郭素然王建坤張　平

（1 國(guó)際關(guān)系學(xué)院心理教育研究中心，北京 100091；2 北京郵電大學(xué)學(xué)生處，北京 100876）

1　問題提出

我國(guó)大學(xué)生自殺率呈快速增長(zhǎng)趨勢(shì)，自殺意念的發(fā)生率更加不容樂觀（朱瑾，2003）。同時(shí)，大學(xué)生是各種媒體的使用者和追隨者，不當(dāng)?shù)拿襟w自殺報(bào)道可引發(fā)各類人群的自殺事件，這被稱作維特效應(yīng)、傳染效應(yīng)或模仿效應(yīng) （Gould，Hendin，＆Mann，2001）。而青年人的模仿自殺率是其他年齡群體的4.39倍（Stack，2009），自殺報(bào)道愈顯著（如頭版頭條形式），13～20 歲人群中成群自殺 （suicide clusters）的幾率越大 （Gould，Kleinman，＆Lake，2014）。 可見，青年群體的自殺傳染效應(yīng)更應(yīng)受到重視。

當(dāng)媒體以頭條、大標(biāo)題和加重細(xì)節(jié)報(bào)道時(shí)引發(fā)的自殺風(fēng)險(xiǎn)比較高（Cheng，Hawton，Lee，＆Chen，2007）。通過對(duì)報(bào)紙報(bào)道和電視報(bào)道的比較研究發(fā)現(xiàn)，接觸自殺事件報(bào)道的次數(shù)越多、時(shí)間越長(zhǎng)，受其影響越深遠(yuǎn)，嘗試自殺的幾率會(huì)增加47.6%（Stack，2014；Hamilton，2011）。通過對(duì) 55 項(xiàng)研究中419個(gè)自殺事件的媒體報(bào)道進(jìn)行元分析，Stack（2009）發(fā)現(xiàn)媒體自殺報(bào)道引發(fā)35.8%的個(gè)體完成自殺行為；對(duì)政界和娛樂界名人的自殺事件報(bào)道，引發(fā)的模仿效應(yīng)是其他報(bào)道的 14.3倍（Niederkrotenthaler，2012）；而一般自殺事件報(bào)道引發(fā)的模仿效應(yīng)存在時(shí)間滯后效應(yīng)，報(bào)道一個(gè)月后才發(fā)生社會(huì)自殺事件（Yang et al.，2013）。 女性群體的模仿自殺率是男性的 4.89倍（Stack，2005）；真實(shí)的自殺故事的報(bào)道比小說或戲劇中的虛擬自殺故事誘發(fā)的自殺模仿事件高出 4.03倍（Stack，2003）。 由此可知，不當(dāng)?shù)拿襟w報(bào)道方式、女性、青年人以及名人自殺報(bào)道都是自殺模仿效應(yīng)發(fā)生的高風(fēng)險(xiǎn)因素（Stack，2005；Yang et al.，2013；Chen，2012；Queinec，2011）。除此之外，與自殺名人有相似特征的個(gè)體或來自農(nóng)村的個(gè)體也易發(fā)生自殺傳染效應(yīng)（Lee，2014；Ji，Lee，&Noh，2014）。

上述研究一致地表明了接觸媒體報(bào)道的自殺消息對(duì)于個(gè)體自殺行為或自殺意念的影響。然而很少研究探究其中的內(nèi)部心理過程和實(shí)質(zhì)，即媒體自殺接觸通過哪些心理變量引發(fā)了自殺。抑郁是自殺的風(fēng)險(xiǎn)近因，屬于個(gè)體內(nèi)部的易感素質(zhì)，能有效預(yù)測(cè)自殺意念的產(chǎn)生，并且在其他因素如壓力事件、自我原諒以及自我評(píng)價(jià)等內(nèi)外部因素對(duì)自殺意念的影響中起到了中介作用（John，1999；Hirsch，2010；Prager，2009；馬澤威，2015）。而 “選擇性披露理論”（selective exposure theory）認(rèn)為，本身患有抑郁癥狀的人，會(huì)更加傾向于選擇接觸自殺相關(guān)的媒體信息，接觸的結(jié)果會(huì)加重其原有抑郁狀況，進(jìn)而使其產(chǎn)生自殺意念或者強(qiáng)化其原有自殺意念（Fu，2009）。通過訪談、問卷調(diào)查438位患有抑郁癥病史的個(gè)體發(fā)現(xiàn)，接觸媒體自殺報(bào)道后，抑郁狀態(tài)加重，并且 38.8%的人會(huì)嘗試自殺行為（Cheng，2007）。由此本研究假設(shè)，媒體自殺接觸通過引發(fā)或加重抑郁狀態(tài)作用于自殺意念。

媒體自殺接觸是自殺意念或自殺行為發(fā)生的重要誘發(fā)因素，但并不必然導(dǎo)致自殺意念或行為的產(chǎn)生，在二者之間存在重要的調(diào)節(jié)機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，新聞報(bào)道中的暗示信息、對(duì)自殺持肯定態(tài)度比單純的自殺報(bào)道對(duì)受眾更為有害（Motto，1967）。Niederkrotenthaler等（2010）發(fā)現(xiàn)，媒體對(duì)自殺新聞的報(bào)道更關(guān)注自殺給家人帶來的損失和心理傷害，會(huì)使當(dāng)?shù)刈詺⒙曙@著降低；而個(gè)體對(duì)自殺者家屬的態(tài)度越否定和排斥，自殺意念水平越高 （楊楹，王帥，張金玲，陳潔，劉金同，2012；張媛，胡小兵，程欣，李思雨，宮火良，2013）。對(duì)自殺者家屬的態(tài)度可能是一種重要的認(rèn)知資源，調(diào)節(jié)著外部應(yīng)激源對(duì)自殺意念的作用。而個(gè)體對(duì)自殺者家屬表現(xiàn)得越接納或同情、肯定，其抑郁情緒得分越低；相反對(duì)自殺者家屬態(tài)度越否定和排斥，其抑郁情緒得分越高（楊楹等，2012；張媛等，2013）。由此，本研究假設(shè)對(duì)自殺者家屬態(tài)度調(diào)節(jié)媒體自殺報(bào)道對(duì)抑郁狀態(tài)的作用，及抑郁對(duì)自殺意念的作用。

綜上，本研究將探討抑郁在媒體自殺報(bào)道和自殺意念間的中介作用，以及對(duì)自殺者家屬態(tài)度對(duì)于中介模型的調(diào)節(jié)效應(yīng)，并構(gòu)建如圖1的理論模型。

圖1　有調(diào)節(jié)的中介概念模型

2　方法

2.1　被試

隨機(jī)整班抽取北京某高校大學(xué)生為被試，共427人，平均年齡為 19.34±1.40 歲。 其中男生 258人，女生164人（5人性別信息缺失；平均年齡分別為 19.47±1.48 和 19.12±1.22 歲）；大學(xué)一年級(jí) 171人，二年級(jí)73人，三年級(jí)及以上183人（平均年齡為18.05±0.61，19.29±0.84，20.56±0.93 歲）。

2.2　工具

2.2.1媒體自殺接觸量表

使用邱思華（2007）編制的媒體自殺接觸量表，該量表主要用于評(píng)價(jià)接觸與自殺相關(guān)的媒體報(bào)道之后的內(nèi)在感受，共含有10個(gè)項(xiàng)目，采用四點(diǎn)計(jì)分，1表示完全不符合，2表示比較不符合，3表示比較符合，4表示完全符合，得分越高表明媒體報(bào)道的自殺情況影響越大。本研究中量表的內(nèi)部一致性信度為0.83，信度較好。

2.2.2流調(diào)中心用抑郁量表

該量表由Radloff（1977）編制，主要評(píng)價(jià)一周內(nèi)的抑郁狀況。量表共含有20個(gè)項(xiàng)目，采用4點(diǎn)計(jì)分，0表示 “偶爾或無(wú)”（少于一天／周），1表示 “有時(shí)”（1～2 天／周），2 表示“經(jīng)常”（3～4 天／周），3 表示“多數(shù)時(shí)間”（5～7天／周）。題目反映了抑郁狀態(tài)的六個(gè)側(cè)面：抑郁心情、罪惡感和無(wú)價(jià)值感、無(wú)助與絕望感、運(yùn)動(dòng)遲緩、食欲喪失、睡眠問題。將4個(gè)反向計(jì)分題目進(jìn)行反轉(zhuǎn)后，得分越高，表明被試的抑郁狀態(tài)越嚴(yán)重。我國(guó)研究者修訂并建立了全國(guó)城市常模，在大學(xué)生群體中也表現(xiàn)出較好的信、效度 （李曉敏等，2009；章捷等，2010）。本研究中內(nèi)部一致性信度為 0.90，信度較好。

2.2.3對(duì)自殺者家屬態(tài)度

使用肖水源（1999）編制的自殺態(tài)度問卷中對(duì)自殺者家屬的態(tài)度維度。量表采用5點(diǎn)計(jì)分，1表示完全贊同，5表示完全不贊同，2、3、4表示其間不同的程度。對(duì)自殺者家屬態(tài)度維度包含5個(gè)項(xiàng)目，其中三個(gè)反向計(jì)分項(xiàng)目。反向計(jì)分反轉(zhuǎn)后，得分越高表明對(duì)自殺者家屬越否定、排斥、孤立和歧視，得分越低表明對(duì)自殺者家屬越理解、肯定和寬容。本研究中，該維度的內(nèi)部一致性信度為0.70，信度較好。

2.2.4自殺意念量表

使用臺(tái)灣王淑卿（2004）編制的自殺意念量表。原量表共20個(gè)項(xiàng)目，修訂后的量表共18個(gè)項(xiàng)目，量化時(shí)使用前15個(gè)項(xiàng)目，包含想死欲念、自殺動(dòng)機(jī)和自殺計(jì)劃等三個(gè)維度；五點(diǎn)計(jì)分，1為完全不符合，5為完全符合，2、3、4表示期間不同的程度，得分越高表明大學(xué)生自殺意念越強(qiáng)烈（付亞亞，2007）。修訂后的量表在中國(guó)大學(xué)生群體中表現(xiàn)出較好的信效度（黃俊秀，王志中，2010；張明，魏義梅，2009）。本研究中模型擬合情況為 χ2＝238.93，χ2／df＝3.62，NFI＝0.96，RFI＝0.93，IFI＝0.97，TLI＝0.95，CFI＝0.97，RMSEA＝0.078，SRMR＝0.044。整個(gè)量表、想死欲念、自殺動(dòng)機(jī)和自殺計(jì)劃的內(nèi)部一致性信度分別為0.94、0.87、0.92 和 0.86，信效度較好。

2.3　數(shù)據(jù)分析

使用SPSS 22.0軟件及Hayes（2013）編寫的PROCESS宏程序進(jìn)行分析，該程序能處理多種中介模型、調(diào)節(jié)模型以及混合模型分析，在近期研究中被廣泛采用（Torres＆Taknint，2015）。本研究中涉及的模型為兩階段被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)（Hayes，2015），采用 PROCESS中的模型 58進(jìn)行檢驗(yàn)（Hayes，2013）?；貧w系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)均采用Bootstrap方法（重復(fù)抽樣5000次），獲得參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤及95%偏差校正的置信區(qū)間，若置信區(qū)間（CI）不含零則表示效應(yīng)顯著（Erceg－Hurn＆Mirosevich，2008）。

3　結(jié)果與分析

3.1　共同方法偏差檢驗(yàn)

對(duì)可能存在的共同方法偏差采用了程序控制和Harman單因子檢驗(yàn)。在數(shù)據(jù)收集過程中強(qiáng)調(diào)匿名性、保密性以及數(shù)據(jù)僅限于學(xué)術(shù)研究等說明進(jìn)行程序控制；對(duì)所有項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析，結(jié)果表明共有13個(gè)因子的特征根大于1，且第一個(gè)因子解釋的變異量為24.17%，小于40%。本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.2　媒體自殺接觸、抑郁、對(duì)自殺者家屬態(tài)度和自殺意念之間的相關(guān)分析

媒體自殺接觸、抑郁與自殺意念、想死欲念、自殺動(dòng)機(jī)和自殺計(jì)劃之間呈顯著正相關(guān)（ps＜0.01），相關(guān)系數(shù)在 0.26～0.41 之間；年齡與自殺意念、想死欲念和自殺動(dòng)機(jī)之間呈顯著正相關(guān)（ps＜0.01），因此在隨后的分析中年齡作為控制變量進(jìn)行控制。結(jié)果見表1。

表1　相關(guān)分析結(jié)果

3.3　對(duì)自殺者家屬態(tài)度在媒體自殺接觸—抑郁—自殺意念中介模型中的調(diào)節(jié)作用分析

以年齡為控制變量，媒體自殺接觸為自變量，抑郁為中介變量，自殺家屬態(tài)度為兩階段調(diào)節(jié)變量，自殺意念（總分、想死欲念、自殺動(dòng)機(jī)和自殺計(jì)劃）為因變量分別進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。首先回歸分析發(fā)現(xiàn)所有預(yù)測(cè)變量方差膨脹因子均不高于1.37，因此多重共線性問題在本研究中不嚴(yán)重。

媒體自殺接觸顯著正向預(yù)測(cè)抑郁 （a1＝0.39，95%CI＝0.30，0.49），抑郁正向預(yù)測(cè)自殺意念（b1＝0.25，95%CI＝0.18，0.33）。 加入中介變量之后，媒體自殺接觸正向預(yù)測(cè)自殺意念 （c＝0.21，95%CI＝0.14，0.28），總的中介效應(yīng)為 0.10（95%CI＝0.06，0.17），說明抑郁在媒體自殺接觸和自殺意念之間起到了部分中介的作用。媒體自殺接觸和對(duì)自殺者家屬態(tài)度的交互作用項(xiàng)負(fù)向預(yù)測(cè)抑郁（a3＝－0.12，95%CI＝－0.20，－0.05），對(duì)自殺者家屬態(tài)度和抑郁的交互作用項(xiàng)正向預(yù)測(cè)自殺意念（b31＝0.13，95%CI＝0.07，0.20）。 采用乘積系數(shù)的依次檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)（a1＋a3W）（b1＋b3W）是否與 W 有關(guān)，如果 a1≠0且 b3≠0，或 a3≠0 且 b1≠0，或a3≠0且b3≠0，至少有一組成立，則有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著（溫忠麟，葉寶娟，2014）。在此模型中，a1、a3、b11和 b31均顯著不為 0，可見兩階段有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著。對(duì)自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)較高時(shí)，最大中介效應(yīng)為 0.10（95%CI＝0.03，0.19）；對(duì)自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)較低時(shí)，最小中介效應(yīng)為0.07（95%CI＝0.02，0.15）。

分別以自殺意念的三個(gè)維度為因變量進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)抑郁在媒體自殺接觸和想死欲念中起到了部分中介的作用，中介效應(yīng)為 0.11（95%CI＝0.07，0.19），抑郁和對(duì)自殺者家屬態(tài)度的交互作用項(xiàng)正向預(yù)測(cè)想死欲念（b32＝0.10，95%CI＝0.04，0.11）。 采用乘積系數(shù)的依次檢驗(yàn)方法可知，a1、a3、b12和 b32均顯著不為0，可見兩階段有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著。對(duì)自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)中等時(shí)，中介效應(yīng)最大為0.11（95%CI＝0.06，0.19），分?jǐn)?shù)較低時(shí)中介效應(yīng)最小為0.09（95%CI＝0.02，0.19）。

抑郁在媒體自殺接觸和自殺動(dòng)機(jī)中起到了部分中介的作用，中介效應(yīng)為 0.09（95%CI＝0.05，0.16），抑郁和對(duì)自殺者家屬態(tài)度的交互作用項(xiàng)正向預(yù)測(cè)自殺動(dòng)機(jī)（b33＝0.10，95%CI＝0.04，0.17）。 采用乘積系數(shù)的依次檢驗(yàn)方法可知，a1、a3、b13和 b33均顯著不為 0，可見兩階段有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著。當(dāng)對(duì)自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)較高時(shí)，中介效應(yīng)最大為0.08（95%CI＝0.03，0.17），分?jǐn)?shù)較低時(shí)中介效應(yīng)最小為 0.05（95%CI＝0.01，0.12）。

抑郁在媒體自殺接觸和自殺計(jì)劃中起到了部分中介的作用，中介效應(yīng)為 0.09（95%CI＝0.05，0.16），抑郁和對(duì)自殺者家屬態(tài)度的交互作用項(xiàng)對(duì)自殺計(jì)劃的預(yù)測(cè)作用不顯著（b34＝0.01，95%CI＝－0.07，0.10）。 而通過乘積系數(shù)的依次檢驗(yàn)方法，a1、a3和b14顯著不為0，而b34均在統(tǒng)計(jì)意義上為0。兩階段有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)不成立，只存在第一階段有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。

4　討論

本研究發(fā)現(xiàn)媒體自殺接觸越強(qiáng)烈，則抑郁狀態(tài)越嚴(yán)重，自殺意念和自殺動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈。而對(duì)自殺者家屬持否定、排斥、孤立的態(tài)度時(shí)，個(gè)體的抑郁狀態(tài)得分越高，自殺意念越強(qiáng)烈。這與以往研究結(jié)果一致（Cheng，2007；Fu，2009；Hirsch，2010；楊 楹等，2012；張媛等，2013）。本研究中媒體自殺接觸越強(qiáng)烈，自殺計(jì)劃得分越高，這與Tousignanta等（2005）的研究相似。該研究發(fā)現(xiàn)接觸媒體自殺報(bào)道之后，個(gè)體會(huì)選擇報(bào)道中提到的自殺地點(diǎn)和相似的自殺方法。

在本研究中，抑郁在媒體自殺接觸與自殺意念及子維度想死欲念、自殺動(dòng)機(jī)、自殺計(jì)劃間存在部分中介作用。這一結(jié)果符合自殺的應(yīng)激—素質(zhì)理論（John，1999），遠(yuǎn)端的應(yīng)激事件因素——媒體自殺報(bào)道，通過內(nèi)部心理過程抑郁狀態(tài)的引發(fā)和加重，從而促進(jìn)了自殺意念的發(fā)生，抑郁在兩者之間起到了橋梁的作用。這也與其他應(yīng)激源通過抑郁引發(fā)自殺意念的研究結(jié)果一致（馬澤威，2015），可見抑郁是外部事件引發(fā)自殺意念的重要內(nèi)因。根據(jù)選擇性披露理論（Fu，2009），面臨同樣的媒體自殺事件報(bào)道時(shí)，表現(xiàn)出抑郁癥狀的個(gè)體更傾向于對(duì)報(bào)道中的負(fù)面信息進(jìn)行加工編碼，如比較關(guān)注自殺者的內(nèi)在負(fù)面感受等，這會(huì)加重原有的抑郁癥狀，更易引發(fā)自殺意念或自殺行為。

除了發(fā)現(xiàn)媒體自殺報(bào)道作用于自殺意念的內(nèi)部心理機(jī)制外，本研究結(jié)果還對(duì)此進(jìn)行了拓展，發(fā)現(xiàn)了影響該機(jī)制的心理保護(hù)因素——對(duì)自殺者家屬態(tài)度，即個(gè)體對(duì)自殺者家屬的態(tài)度。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除自殺計(jì)劃外，對(duì)自殺者家屬態(tài)度對(duì)三個(gè)中介模型均起到了兩階段的調(diào)節(jié)作用。依據(jù)Holmes（1997）的觀點(diǎn)，認(rèn)知僵化或固化會(huì)使個(gè)體面對(duì)各種問題時(shí)，知覺的選擇范圍變得狹隘且缺乏彈性，除自殺外很難找到更有效的解決方法。而關(guān)注自殺對(duì)家屬帶來的影響、對(duì)自殺者家屬持支持態(tài)度時(shí)，會(huì)緩解認(rèn)知僵化的程度，拓展其知覺范圍，減少自殺意念的發(fā)生。具體而言，對(duì)自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)越低，即對(duì)自殺者家屬的態(tài)度越接納、認(rèn)可、寬容和理解，中介效應(yīng)就越小；而對(duì)自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)越高，即對(duì)自殺者家屬的態(tài)度越否定、排斥或歧視時(shí)，中介效應(yīng)就越大。具體而言，個(gè)體若對(duì)自殺者家屬持有更多的接納、理解和共情，雖然媒體自殺接觸會(huì)加重抑郁狀態(tài)，但是抑郁對(duì)自殺意念等的預(yù)測(cè)作用會(huì)變小，自殺意念、想死欲念和自殺動(dòng)機(jī)的發(fā)生可能性就越小，反之亦然。因此我們認(rèn)為，對(duì)自殺者家屬的態(tài)度是一種重要的認(rèn)知資源，如果媒體報(bào)道側(cè)重于自殺事件對(duì)于家屬的影響，會(huì)使得受眾能對(duì)其產(chǎn)生理解的態(tài)度，則會(huì)減輕自殺傳染效應(yīng)。

本研究未發(fā)現(xiàn)對(duì)自殺者家屬態(tài)度在抑郁和自殺計(jì)劃之間起到調(diào)節(jié)作用。自殺計(jì)劃是個(gè)體有結(jié)束生命的想法或動(dòng)機(jī)之后，計(jì)劃自殺行動(dòng)的方式、地點(diǎn)等，比想死欲念和自殺動(dòng)機(jī)兩維度更易產(chǎn)生自殺行動(dòng)（王淑卿，2004），而此時(shí)對(duì)自殺者家屬的態(tài)度這一認(rèn)知資源力量薄弱，無(wú)法調(diào)節(jié)抑郁和自殺計(jì)劃兩者的關(guān)系。

5　結(jié)論

本研究主要得出以下結(jié)論：抑郁在媒體自殺報(bào)道和自殺意念及三個(gè)子維度（想死欲念、自殺動(dòng)機(jī)、自殺計(jì)劃）間起到了部分中介的作用；除自殺計(jì)劃外，對(duì)自殺者家屬態(tài)度對(duì)上述三個(gè)中介模型起到了兩階段的調(diào)節(jié)效應(yīng)，對(duì)自殺計(jì)劃的中介模型均起到了第一個(gè)階段的調(diào)節(jié)作用。