、性别、婚姻状况、文化程度及居住地等变量后，与2012年相比，2023年的不符合法律标准的可能性更高(
OR=2.10，95%
CI 1.06~4.16，
P=0.032)。
2.4 封闭病房中符合与不符合标准患者的功能及症状比较
将2012年与2023年的非自愿入院患者数据合并分析。2组患者在社会功能缺陷(SDSS评分)、自知力水平及无知情同意能力比例方面的差异均无统计学意义(
P>0.05)。症状方面，符合标准组的BPRS敌对猜疑因子评分与焦虑忧郁因子评分均显著高于不符合标准组(
P<0.05)，其余各因子分的组间差异均无统计学意义(
P˃0.05，
表4)。进一步以是否不符合法律标准为因变量进行二元Logistic回归分析，调整年份后，BPRS敌对猜疑因子仍与符合法律标准相关(
OR=0.88，95%
CI 0.81~0.96，
P=0.005)，焦虑忧郁因子与符合法律标准的关联无统计学意义(
OR=1.01，95%
CI 0.92~1.11，
P=0.847)。
3 讨 论
本研究以同一医疗机构2012年与2023年的住院患者为研究对象，比较了精神卫生法实施前和实施10年后入院方式及其法律标准符合性的变化。结果显示，2012年与2023年比较，总体及封闭病房非自愿入院率均未见明显变化；在封闭病房非自愿入院患者中，不符合法律标准者仍占一定比例，且调整样本构成因素后，2023年不符合法律标准的可能性比2012年更高。
中国精神卫生法实施后，已有研究
[6]提示非自愿入院率短期内有所下降，但随时间延长可能再次回升。对22个已有精神卫生立法的国家的跨国比较研究
[3]同样发现，2008年至2017年间，拥有连续多年数据的18个国家中有11个国家的年非自愿入院率保持上升，且各国非自愿入院率的差异难以完全由精神卫生立法框架加以解释。上述跨国趋势与本研究结果均表明，精神卫生法实施后非自愿入院率的变化并非简单的持续下降，其变化过程可能较为复杂。
非自愿入院通常由医学因素与非医学因素共同影响。医学因素包括疾病类型、症状严重程度、攻击性及治疗依从性等
[17-18]，非医学因素则涉及精神卫生立法、社区服务可及性、精神科床位配置、重大公共事件、医务人员因素及公众态度等
[19]。临床医师在进行非自愿入院决策时，往往不仅考虑医学诊断或法律条文，还受到多种现实因素综合影响
[20]。本研究发现，立法后10年间住院患者社会人口学特征发生显著变化，如受教育程度提高、城市居民比例增加，这与同期中国人口受教育程度提高和城镇化进程的总体趋势存在一定的一致性
[21-22]。住院患者的年轻化，则可能与全球青少年精神障碍患病率上升存在一定关联
[23]。在临床层面值得关注的是，2023年住院患者的主要诊断由精神分裂症谱系障碍转变为心境障碍；且入院前经过门诊治疗及治疗依从的患者比例均增加，提示患者入院前与精神卫生服务的接触有所增加。然而，在诊断构成及入院前诊疗情况均有所变化的背景下，封闭病房非自愿入院率仍未见明显变化。这提示仅从诊断类型或入院前精神卫生服务接触情况的角度，尚不足以解释本研究样本中非自愿入院率未见明显下降的现象。
从法律标准层面分析，本研究的封闭病房非自愿入院患者中仍有相当比例不符合法律标准，且调整样本构成因素后，2023年不符合法律标准的可能性较2012年更高。进一步拆分2项法律标准后可见，2023年符合严重精神障碍标准者比例较2012年更高，而符合危险性标准者比例更低。由于本研究中法律标准需同时满足严重精神障碍标准和危险性标准，符合危险性标准者减少，可能导致部分患者虽符合严重精神障碍标准，却未达到本研究所判定的危险性标准，从而难以被判定为符合法律标准。这与既有研究
[24]的观点相符，即法定的危险性标准在临床实践中界定较为模糊，缺乏统一可操作的规范，导致法律标准与临床实践之间存在落差。中国精神卫生法要求患者同时满足严重精神障碍与危险性2项条件方可实施非自愿入院，然而部分患者虽已存在明显社会功能受损、自知力缺乏及知情同意能力不足，却未必表现出明确的危险行为
[25]，因而不符合现行法律标准。
本研究的症状比较结果显示，未调整分析中符合法律标准组的BPRS敌对猜疑因子与焦虑忧郁因子评分均高于不符合标准组；进一步调整年份后，敌对猜疑因子仍与法律标准符合情况相关，而焦虑忧郁因子与法律标准符合情况的关联无统计学意义。既往研究
[26]表明，敌对猜疑症状与攻击行为风险存在关联。这也提示本研究中以危险性为核心的法律标准可能更容易覆盖具有敌对、猜疑及相关攻击风险的患者。
本研究中不符合法律标准的非自愿入院患者，同样普遍存在严重社会功能受损、自知力缺乏及知情同意能力不足，反映其疾病所致的功能损害较大，具有一定的住院治疗需求。这一结果提示，在患者缺乏明确危险性的情况下，仅以危险性作为非自愿入院的唯一核心标准，可能难以覆盖部分无明确危险行为但存在治疗需要的患者。国际上已有立法实践对此进行调整，意大利自1978年起便以医疗必要性和患者知情同意能力取代危险性作为非自愿入院的核心要件
[27]，旨在更全面地保障患者的健康权。
在国际上，除危险性外，不少国家将治疗需要或知情同意能力等因素纳入精神卫生法律的非自愿入院标准
[2]。相关综述
[28]指出，精神疾病诊断、危险性、治疗需要及治疗有效性，均可能构成强制医疗的判定基础。在治疗需要的层面，自知力缺乏是临床实施强制治疗的重要依据之一，其目的在于通过治疗帮助患者恢复决策能力，从而保障其基本健康权。结合本研究结果，封闭病房非自愿入院患者普遍存在自知力与知情同意能力受损，也提示除危险性外，治疗需要和知情同意能力可能也是理解非自愿入院实践的重要维度。相比之下，中国精神卫生法采用较为严格的危险性标准，其主要目的在于保护患者的自主权
[29]。值得指出的是，世界卫生组织的一项行动倡议提倡以人权为基础的精神卫生服务，减少强制干预、推广支持性决策模式
[30]，这与中国立法精神体现了相同的价值导向。由此可见，现行以危险性为核心的标准在保护患者自主权方面具有重要意义，但如何在患者自主权与健康权之间取得平衡，仍是有待进一步研究与探索的核心问题。
本研究存在以下局限性：1)样本来源于单一综合医院精神科病房，未能纳入专科医院、基层医疗机构及强制医疗机构患者，样本代表性有限，研究结果不宜直接外推至其他地区或不同类型精神卫生机构。2)本研究依据量表评分及入院诊断判定法律标准符合情况，虽利于量化与比较，但相关阈值尚缺乏外部验证，不能完全等同于临床、行政或司法情境下对非自愿入院法律标准的综合判断。3)重复横断面设计缺乏纵向数据，无法评估患者治疗意愿、危险性及法律标准符合情况的动态变化，也难以分离精神卫生法实施效应与患者构成、医院收治模式及精神卫生服务利用等时间相关因素的影响。4)2次调查连续纳入时段较短，可能存在抽样不稳定，且月份不同带来了季节性差异，均对资料比较有一定影响。未来研究可通过多中心合作提高样本代表性，探索结合临床量表与司法评估指南的标准化工具，并开展纵向队列研究，以更全面地揭示非自愿入院率的决定因素与法律标准符合性的变化规律。
综上所述，本研究发现，精神卫生法实施后10年与实施前相比，非自愿入院率未见明显变化，不符合法律标准的非自愿入院患者仍占一定比例，且普遍存在社会功能受损及自知力缺乏，提示现行以危险性为核心的法律标准在临床实践中的适用性存在一定局限。非自愿入院相关问题涉及制度与临床之间的复杂关系，有待进一步研究阐明。未来，在立法精神与临床实践之间寻求更精细化的平衡，或许是完善中国非自愿入院制度的关键。
国家自然科学基金(82471528┫。This work was supported by the National Natural Science Foundation of China ┣82471528)
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