郭素然王建坤張　平

（1 國際關(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

我國大學(xué)生自殺率呈快速增長趨勢，自殺意念的發(fā)生率更加不容樂觀（朱瑾，2003）。同時，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)題和加重細節(jié)報道時引發(fā)的自殺風(fēng)險比較高（Cheng，Hawton，Lee，＆Chen，2007）。通過對報紙報道和電視報道的比較研究發(fā)現(xiàn)，接觸自殺事件報道的次數(shù)越多、時間越長，受其影響越深遠，嘗試自殺的幾率會增加47.6%（Stack，2014；Hamilton，2011）。通過對 55 項研究中419個自殺事件的媒體報道進行元分析，Stack（2009）發(fā)現(xiàn)媒體自殺報道引發(fā)35.8%的個體完成自殺行為；對政界和娛樂界名人的自殺事件報道，引發(fā)的模仿效應(yīng)是其他報道的 14.3倍（Niederkrotenthaler，2012）；而一般自殺事件報道引發(fā)的模仿效應(yīng)存在時間滯后效應(yīng)，報道一個月后才發(fā)生社會自殺事件（Yang et al.，2013）。 女性群體的模仿自殺率是男性的 4.89倍（Stack，2005）；真實的自殺故事的報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報道方式、女性、青年人以及名人自殺報道都是自殺模仿效應(yīng)發(fā)生的高風(fēng)險因素（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體或來自農(nóng)村的個體也易發(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道的自殺消息對于個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)險近因，屬于個體內(nèi)部的易感素質(zhì)，能有效預(yù)測自殺意念的產(chǎn)生，并且在其他因素如壓力事件、自我原諒以及自我評價等內(nèi)外部因素對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)果會加重其原有抑郁狀況，進而使其產(chǎn)生自殺意念或者強化其原有自殺意念（Fu，2009）。通過訪談、問卷調(diào)查438位患有抑郁癥病史的個體發(fā)現(xiàn)，接觸媒體自殺報道后，抑郁狀態(tài)加重，并且 38.8%的人會嘗試自殺行為（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)機制。研究發(fā)現(xiàn)，新聞報道中的暗示信息、對自殺持肯定態(tài)度比單純的自殺報道對受眾更為有害（Motto，1967）。Niederkrotenthaler等（2010）發(fā)現(xiàn)，媒體對自殺新聞的報道更關(guān)注自殺給家人帶來的損失和心理傷害，會使當(dāng)?shù)刈詺⒙曙@著降低；而個體對自殺者家屬的態(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)激源對自殺意念的作用。而個體對自殺者家屬表現(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)對自殺者家屬態(tài)度調(diào)節(jié)媒體自殺報道對抑郁狀態(tài)的作用，及抑郁對自殺意念的作用。

綜上，本研究將探討抑郁在媒體自殺報道和自殺意念間的中介作用，以及對自殺者家屬態(tài)度對于中介模型的調(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 171人，二年級73人，三年級及以上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，該量表主要用于評價接觸與自殺相關(guān)的媒體報道之后的內(nèi)在感受，共含有10個項目，采用四點計分，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，主要評價一周內(nèi)的抑郁狀況。量表共含有20個項目，采用4點計分，0表示 “偶爾或無”（少于一天／周），1表示 “有時”（1～2 天／周），2 表示“經(jīng)?！保?～4 天／周），3 表示“多數(shù)時間”（5～7天／周）。題目反映了抑郁狀態(tài)的六個側(cè)面：抑郁心情、罪惡感和無價值感、無助與絕望感、運動遲緩、食欲喪失、睡眠問題。將4個反向計分題目進行反轉(zhuǎn)后，得分越高，表明被試的抑郁狀態(tài)越嚴(yán)重。我國研究者修訂并建立了全國城市常模，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)度問卷中對自殺者家屬的態(tài)度維度。量表采用5點計分，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。對自殺者家屬態(tài)度維度包含5個項目，其中三個反向計分項目。反向計分反轉(zhuǎn)后，得分越高表明對自殺者家屬越否定、排斥、孤立和歧視，得分越低表明對自殺者家屬越理解、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

使用臺灣王淑卿（2004）編制的自殺意念量表。原量表共20個項目，修訂后的量表共18個項目，量化時使用前15個項目，包含想死欲念、自殺動機和自殺計劃等三個維度；五點計分，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)生自殺意念越強烈（付亞亞，2007）。修訂后的量表在中國大學(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。整個量表、想死欲念、自殺動機和自殺計劃的內(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進行檢驗（Hayes，2013）?；貧w系數(shù)的顯著性檢驗均采用Bootstrap方法（重復(fù)抽樣5000次），獲得參數(shù)估計的穩(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

對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。在數(shù)據(jù)收集過程中強調(diào)匿名性、保密性以及數(shù)據(jù)僅限于學(xué)術(shù)研究等說明進行程序控制；對所有項目進行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析，結(jié)果表明共有13個因子的特征根大于1，且第一個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、自殺動機和自殺計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、想死欲念和自殺動機之間呈顯著正相關(guān)（ps＜0.01），因此在隨后的分析中年齡作為控制變量進行控制。結(jié)果見表1。

表1　相關(guān)分析結(jié)果

3.3　對自殺者家屬態(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、自殺動機和自殺計劃）為因變量分別進行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗。首先回歸分析發(fā)現(xiàn)所有預(yù)測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)測抑郁 （a1＝0.39，95%CI＝0.30，0.49），抑郁正向預(yù)測自殺意念（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。媒體自殺接觸和對自殺者家屬態(tài)度的交互作用項負向預(yù)測抑郁（a3＝－0.12，95%CI＝－0.20，－0.05），對自殺者家屬態(tài)度和抑郁的交互作用項正向預(yù)測自殺意念（b31＝0.13，95%CI＝0.07，0.20）。 采用乘積系數(shù)的依次檢驗方法檢驗（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。對自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)較高時，最大中介效應(yīng)為 0.10（95%CI＝0.03，0.19）；對自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)較低時，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維度為因變量進行檢驗，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），抑郁和對自殺者家屬態(tài)度的交互作用項正向預(yù)測想死欲念（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。對自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)中等時，中介效應(yīng)最大為0.11（95%CI＝0.06，0.19），分?jǐn)?shù)較低時中介效應(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機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），抑郁和對自殺者家屬態(tài)度的交互作用項正向預(yù)測自殺動機（b33＝0.10，95%CI＝0.04，0.17）。 采用乘積系數(shù)的依次檢驗方法可知，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)對自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)較高時，中介效應(yīng)最大為0.08（95%CI＝0.03，0.17），分?jǐn)?shù)較低時中介效應(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），抑郁和對自殺者家屬態(tài)度的交互作用項對自殺計劃的預(yù)測作用不顯著（b34＝0.01，95%CI＝－0.07，0.10）。 而通過乘積系數(shù)的依次檢驗方法，a1、a3和b14顯著不為0，而b34均在統(tǒng)計意義上為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)媒體自殺接觸越強烈，則抑郁狀態(tài)越嚴(yán)重，自殺意念和自殺動機越強烈。而對自殺者家屬持否定、排斥、孤立的態(tài)度時，個體的抑郁狀態(tài)得分越高，自殺意念越強烈。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烈，自殺計劃得分越高，這與Tousignanta等（2005）的研究相似。該研究發(fā)現(xiàn)接觸媒體自殺報道之后，個體會選擇報道中提到的自殺地點和相似的自殺方法。

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、自殺動機、自殺計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），遠端的應(yīng)激事件因素——媒體自殺報道，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道時，表現(xiàn)出抑郁癥狀的個體更傾向于對報道中的負面信息進行加工編碼，如比較關(guān)注自殺者的內(nèi)在負面感受等，這會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)媒體自殺報道作用于自殺意念的內(nèi)部心理機制外，本研究結(jié)果還對此進行了拓展，發(fā)現(xiàn)了影響該機制的心理保護因素——對自殺者家屬態(tài)度，即個體對自殺者家屬的態(tài)度。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除自殺計劃外，對自殺者家屬態(tài)度對三個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，認(rèn)知僵化或固化會使個體面對各種問題時，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)注自殺對家屬帶來的影響、對自殺者家屬持支持態(tài)度時，會緩解認(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，對自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)越低，即對自殺者家屬的態(tài)度越接納、認(rèn)可、寬容和理解，中介效應(yīng)就越小；而對自殺者家屬態(tài)度分?jǐn)?shù)越高，即對自殺者家屬的態(tài)度越否定、排斥或歧視時，中介效應(yīng)就越大。具體而言，個體若對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加重抑郁狀態(tài)，但是抑郁對自殺意念等的預(yù)測作用會變小，自殺意念、想死欲念和自殺動機的發(fā)生可能性就越小，反之亦然。因此我們認(rèn)為，對自殺者家屬的態(tài)度是一種重要的認(rèn)知資源，如果媒體報道側(cè)重于自殺事件對于家屬的影響，會使得受眾能對其產(chǎn)生理解的態(tài)度，則會減輕自殺傳染效應(yīng)。

本研究未發(fā)現(xiàn)對自殺者家屬態(tài)度在抑郁和自殺計劃之間起到調(diào)節(jié)作用。自殺計劃是個體有結(jié)束生命的想法或動機之后，計劃自殺行動的方式、地點等，比想死欲念和自殺動機兩維度更易產(chǎn)生自殺行動（王淑卿，2004），而此時對自殺者家屬的態(tài)度這一認(rèn)知資源力量薄弱，無法調(diào)節(jié)抑郁和自殺計劃兩者的關(guān)系。

5　結(jié)論

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