性取向与常见精神障碍或低幸福感的症状:12项英国人口健康调查的综合元分析

背景

先前的研究表明，与异性恋成年人相比，女同性恋、男同性恋和双性恋(LGB)成年人出现精神障碍症状、自杀和药物滥用的风险更高。我们的目的是通过在英国进行的12项人口调查，确定性取向认同和成年人心理健康状况不佳之间的关联，并考虑是否对特定人群的影响有所不同。

方法

个人数据汇集自2012年英国队列研究、2011年、2012年和2013年英格兰健康调查、2008年至2013年苏格兰健康调查、2009/10年英格兰年轻人纵向研究和2011/12年理解社会。使用个体参与者元分析汇集来自每项研究的估计，允许研究之间的差异。

结果

在94,818名参与者中，1.1%为女同性恋/男同性恋，0.9%为双性恋，0.8%为“其他”，97.2%为异性恋。调整协变量的范围后，与异性恋相比，被认定为女同性恋/男同性恋的成年人有更高的常见精神障碍患病率，但在不同年龄组中存在不同的相关性:35岁以下的人群明显(OR = 1.78, 95% CI 1.40, 2.26)， 35 - 54.9岁的人群较弱(OR = 1.42, 95% CI 1.10, 1.84)，但在55岁以上的人群中最强(OR = 2.06, 95% CI 1.29, 3.31)。这些影响在双性恋成年人中更为强烈，与那些自认为是“其他”的人相似，与“低幸福感”的人相似。

结论

在英国，与异性恋者相比，LGB成年人的心理健康状况不佳和幸福感较低的患病率更高，尤其是年轻和年长的LGB成年人。在英国的所有健康研究和行政数据中，性取向认同应被常规测量，以影响国家和地方政策的制定和服务的提供。这些结果再次表明，地方政府、NHS提供者和公共卫生政策制定者需要考虑如何解决这些少数群体在精神卫生方面的不平等问题。

英国约有1 - 2%的成年人是女同性恋、男同性恋或双性恋(LGB) [1，2]和5%的非异性恋[2]，虽然因为性取向包括身份、行为和吸引力[3.]，所选择的定义可能导致这些估计的可变性。我们知道性少数群体的身体健康状况较差[4]及从事危险的健康行为，例如吸烟和危险饮酒[5］．这些不平等可能出现在青春期和成年早期，然后持续整个生命过程[6］．

心理健康状况不佳的症状(例如焦虑、抑郁)和幸福感不高(例如没有"积极的心理健康")[7)在成年人群中很常见，但有确凿证据表明，自认为是女同性恋、男同性恋或双性恋的成年人比自认为是异性恋的成年人出现这些症状的风险更高。对LGB人群中精神障碍、药物滥用、自杀和自残的患病率的系统回顾表明，这些人群经历了更大的抑郁、焦虑、自杀和药物滥用发生率[8]而不是异性恋。这项综述后的元分析发现，LGB人群一生中企图自杀的可能性大约是正常人的两倍，在过去12个月里抑郁症和焦虑症的患病率大约是正常人的1.5倍。随着时间的推移，少数民族性取向与较差的心理健康之间的联系一直存在，最近的研究显示了与以前研究相同的影响[9］．这种差异被认为出现在青春期早期，并持续到成年。10］．

在美国的样本中发现了基于人群的LGB人群心理健康状况较差的证据[11，12]，荷兰[9]和英国[13］．尽管这些发现仅限于高收入国家，但来自低收入国家的数据很少可获得[14］．包括全面精神病学访谈的人口调查显示，LGB成年人患常见精神障碍的风险增加[2，13］．在临床、社区和便民样本中也发现了类似的结果[13，15- - - - - -17］．然而，直到最近，英国人口健康调查才常规记录性取向[5]并且在从英国的“增加获得心理治疗”(IAPT)服务等服务收集的国家数据中仍然记录不佳。性取向记录的缺乏给针对LGB成年人，特别是有特定服务需求的LGB成年人亚群体的针对性干预或定制干预带来了挑战[18，19］．很少有研究考虑到LGB成年人口的哪个亚群体精神健康状况不佳的风险最大(例如，按年龄组、性别、少数民族地位或教育程度分列)。因此，我们研究的目的是评估性取向认同和心理健康(常见的精神障碍和低幸福感)之间的联系是否在英国非异性恋成年人口的不同亚组中有所不同，使用来自12个人口健康调查的最新汇总数据。

设计及设置

参与者来自2012年英国队列研究(BCS) [20.]， 2011年英国健康调查[21]， 2012 [22]及2013年[23]，苏格兰健康调查(SHS) 2008至2013年[24]，《英国年轻人的纵向研究》(LSYPE) 2009/10 [5]和《理解社会》(美国)2011/12 [25通过搜索英国数据服务(搜索“性取向”，“男同性恋”，“女同性恋”，“双性恋”，“性取向”)来确定。所有研究均通过家访访谈、自我完成问卷、电话访谈、网络调查或组合方式收集数据(包括抽样设计和纳入/排除标准在内的详细信息可从英国数据档案馆获得)。我们的研究人群包括具有性取向认同、心理健康和幸福症状以及研究协变量的可用数据的成年人。

参与者和材料

参与者:对于我们分析中包括的所有研究，参与者都是通过随机或分层随机抽样的目标人群招募的。

性取向认同

在所有纳入的研究中，使用英国国家统计局(ONS)推荐的标准化措辞，在自我完成问卷中记录性取向认同[1］．参与者被问及“以下哪个选项最能描述你对自己的看法?”回答选项有“异性恋或异性恋”、“同性恋或女同性恋”、“双性恋”、“其他”或拒绝。拒绝回答这个问题的参与者被排除在我们的分析之外，因为他们不能被归入任何性取向身份类别。表格1显示了所有研究的拒绝率。

常见精神障碍的症状

符合精神健康症状的阈值定义为在一般健康问卷-12 (GHQ-12)中得分4分或更高[22，26］．对于HSE，病例在EQ-5D分量表中被定义为中度/重度抑郁，该分量表测量的精神健康症状非常相似[22，27- - - - - -29］．这两种仪器已被证实可用于检测精神障碍的临床显著症状[7，26，30.，31］．灵敏度分析(如下所述)评估了这些仪器之间的差异是否会影响结果。

幸福得分低

低幸福感是指在沃里克-爱丁堡心理健康量表(WEMWBS)中得分最低的性别四分位数[7]在我们研究的分析样本中，基于目前没有确定的成年人群中“低幸福感”的定义阈值。WEMWBS已被验证为“积极心理健康”的衡量标准，它涵盖了比没有精神障碍更广泛的概念，包括幸福和生活满意度的主观体验、心理功能和自我实现。

协变量

协变量的选择是基于已知它们与性取向认同和心理健康和幸福症状相关(即是潜在的混杂因素)。为了确保可比性，各研究的协变量进行了协调:性别(男性或女性)、种族(白人vs少数民族)、教育程度(从“无”到大学学位的五分制)、吸烟状况(目前与曾经吸烟者)、长期疾病/残疾(是或否)以及已婚或同居(是或否)。

统计分析

性取向认同与心理健康之间的双变量关系采用t检验或卡方统计进行评估。在主要分析中，使用随机效应元分析和逻辑回归来评估性取向身份类别、心理健康和幸福之间的关系，并对协变量进行调整。在初步分析中，我们发现研究间变异所占的效应方差比例从0%到53%(占总研究方差的比例)，这导致我们使用随机效应元分析来汇集研究特定的优势比及其标准误差。首先对年龄和性别进行了调整，然后对协变量进行了额外的调整。我们还研究了性别、年龄和受教育程度是否显著改变了性取向认同群体与心理健康之间的关系，以确定心理健康状况较差的相对风险较高的人群亚群体。在评估几种可能的偏倚来源的敏感性分析中，我们检查了对个体参与者元分析使用替代的“一阶段”方法时，结果是否存在实质性差异[32］．这包括同时分析所有数据，并对研究进行随机影响，而不是将每个研究的结果单独汇总。我们还评估了仅使用GHQ-12而不是EQ5D时的结果是否不同，以防这些仪器之间的差异影响结果。由于一些研究对某些人群进行了过度抽样，并具有其他复杂的调查设计特征，我们使用抽样权重分别比较了《理解社会》(贡献样本量最大的研究)在考虑调查设计之前和之后的结果。我们还重新测试了将协变量“已婚或同居”替换为“已婚或民事伴侣”的模型，以检查这些是否影响完全调整模型中的估计。所有分析均使用Stata版本13.1进行。

伦理批准

对于所有使用的原始研究，伦理批准都是由大学或当地研究伦理委员会提供的(参见每项研究的详细信息，英国数据服务)。所有参与者均提供书面知情同意书。所有数据可从英国数据服务。

在分析样本中的94,818名参与者(那些有关于性取向认同、心理健康和协变量的可用数据的参与者)中，97.2%为异性恋，1.1%为女同性恋/男同性恋，0.9%为双性恋，0.8%为“其他”(表2)1)．达到常见精神障碍或低幸福感阈值的人在所有研究变量中存在显著差异(使用双变量)t-检验或卡方检验):与低于阈值的参与者相比，他们更年轻，女性更多，受教育程度较低，目前吸烟的人更多，长期患病/残疾的人更少，已婚/同居的参与者更少(表2)2)．在那些符合精神障碍阈值的人群中，同性恋、双性恋和“其他”人群的比例明显更高。

与异性恋者相比，被认定为女同性恋/男同性恋的参与者更有可能有较差的心理健康，明显更年轻，包括更多的男性，较少的少数民族，较高的教育程度，更多的吸烟者，较少的已婚或同居者(表3.)．与异性恋相比，双性恋参与者与女同性恋/男同性恋参与者的模式相似，只是在性别或教育程度上没有发现显著差异。此外，与异性恋参与者相比，双性恋参与者中长期患病/残疾的比例明显更高。与异性恋者相比，在所有研究变量中，认为自己是“他人”的参与者都有显著差异，除了吸烟者的比例相似。

在这12项调查中，男女同性恋者的比例在0.7到1.9%之间，双性恋者的比例在0.5到1.7%之间，“其他”者的比例在0.2到1.4%之间。表格1显示了每项研究对该研究的样本量，以及各研究变量的差异，包括对性取向认同问题的拒绝率。

有证据表明，影响在男性/女性(交互作用p = 0.02)和年龄组(交互作用p < 0.001)中有所不同，但在少数民族地位(交互作用p = 0.30)或教育程度(p= 0.19)。男性/女性的差异通常对男性的影响更大，但对男性和女性的影响方向相同。不同年龄组之间的差异更为明显，这导致我们将主要分析分为不同年龄组，并在附加文件中分别显示男性/女性1:表S1。

主要汇总分析的结果如表所示3.．在35岁以下年龄组中，与同年龄组的异性恋相比，女同性恋/男同性恋身份与常见精神障碍症状的风险增加相关，调整了协变量范围(OR = 2.06, 95% CI 1.60, 2.66)。35 ~ 54.9岁年龄组相关性不显著(OR = 1.03, 95% CI 0.71, 1.48)。影响的方向与风险的小幅增加一致，但在这个亚组中没有足够的统计力量来自信地估计这种影响。然而，在55岁以上年龄组中，女同性恋/男同性恋身份与这些症状的风险相关(OR = 2.11, 95% CI 1.16, 3.83)是异性恋参照组的两倍多。根据WEMWBS的测量，这种模式与低幸福感相似，但在中年时这种关联较弱。

双性恋的身份与贫穷的风险增加有关心理健康症状与异性恋者相比,在所有年龄组中,类似的模式的效果修改:在35岁以下年龄组(或= 2.31,95% CI 1.83, 2.90),最低35岁到54.9(或= 1.80,95% CI 1.29, 2.50)和最强的55岁+ (2.45,95% CI 1.58, 3.79),调整为协变量的一系列与常见精神障碍的症状。低幸福感的模式大致相似，在中年时联系最弱。

被认定为“他人”的群体表现出更小的效应值和更宽的置信区间，但与每个年龄组的异性恋者相比，三组中满足障碍症状阈值的风险增加的模式是一致的:35岁以下(OR = 1.96, 0.94, 4.09)， 35 - 54.9 (OR = 1.63, 95% CI 0.93, 2.86)， 55岁以上(OR = 1.27, 95% CI 0.87, 1.86)。统计力量不足以自信地估计这些较小的影响，因为这些亚组的样本量有限。在三个年龄组中，这一群体比异性恋者的幸福感更低，在老年人中这种影响更弱。

在敏感性分析中，使用“一阶段”方法分析汇总数据后，结果的模式是相同的。在排除使用EQ5D而不是GHQ-12的研究后，我们还重新运行了模型。结果没有实质性的不同，中年的相对风险最低，而老年人的相对风险最高。在使用抽样权重对复杂的调查设计进行调整后，我们还为“理解社会”队列重新建立了模型。同样的结果也出现了。当调整为“已婚或民事伴侣”而不是“已婚或同居”时，结果没有实质性差异。

通过汇总12项人口健康调查的数据，我们能够证明女同性恋、男同性恋、双性恋和“其他”被确认的成年人(非异性恋)报告心理健康不良症状(即焦虑、抑郁)的可能性是异性恋成年人的两倍左右。这一结果在女性参与者中不那么强烈(见表4)．相对风险最低的是中年，非异性恋的年轻人风险增加最大，而非异性恋的老年人风险最高。总的来说，双性恋(相对于异性恋)成年人达到障碍症状阈值的风险最高。

这项研究首次汇集了来自12项调查的性取向身份数据，数据收集于英国，使用个体参与者元分析来确定性取向与心理健康(常见精神障碍和幸福)症状的关系。这种方法提供了足够的能力来检查子组，这在每项研究中通常是不可能的，因为数量较少。我们能够评估这种关联在男性/女性、不同教育程度、少数民族和不同年龄范围中是否不同。数据中包含了一个异性恋的对照组，这通常是不方便的样本。一个标准化的问题被用来记录性取向认同，允许跨研究的可比性。一个重要的发现是，许多参与者选择了“其他”而不是“异性恋”。目前尚不清楚参与者做出这一选择的意图。这可能反映了缺乏理解或读写能力的问题，不愿意或拒绝被归类为任何更具体的选项，或者自我认同为列表中不包括的身份。还值得注意的是，这一群体中少数民族的比例最高，长期患病/残疾的比例很高，而且往往年龄较大。未来的健康调查可以收集更多关于性取向认同的细节，以澄清这一类别对参与者的意义。

我们研究的主要局限性在于，研究结果并没有超越性取向认同的范畴。如果性取向群体是根据性行为或性吸引来定义的，结果可能会有所不同，因为有同性行为或同性吸引的成年人不一定被认定为非异性恋[2，33］．在分离年龄组时，我们的模型有80%的统计能力来检测大于1.5的比值比(假设对照组为1%，异性恋对照组为99%，样本量为28000,r平方为0.10和p= 0.05)，但没有足够的统计能力来检测更小的效应值，如在“其他”组中看到的效应值。进一步的限制是，这个问题没有询问身份随时间的变化。性取向认同会随着时间的推移而改变，而性取向认同的改变也可能会影响心理健康[34］．我们没有考虑心理健康随时间的纵向变化[35］．虽然我们认为年龄、性别、少数民族地位和受教育程度可能是性取向认同和精神障碍症状之间关系的影响调整因素，但进一步的工作可以探索区域差异，以及残疾人和其他非异性恋人群中可能比其他人更脆弱的群体。鉴于有明确的证据表明，在被问及性取向身份的问题上，拒绝率存在异质性(表1)1)，有必要根据调查管理模式(例如面对面访谈、电话访谈、自我完成问卷、网络调查)评估各研究的方法差异和偏差的可能性。进行了54个亚组的比较(表4和附加文件1:表S1)。因此，我们预计大约三次测试在p= 0.05的概率。统计力足够高，可以评估此处观察到的较大效应量，但不能评估包括“其他”组在内的较小效应。然而，值得注意的是，从公共卫生的角度来看，我们考虑的所有子群体都很重要，以便为有不同服务需求的LGB成年人口子群体分配资源和提供目标服务[18，19］．我们的分析是横断面的，而不是纵向的，这意味着我们考虑了心理健康状况不佳或幸福感低的患病率，但不考虑发病率。特定亚群的患病率升高可能是发病率升高或病程延长的功能。最后，EQ-5D提供了一种非常有限的精神障碍测量方法，仅包括一个关于合并焦虑和抑郁的心理症状的问题。然而，当排除使用这种测量方法的研究时，结果相似。

我们的研究结果与国际上的证据一致[9，11- - - - - -13]的研究表明，与异性恋者相比，非异性恋者出现心理健康症状的风险更高，但该研究提出了重要的新见解，即年轻和年长的非异性恋者(与中年人相比)特别脆弱。然而，数据的横断面性质意味着我们无法确定这些是老龄化、时期还是群体(世代)效应。这些发现可能反映了一项现有的观察，即老年人对不良心理健康的易感性降低[22)，这可能会为个别非异性恋成年人提供一些与年轻同龄人相比的优势。

我们的研究没有评估性取向认同和心理健康之间关联的解释，即机制或中介变量。LGB取向与不良心理健康结果之间的关联机制尚不完全清楚，但有人认为，歧视和污名化的经历可能会导致精神障碍的增加，就像早期暴露于逆境一样[11］．少数人压力理论[36]表明，偏见、受害和歧视的内部和外部表现产生了可见的健康差异，因为这些经历被内化了。因此，内化污名所带来的慢性压力可能会导致自认为非异性恋的人心理健康和幸福感较差[37，38];不健康行为[5]和更糟糕的身体健康状况[4］．当然，有证据表明，与异性恋青年相比，LGB青年遭受骚扰和伤害的风险更高[39]而正面的态度可减轻负面影响[40]和家庭支持[41］．许多LGB成年人不向医疗保健专业人员透露他们的性取向，这可能会延误获得治疗的机会[42，43］．这项研究加强了临床医生的需求，以确保他们提供服务，让LGB患者能够公开他们的性取向，并接受支持性和综合护理。

解决卫生不平等问题的公共卫生政策需要一个能澄清问题严重程度的证据基础。有关性取向身份的人口数据将为政策制定者和专员提供他们所需的证据，但最近在英国才有有限数量的数据集。性取向需要成为日常数据收集的一部分，以便更充分地了解心理健康不良方面的不平等现象。这项研究强调了在所有大型健康调查和队列研究中继续和扩大性取向收集的必要性，以更好地了解这一人群的生命历程风险和对结果的影响。本研究中使用的横断面数据使我们能够确定该人群中心理健康状况不佳的患病率。未来的研究需要确定这些模式是否随着时间的推移在纵向数据中跟踪。纵向数据还将使我们能够监测新的精神健康问题的发生率，而不是现有症状的患病率，后者可能在持续时间上有所不同。需要进一步的研究来考虑这些关联的潜在机制是什么，以及如何设计干预措施，以消除自认为是异性恋的成年人与自认为是女同性恋、男同性恋、双性恋或“其他”的成年人之间的心理健康不平等。

• 与异性恋者相比，女同性恋、男同性恋、双性恋或“其他”成年人心理健康状况不佳和幸福感低下的风险更高。

• 这种关联在人的一生中有所不同，中年的相对风险最低，而老年人的相对风险最高

• 我们的研究使用了适合估计患病率的横断面数据，但未来的研究应该考虑纵向模式(如新的心理健康问题的发生和持续)并阐明机制

BCS:

英国队列研究

EQ5D:

EuroQoL 5D版

WEMWBS:

沃里克爱丁堡心理健康量表

HSE:

英格兰健康调查

IAPT:

增加心理治疗服务

国民健康保险制度:

国民保健制度

性恋:

女同性恋、男同性恋或双性恋

LSYPE:

英国年轻人的纵向研究

国家统计局:

国家统计局

啦!

苏格兰健康调查

英国:

联合王国

我们:

了解社会

这项研究没有得到资助。

作者及隶属关系

1. 伦敦城市大学心理学系，伦敦，英国

   乔安娜Semlyen

2. 伦敦大学学院精神病学分部，伦敦，英国

   迈克尔•王

3. 英国公共卫生部，伦敦，英国

   贾斯汀·瓦尼

4. 英国行政数据研究中心(ADRC-E)，伦敦大学学院法尔研究所，伦敦，NW1 2DA，英国

   加雷思Hagger-Johnson

相应的作者

对应到加雷思Hagger-Johnson．

相互竞争的利益

作者声明，他们认为与本研究无关的利益冲突。

作者的贡献

JS进行文献综述。GHJ进行统计分析。JS, GHJ, JV和MK参与了手稿的撰写。所有作者都阅读并批准了手稿的最终版本。

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