鄭節霞,戴哲茹,袁野
溫州醫科大學 學工部,浙江 溫州 325035
近年來,大學生自殺問題越來越嚴重,已成為全社會普遍關注的公共衛生問題和社會問題。WHO于2014年9月發布的《預防自殺:全球一項當務之急》指出,自殺是15~29歲的青少年死亡的主要原因之一[1]。培養身心健康的大學生是維護學校和社會安全穩定的重要內容,黨的十九大報告提出要加強社會心理服務體系建設,培養自尊自信、理性平和、積極向上的社會心態,如何有效地預防和干預大學生自殺是一項重要課題。
自殺意念是指個體有明確想傷害自己的意愿,但尚未實施傷害自己的具體行動或作出自殺相關準備[2]。自殺意念是自殺行為發生前的早期心理活動,自殺意念可以有效預測自殺行為[3]。隨著積極心理學思想的發展,JOHNSON等[4]提出自殺的緩沖假設,將自殺的影響因素分為消極因素和積極因素,其中消極因素起推動作用,積極因素起保護作用。因此,積極的心理品質可以緩沖消極因素的影響。針對大學生自殺意念的既往研究主要著眼于探索自殺意念的消極因素,而對積極因素研究較少,因此,本研究嘗試探究生命態度對自殺意念的積極作用及其機制。生命態度是指個體對與生命相關事物的行為傾向、認知、情感的內在建構[5]。趙久波等[6]進一步研究發現心理健康在生命態度與自殺風險的關系中有顯著的調節作用與部分中介作用。陳小容等[7]探討了大學生自殺意念與社會支持和生命質量之間的相關性,發現自殺意念與社會支持因子的主觀支持、對支持的利用度呈負相關,與生命質量因子的軀體健康狀況、心理健康狀況呈負相關。在前人研究的基礎上,本研究旨在進一步探討心理健康和社會支持在生命態度與自殺意念之間的作用機制。本研究假設生命態度能夠直接影響自殺意念,而且通過心理健康水平和社會支持的多重中介作用影響自殺意念。
1.1 對象 以班級為單位整群抽取浙江省某高校全日制本科在校學生為研究對象,采用集體施測的方式收集數據。共發放問卷2 572份,剔除作答規律明顯和填寫不完整的問卷,收到有效問卷2 234份,有效回收率為87.16%。問卷檢出有自殺意念者422人,其中男139人,女283人。
1.2 工具
1.2.1 自殺意念量表:采用李獻云等[8]修訂的《貝 克自殺意念量表中文版》測量大學生的自殺意念。該量表由自殺意念和自殺傾向兩個分量表組成,共有19個題目,使用三點計分法。用前5個項目篩選自殺意念,得分越高表明自殺意念越強烈。本研究中該量表的內部一致性系數為0.715。
1.2.2 生命態度量表:采用謝曼盈[9]于2003年編制的《生命態度量表》測量大學生的生命態度。該量表共70個題目,包括理想、生命自主、存在感、愛與關懷、死亡態度和生命經驗6個維度,采用7級評分,量表總分越高代表被試正向的生命態度水平越高。本研究中該量表的內部一致性系數為0.942。
1.2.3 心理健康水平量表:采用《大學生人格問卷》[10]測量大學生的心理健康,該量表是我國研究者樊富珉于1993年從日本引入并修訂,是我國高校使用最廣泛、最早的心理健康測評量表之一。共68個題目,量表總分越高說明心理健康水平越低。本研究中該量表的內部一致性系數為0.883。
1.2.4 社會支持評定量表:采用《社會支持評定量表》[11]測量大學生的社會支持。該量表包括客觀支持、主觀支持和支持利用度三個維度,共10個題目,分數越高表明社會支持狀況越好。本研究中該量表的內部一致性系數為0.789。
1.3 統計學處理方法 運用SPSS22.0對數據進行描述性統計、Pearson相關分析等;運用AMOS23.0構建結構方程模型,運用Mplus7.0檢驗中介效應量。P<0.05為差異有統計學意義。
2.1 共同方法偏差檢驗 由于數據均來自被試自我報告,使用Harman單因子檢驗是否存在共同方法偏差。如果存在方法變異,那么對全部條目進行探索性因素分析時會析出一個未旋轉因子,并且該公共因子解釋了大部分變異[12]。結果表明,特征根值大于1的因子有48個(未旋轉),首個因子解釋的變異量為13.98%,遠小于臨界標準40%,說明不存在嚴重的共同方法偏差。
2.2 相關分析 對生命態度、自殺意念、心理健康和社會支持進行描述性統計和Pearson相關分析,結果發現所有相關系數均達到顯著水平,四個變量之間均存在顯著的兩兩相關(P<0.05),見表1。進一步相關分析發現,客觀支持、支持利用度與自殺意念以及自殺意念的兩個因子(自殺強度、自殺可能性)無顯著相關性(P>0.05)。

表1 各變量的描述性統計和相關矩陣(n=422)
2.3 結構方程模型分析
2.3.1 測量模型:在構建模型前需要檢驗測量模型,如果指標變量可以代表其各自的潛變量說明測量模型可以被接受,這是中介模型建立的前提[13]。本研究中,生命態度量表有6個維度,自殺意念量表有2個維度,因此將生命態度和自殺意念作為測量模型的2個潛變量,并形成8個觀測變量。將實際數據和測量模型進行擬合度分析,檢驗觀測變量是否有效測量各自的潛變量。運用AMOS23.0進行分析,結果顯示測量模型擬合度良好[χ2(df=19,n=422)= 51.316,RMSEA=0.064,GFI=0.970,AGFI=0.944,CFI=0.985,IFI=0.985,NFI=0.976]。說明所有觀測變量在潛變量上的載荷負數均達到了顯著水平,可以進行進行結構方程模型分析。
2.3.2 結構方程模型:相關分析發現客觀支持、支持利用度與自殺意念及其兩個因子相關不顯著,因此本研究以生命態度為自變量、自殺意念為因變量,主觀支持和心理健康為中介變量建立中介效應模型:完全中介模型(M0),即生命態度分別通過心理健康和主觀支持兩個中介變量影響自殺意念;部分中介模型(M1),即生命態度不僅通過兩個中介變量影響自殺意念,也可直接影響自殺意念;鏈式中介模型(M2),即生命態度通過主觀支持影響心理健康,進而影響自殺意念。在檢驗三個模型時發現,三個中介模型擬合均良好。M2分別與M0和M1比較,發現△χ2顯著(M2與M0:△χ2=39.237,△df=2,P< 0.01;M2與M1:△χ2=6.310,△df=1,P<0.01),當兩個模型的擬合程度顯著不同時,應選擇路徑較復雜的模型即M2。但由于主觀支持到自殺意念的路徑系數未達到顯著水平,其余均具有顯著性,在鏈式中介模型M2基礎上建立M3模型。鏈式中介模型(M3)刪去主觀支持到自殺意念的影響路徑,見圖1。根據路徑分析結果,M3模型擬合良好,是四個模型中的最優模型。本研究接受鏈式中介模型M3,即生命態度對自殺意念既有直接影響,也通過兩條中介路徑(生命態度→心理健康→自殺意念,生命態度→主觀支持→心理健康→自殺意念)產生間接影響。見表2。

圖1 心理健康和主觀支持對生命態度與自殺意念關系的鏈式中介模型M3

表2 心理健康和主觀支持對生命態度與自殺意念關系的影響模型擬合指數
2.3.3 中介效應顯著性檢驗:使用Bootstrap方法檢驗中介效應的顯著性。在原始數據中以有回放的隨機抽樣方法重復取樣1 000個Bootstrap樣本,計算出中介效應的平均路徑系數和中介效應的95%CI。如果路徑系數的95%CI均不包括0,表明效應量顯著。如表3所示,各條路徑的95%CI都不含0,中介效應量顯著,說明生命態度不僅直接影響自殺意念,而且可以通過心理健康和主觀支持間接影響自殺意念。

表3 對中介效應顯著性檢驗的Bootstrap分析
本研究探討了大學生生命態度與自殺意念的關系,分析了心理健康和主觀支持的中介作用機制。相關分析結果表明各變量之間的相關系數均達到顯著性水平。生命態度與自殺意念呈顯著負相關,說明生命態度可以直接預測自殺意念。這一結果符合先前的研究[14],說明大學生的生命價值觀對自殺意念具有重要影響。生命態度是生命價值觀的具體表現,即通過大學生生命態度可以調節大學生的自殺意念。生命態度積極的大學生能夠思考生命的意義,尋求生命的價值,更珍惜和熱愛生命,消極厭世情緒少,故自殺意念水平較低。本研究結果啟示我們,要培養大學生積極的生命態度,通過體驗式生命教育來激發大學生積極的生命情感,擁有積極向上的生命價值觀,樹立合理的人生目標,使大學生珍惜和熱愛生命,降低和減少自殺意念。
結構方程模型分析表明,生命態度不僅直接影響自殺意念,而且可以通過心理健康、主觀支持間接影響自殺意念,這與研究假設一致。首先,心理健康作為中介變量影響生命態度與自殺意念。生命態度積極的大學生,心理健康水平較好,而心理健康水平良好會減少大學生自殺意念的出現,該研究結果在前人研究的基礎[15]上進一步清晰了生命態度影響自殺風險的機制是通過心理健康的中介效應。在實踐工作中,要關注大學生心理健康水平,重視大學生心理健康教育在自殺預防與危機防范中的作用。其次,生命態度可以通過對主觀支持與心理健康間的鏈式中介對自殺意念產生顯著影響。大學生自殺意念與社會支持呈顯著負相關[16],良好的社會支持系統能降低自殺意念的發生率[17]。但多數學者認為感受到的主觀支持被個體感知為心理現實,而心理現實會影響個體的行為,因此主觀支持比客觀支持更有意義[18]。有研究表明,個體可通過尋找和利用情感支持、物質支持來減少緊張刺激,降低自殺意念的發生[19]。生命態度積極的大學生,更多地感知到良好的主觀支持體驗,提高對現實刺激的順應能力,減輕刺激產生的沖擊和精神傷害,主觀支持解釋了生命態度與心理健康之間的關系,對自殺意念的形成起保護作用。因此,我們需要關注和重視主觀支持作為心理健康和自殺意念的保護因素,加強大學生社會支持系統的構建,通過家庭、朋友、同學、老師等多途徑向社會支持系統較弱的學生提供幫助,尤其是讓學生感受到社會支持系統的存在,做到身邊有人、心中有人,減少自殺意念的產生。