求助污名化、在線咨詢倫理擔憂及網絡人際信任對大學生在線咨詢態度的影響

杜岸政 王 瑤

（河南大學教育學部，開封 475004）

1 引言

當代大學生正經歷著生活和學業的雙重壓力，在壓力作用下，心理失調在所難免。焦慮、抑郁、人際關系緊張等心理問題正損害著大學生的身心健康。心理問題的頻發和嚴重化趨勢提醒高校管理者和教育者要重視學生的心理健康，多渠道、多層面為學生提供心理咨詢服務對維護學生身心健康至關重要。長期以來， 面對面咨詢都是專業心理服務的主要形式，但面對面咨詢受時空限制，難以以快捷、方便和高效的形式向學生提供心理咨詢。有研究表明，存在各種心理問題， 需要接受心理咨詢服務的在校大學生真正能夠接受面對面咨詢的卻不多。 這主要是因為面對面咨詢的資源有限，難以滿足需求。 近年來，隨著互聯網通訊技術的不斷發展， 在線語音或視頻溝通軟件層出不窮，把這些技術運用于心理咨詢，在線心理咨詢應運而生，并為擴大心理咨詢范圍，創新心理咨詢形式提供了可能。

在線心理咨詢又被稱為遠程咨詢、 網絡咨詢或電子咨詢， 它是指那些具有專業資格的心理咨詢服務人員，通過電子郵件、在線聊天室、即時視頻等網絡通訊工具， 與求助者建立一種自然的、 信任的關系， 并在此基礎上提供具有心理咨詢與治療性質的專業服務（楊晶，2007； 吳吉惠，2016）。 在線心理咨詢是心理咨詢的一種重要形式， 是面對面咨詢的重要補充，它具有快捷、易得、靈活、不受特定時空限制及經濟等特點（Owolabi，2018）。 對比研究顯示在線心理咨詢在輔導抑郁癥、焦慮癥、雙相障礙等心理疾病方面與面對面咨詢一樣具有效果（Skinner，2006； Crawford et al， 2013； Proudfoot， 2012）。 因此，在線心理咨詢的開展與完善既是現實的需要，也是技術的使然。 當代大學生是伴隨互聯網技術成長起來的，他們熟悉網絡，熟悉各種社交軟件，借助互聯網通訊技術開展心理咨詢服務或許容易被大學生所接納， 但遺憾的是各高校對在線心理咨詢與治療的重視程度并不夠。 對1380 所高校進行調查發現，真正提供在線心理咨詢服務的高校只占19.49%（薄金麗， 2012），這說明高校在線心理咨詢的開展還處于起步階段，有許多問題需要研究。

近年來，大學生在線咨詢態度被學者關注。大學生在線咨詢態度是指大學生對在線咨詢的評價、內在感受和接受度， 及是否傾向于選擇這種方式解決自身心理問題。 已有研究表明大學生對在線心理咨詢的態度并不積極， 并且存在年級或性別上的差異（黃海， 2013； 張永紅， 2009）。 分析認為在線咨詢不如面對面咨詢，原因是復雜的，探索原因及其作用機制對提升大學生在線咨詢態度具有重要意義。

求助污名化， 是指需要尋求心理服務的個體經歷心理困擾而給自己粘貼不被社會接受的標簽，認為求助心理咨詢服務將導致別人歧視， 自尊和自我價值降低。 求助污名化與面對面咨詢態度之間存在顯著負向關聯 （湯芙蓉， 聞永， 2015； 張經緯， 郝志紅， 2019），咨詢求助態度不積極往往是因為他們對心理咨詢抱有消極的刻板印象 （Patrick et al，2018）。求助污名化對面對面咨詢具有負面影響已經為相關研究證實， 但求助污名化對在線心理咨詢的影響是怎樣的？Joyce 等人認為在線咨詢提供了更強的個人隱私保護， 可能會改善求助者接受面對面咨詢時的尷尬， 求助者更有可能對在線咨詢持積極態度（Joyce， 2012）。 求助污名化對在線咨詢態度的影響是積極還是消極的？ 國內對這一問題的探索還未有文章發表。

在線咨詢倫理是咨詢師和來訪者通過電子郵件、 語音或視頻軟件開展遠程心理咨詢活動應遵循的道德規范和行為準則， 能夠融合虛實兩種情景且聯結咨訪雙方的價值判斷體系和行為觀念體系，在線咨詢倫理對在線咨詢關系建立， 咨詢效果保障都具有不可忽視的作用。 美國心理咨詢學會（ACA）在2014 年出版的咨詢倫理標準中加入了遠程或在線咨詢倫理條款， 規范在線心理咨詢或治療實踐（Fidel， 2017； Glueckauf et al， 2018）。 中國心理學會臨床與咨詢心理學工作倫理守則（第二版）中也加入了遠程專業工作（網絡／電話咨詢）的倫理條款（中國心理學會， 2018）。與在線咨詢倫理相關的一個概念是在線咨詢倫理擔憂， 在線咨詢倫理擔憂是來訪者尋求在線心理咨詢時對咨詢師遵守倫理準則、 正確處理倫理困境的懷疑感， 是來訪者對在線咨詢倫理實踐的內心感受。當大學生求助線上心理咨詢時，對在線倫理的感知往往影響他們的求助動機。 有研究發現大學生參與在線心理咨詢的態度并不積極，原因很多，其中倫理擔憂可能是一個重要因素。 另外，求助污名化高的大學生會不會為保護其自尊和自我價值感， 與面對面咨詢一樣會有強烈的在線倫理擔憂，進而影響在線咨詢態度，相關研究鮮見發表，因此推測在線咨詢倫理擔憂可能在求助污名化和在線咨詢態度間具有中介作用。

網絡人際信任是指網絡社交的主體對網絡技術保障、社交環境安全、社交對象誠意等方面產生的可靠性信念。 通過網絡進行溝通具有快捷、即時、突破時空限制的優點，但其溝通的虛擬性、脆弱性、不確定性又會降低其信任性和真實性， 網絡人際信任感低會降低個體的在線社交態度 （金鑫， 李巖梅，2017）。 在線心理咨詢需要通過郵件、語音或視頻網絡等社交工具實現，既是心理咨詢活動，也是在線社交活動。 需要求助的大學生，由于個性、網絡使用環境等因素的不同，網絡人際信任的程度也存在差異，因此， 推論網絡人際信任度高的求助者可能更愿意接受在線心理咨詢。另外，在線咨詢倫理擔憂體現于對網絡技術、社交環境的擔憂，因此，還可推論網絡人際信任在在線咨詢倫理擔憂與在線咨詢態度之間也具有中介作用。

2 方法

2.1 被試

從河南省兩所高校（一所一本院校，一所二本院校）不同專業、不同年級中抽取在校大學生作為調查對象，采用紙質調查方式。 調查共發放問卷600 份，問卷回收后剔除填答題項缺失較多，勾選答案有明顯規律的問卷44 份，最終保留有效問卷556 份，有效率為 92.7%。有效問卷中，男生 154 人，占比 27.7%，女生402 人，占比 72.3 %；文科 157 人，占 28.2%，理工科399 人， 占 71.8%； 低年級 （一、 二年級）371 人，占66.7%，高年級（三、四年級）185 人，占 33.3%；來自城市的 163 人，占 29.3%，來自鄉村的 393 人，占 70.7%；接受過心理咨詢的52 人，占比9.4%。

2.2 工具

2.2.1 在線咨詢態度量表

在線咨詢態度量表（online counseling attitudes scales） 由 Rochlen 等于 2004 年編制， 中文版由黃海、顏小勇翻譯修訂（黃海 等， 2013）。量表共10 個項目， 包括在線心理咨詢評價和在線心理咨詢的不適感兩個維度。 每個維度包含5 個題項， 項目采用1～6 點計分， 得分越高說明大學生對在線心理咨詢的評價越高或感受的在線心理咨詢的不適感越高。為合成總分， 不適感維度題項全部反向計分后與評價維度相加合成總分， 總分越高代表在線咨詢的態度越積極。 本研究中量表兩個維度的克隆巴赫系數分別為 0.847 和 0.780。

2.2.2 求助污名化量表

求助自我污名化量表 （self stigma of seeking help scale） 最初由 Vogel 等人于 2006 年編制（Vogel， 2006），中文版由郝志紅等于 2011 修訂（郝志紅， 梁寶勇， 2011）。 量表為單維度量表，10 個項目構成，采用1（非常不同意）～5（非常同意）級評分。反向計分題正向化后， 分數越高說明尋求專業心理幫助的自我污名化程度越嚴重。 本研究中該量表的科隆巴赫系數為 0.701。

2.2.3 在線咨詢倫理擔憂問卷

在線咨詢倫理擔憂問卷（ethical concern questionnaire of online counseling）由本文作者依據中國心理學會臨床與咨詢心理學工作倫理守則（第二版）第八款的有關內容編制。 問卷共包括知情與保密擔憂、咨詢關系擔憂、危機幫助擔憂3 個維度，共14 道題。 每個題項采用1～6 級評分制，分數越高代表對該項所敘述情況的擔憂程度越高。由項目合成各維度得分，并由維度得分合成總分，維度及總分越高代表在線咨詢倫理擔憂程度越高。 本研究中，問卷的科隆巴赫 α 系 數 為 0.859， 三 個 維 度 的 系 數 分 別 為0.882，0.695，0.659。 探索性因素分析中四因子方差解釋量為 59.467%， 驗證性因素分析結果顯示 χ2＝305.371，df ＝70，GFI ＝0.930，AGFI ＝0.895，IFI ＝0.926，CFI ＝0.925，NFI ＝0.906，TLI ＝0.906，RFI ＝0.878，RMSEA＝0.078， 探索性與驗證性因素分析結果顯示問卷的結構效度合理。

2.2.4 網絡人際信任問卷

網絡人際信任問卷 （online interpersonal trust questionnaire）由丁道群、沈模衛等人于2005 年編制（丁道群， 沈模衛， 2005； 匡乃濤， 2018）。 問卷共9 個題項，每個題項采用1（完全不同意）～5（完全同意）五級計分，題項、維度及總得分越高，代表網絡人際信任水平越高。 本研究中問卷的科隆巴赫α 系數為 0.755。

2.3 數據分析

采用SPSS21.0 計算變量的平均分、 標準差、人口學變量上差異性檢驗、 各變量間的相關系數及共同方法偏差中的探索性因素分析， 運用AMOS24.0單因素驗證性因素分析共同方法偏差。 采用SPSS21.0 軟件執行 Hayes ＆ Preacher 編寫的 PROCESS 程序 （Hayes and Preacher mediation procedure）進行顯變量中介效應分析，提供偏差矯正的非參數百分位bootstrap 區間 （bootstrap samples 樣本數5000）， 以回歸或路徑系數是否顯著及95%置信區間不包含0 為判斷中介效應是否存在的依據。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用問卷法一次性收集數據， 可能會存在共同方法偏差， 共同方法偏差的存在對數據結果會產生不利影響，因此，有必要檢驗數據是否存在共同方法偏差。 本研究首先采用Harman 單因素檢驗法檢驗共同方法偏差（周浩， 龍立榮， 2004），結果顯示，特征值大于1 的因子共12 個，第一因子方差貢獻率為15.322%，小于 40%的標準。 其次，采用 AMOS24.0軟件建立單因素驗證性因素分析模型，結果表明，模型擬合較差， 模型的擬合指數為 χ2／df＝8.01，RMR＝0.183，GFI ＝0.537，AGFI ＝0.490，NFI ＝0.292，RFI ＝0.257，IFI ＝0.320，TLI ＝0.283，CFI ＝0.317，RMSEA ＝0.112。 單因素探索性因素分析和驗證性因素分析結果均表明共同方法偏差問題不嚴重。

3.2 求助污名化、在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任及在線咨詢態度的人口學特征

由表1 可知，在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任在性別上存在顯著差異，女生平均得分高于男生；求助污名化、在線倫理擔憂、在線咨詢態度在專業上存在差異， 理工類大學生的求助污名化和在線咨詢倫理擔憂水平高，在線咨詢態度更消極。 求助污名化、在線咨詢態度在年級上存在顯著差異， 高年級求助污名化程度高，在線咨詢態度更趨消極；在線咨詢倫理擔憂上，鄉村學生得分顯著高于城市學生，鄉村學生有更多擔心； 無咨詢經歷的大學生求助污名化程度更高，且在線咨詢態度更消極。

表1 求助污名化、在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任及在線咨詢態度的人口學差異檢驗

3.3 求助污名化、在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任與在線咨詢態度的相關性

求助污名化、在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任及在線咨詢態度的平均數、 標準差及兩兩間的皮爾遜相關系數見表2。 由表2 可知，網絡人際信任與在線咨詢態度呈顯著正相關（p＜0.01），求助污名化、在線咨詢倫理擔憂與在線咨詢態度呈顯著負相關（p＜0.01）。

表2 求助污名化、在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任及在線咨詢態度的均值標準差及相關性

3.4 在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任在求助污名化與在線咨詢態度間的中介效應分析

以在線咨詢態度為因變量， 以求助污名化為自變量， 一元線性回歸分析結果顯示求助污名化能負向預測在線咨詢態度，即求助污名化水平越高，大學生的在線咨詢態度越低 （ΔR2＝0.142， β＝-0.379，t＝-9.635， F（1，554）＝92.831， p＝0.000）。 在中介模型中，所有變量進行標準化，以在線咨詢態度總分為因變量，以求助污名化總分為自變量，以在線咨詢倫理擔憂總分及網絡人際信任總分為中介變量， 利用SPSS21.0 軟件執行 Hayes ＆ Preacher 編寫的 PROCESS 程序進行鏈式中介效應分析。 分析后，具體系數、檢驗及置信區間見表3。 表3 顯示求助污名化對網絡人際信任的預測作用不顯著，Bootstrap 區間包含0；其余回歸系數均顯著，Bootstrap 區間均不包含0。 求助污名化、在線咨詢倫理擔憂對在線咨詢態度具有負向預測作用， 網絡人際信任對在線咨詢態度具有正向預測作用。 直接效應及間接效應量見表4。由表4 可知， 直接效應的偏差矯正的Bootstrap95%置信區間［-0.603 -0.412］不包含 0，說明求助污名化對在線咨詢態度的預測作用沒有完全被在線咨詢倫理擔憂和網絡人際信任的中介效應所解釋， 在線咨詢倫理擔憂、 網絡人際信任在求助污名化與在線咨詢態度間具有部分中介效應。具體看，求助污名化通過在線咨詢倫理擔憂間接預測在線咨詢態度的效應顯著，Bootstrap 區間不包含0，求助污名化先通過在線咨詢倫理擔憂， 再通過網絡人際信任間接預測在線咨詢態度的間接效應顯著，Bootstrap 區間不包含0，存在鏈式中介效應。

表3 在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任在求助污名化與線咨詢態度間的中介模型各路徑系數

表4 在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任在求助污名化與線咨詢態度間的直接與間接效應分析

4 討論

4.1 在線咨詢態度與求助污名化、在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任間的人口學特征

研究結果表明， 男女生以及來自城市或鄉村的學生對在線咨詢的態度并沒有顯著差異。 這一結果與已有研究中的部分結果是一致的 （黃海， 顏小勇等， 2013）。這可能是因為在線心理咨詢自身的特點避免了面對面咨詢的尷尬， 在去除來訪者心理防御方面，無論對男女生，還是城鄉的學生都是同等存在的。 研究還表明有咨詢經歷的大學生求助污名化水平低，且對在線咨詢的態度更積極，更愿意接受在線心理咨詢。這一結果并不難理解，劉磊認為有過咨詢經歷的大學生對心理咨詢有更客觀的認識， 能夠感覺咨詢師的共情與包容（劉磊， 2011）。另外，理工類專業及高年級的大學生求助污名化、 在線咨詢倫理擔憂程度相對較高， 對在線心理咨詢的評價也更消極。 這可能是因為理工類學生了解網絡技術的保密性是相對的，更擔憂信息泄露，理工類大學生有著更多的防御心態，當遇到問題時更不愿意與人傾訴。

4.2 在線咨詢態度與求助污名化、在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任間的相關性討論

研究結果表明在線咨詢態度與求助污名化呈顯著負相關， 即覺知的求助污名化程度越高則尋求在線心理咨詢的態度也就越弱。 這一研究結果與求助污名化會降低面對面心理咨詢態度的研究結果是一致的。求助污名化水平高的求助者，害怕由于自己尋求專業心理咨詢服務會降低自我評價而回避或羞于尋找幫助（張經緯，郝志紅， 2019； Patrick， et al，2018； Cynthia， 2016）。 這說明，不管是線上心理咨詢還是面對面線下心理咨詢， 求助者的求助污名化都會阻礙求助者的求助行為， 求助污名化始終是求助行為的消極影響因素。 究其原因可能是社會對心理問題求助者持有根深蒂固的偏見， 社會大眾把心理問題求助者表征為人格缺陷、不善交往、行為怪異等消極或歧視性特征（湯芙蓉， 聞永， 2015）。 受這種偏見與消極表征的影響，求助者為保全面子，避免自己的社會形象受損， 也避免自己被別人打上心理疾病患者的烙印， 故而求助動機降低， 回避心理求助，與心理咨詢方式是線上還是線下沒有太大關系。另外， 心理求助者內化了公眾對心理疾病患者的社會化表征后，其本身對自我的評價很低，為保護自己相對脆弱的自尊心不受傷害， 盡量回避人際溝通就顯得自然而然。 心理咨詢本身就是一個人際溝通的過程，求助者需要把自己的信息、內心想法或潛意識中的深層原因告知咨詢師， 因此擔心咨詢師會看不起自己，回避咨詢幫助也就不難理解了，同樣與咨詢的形式無關。 總之，求助者受求助污名化的影響，并不會因為心理咨詢形式由線下改為線上而發生根本性改變， 通過心理教育或引導降低心理問題求助者的求助污名化不僅有助于面對面咨詢態度提升，也同樣會提升在線心理咨詢態度。

咨詢倫理是尋求幫助者和咨詢師在咨詢存續期間或之后應該遵循的道德規范或行為準則， 是保護咨訪雙方各自權益的規定性條款， 已有研究表明咨詢倫理的遵守有利于達成咨詢效果， 也有助于求助者積極尋求心理咨詢專業服務（Johnson， 2014）。 與面對面咨詢一樣，本研究結果顯示，在線咨詢態度與在線咨詢倫理擔憂之間也呈現出顯著負相關， 即在線咨詢倫理擔憂程度越高， 則在線咨詢態度也就越弱。 分析原因，不難發現，在線咨詢雖然不需要求助者直接暴露在咨詢師面前， 避免面對面咨詢的尷尬和羞怯， 但在線心理咨詢面臨的倫理議題并不比面對面咨詢少。調查中發現，尋求幫助者對在線咨詢師的能力和身份確認的擔憂、 對咨詢過程被錄音錄像的擔憂、對咨詢記錄能否有效保密的擔憂、對知情同意的擔憂， 以及對危機發生時獲得及時幫助的擔憂比面對面咨詢還要嚴重。另一方面，求助者認為在線心理咨詢處在虛擬空間中， 沒有面對面咨詢來得真實。面對面咨詢時求助者可以對咨詢師進行評估，在判斷咨詢師能力的同時， 能夠判斷咨詢師能否給自己帶來安全感。在線咨詢無法對此進行良好評價，進而對在線咨詢產生不信任感， 也導致在線咨詢態度不高。 由此可得出結論，完善在線咨詢倫理，并把在線咨詢師納入行業或有關部門的監管， 確保在線咨詢倫理得以遵守是提高求助者在線咨詢態度的必要條件。

在線咨詢態度與網絡人際信任呈顯著正相關，網絡人際信任度越高， 則求助者需求在線咨詢的態度也越高。在線心理咨詢與面對面咨詢一樣，需要求助者感受到對咨詢師的信任， 在信任咨詢師的前提下向咨詢師表露自己的內心感受、想法等信息。有研究表明網絡人際信任與網絡自我表露之間呈現顯著正相關， 網絡人際信任度高者更容易在線表達自己的思想和感受（朱耀祖， 2020； 劉寅伯 等， 2020）。在線心理咨詢也是求助者向在線咨詢師表露心聲和獲取指導的過程， 因此可以理解高網絡人際信任者當需要求助時更愿意接受在線心理咨詢， 在線咨詢態度也就會越高。另外，在線咨詢過程也是通過社交媒體、社交軟件來完成的，求助者對社交媒體使用的態度也間影響其在線咨詢態度。有研究結果表明，網絡人際信任對社交媒體或社交軟件的接納度和使用度具有正向預測作用， 網絡人際信任程度越高越愿意使用社交媒體或軟件開展人際交往活動 （劉麗，劉夢虹， 2020）。既然在線咨詢需要通過社交媒體或軟件實現， 那么網絡人際信任與在線心理咨詢呈正相關，從這一視角也可以得到理解。

4.3 在線咨詢倫理擔憂、網絡人際信任在求助污名化與在線咨詢態度間的多重中介效應

分析結果表明在線咨詢倫理擔憂、 網絡人際信任在求助污名化與在線咨詢態度間具有多重中介效應。 以路徑系數的顯著性和Bootstrap 區間不包含零為判別依據，一條簡單中介（求助污名化-在線咨詢倫理擔憂-在線咨詢態度）和一條鏈式中介（求助污名化-在線咨詢倫理擔憂-網絡人際信任-在線咨詢態度）效應存在，即求助污名化可以單獨通過在線咨詢倫理擔憂，或者先通過在線咨詢倫理擔憂，再通過網絡人際信任影響在線咨詢態度。 簡單效應之所以存在， 可能是因為心理求助者受社會對心理疾病患者消極表征的影響，若形成較強的求助污名化，為保護自尊和自信心的安全， 原本就對心理咨詢中個體隱私保護充滿擔憂， 再加之在線咨詢對咨詢師及咨詢過程的監督不力， 求助者對在線咨詢倫理的擔憂比面對面咨詢尤甚，因此求助在線咨詢時動機不強，咨詢態度自然也比較低。 也就是較強的求助污名化誘發了較高的在線咨詢倫理擔憂， 進一步降低了在線咨詢態度。 另外，鏈式中介效應之所以存在，原因可能是較強的求助污名化在誘發較強在線咨詢倫理擔憂的背景下，對虛擬社交中的人際信任度、對在線求助的信任度、對咨詢師的信任度降低，進而降低了在線咨詢態度（匡乃濤， 2018）。

5 結論與展望

本研究發現在線咨詢倫理擔憂是影響在線心理咨詢的重要因素，制定和完善在線咨詢倫理，并把在線咨詢置于在線咨詢倫理的監管之下， 不僅能提升大學生對在線咨詢師的信任度， 也能夠有效提升大學生的在線咨詢態度。另外，通過引導降低求助污名化不僅能降低在線倫理擔憂， 也能有效提升在線咨詢態度。因此，互聯網時代，在面對面咨詢資源不足，無法滿足大學生心理求助需求的前提下， 推動在線咨詢的規范化和有效監督是完善專業心理服務的需要，也是維護大學生心理健康的重要途徑。本研究對象是普通大學生，采用的方法是調查研究，方法和對象有一定局限性， 對真正的心理疾病患者其在線咨詢態度如何， 還需要通過臨床觀察或實驗做進一步研究。