郭素然

（國(guó)際關(guān)系學(xué)院心理教育研究中心，北京 100091）

1 問(wèn)題提出

在我國(guó)， 自殺是15～34 歲人群死亡的首要原因，大學(xué)生群體中47.2% 的非正常死亡為自殺（楊振斌， 李焰， 2015） 。自殺行為包含自殺意念、自殺企圖及完成自殺三個(gè)連續(xù)階段， 而自殺意念是最終完成自殺行為的危險(xiǎn)因素 （Groleger， Tomori， ＆Kocmur， 2003）。 自殺意念 （suicide ideation）指有自我傷害的想法，或者是有具體的計(jì)劃和思考，但并未付出行動(dòng) （Klonsky， May， ＆ Saffer ， 2016）。自殺行為或自殺意念的發(fā)生受到多重因素影響，包括心理、社會(huì)和生理因素，而睡眠質(zhì)量被眾多研究看作是自殺的危險(xiǎn)因素和預(yù)警信號(hào)， 在控制諸多心理、 社會(huì)因素的影響后仍然對(duì)自殺意念起到獨(dú)特的作用（Franklin， 2017； Pigeon， Pinquart， ＆Conner， 2012； Qian， Sun， Zhou， Ge， ＆ Zhang，2017）。

自殺意念與睡眠質(zhì)量低下密切相關(guān)， 精神衛(wèi)生管理機(jī)構(gòu)SAMHSA 已經(jīng)將睡眠問(wèn)題列為自殺意念的前十位預(yù)警信號(hào)之一（SAMHSA， 2015）。 采用日志法（diary study）研究發(fā)現(xiàn)，在控制抑郁與負(fù)性情緒之后， 噩夢(mèng)的發(fā)生率顯著正向預(yù)測(cè)睡眠后自我傷害的想法 （Hochard， Heym， ＆ Townsend， 2015）。對(duì)51 名成年被試進(jìn)行持續(xù)一周的生態(tài)瞬時(shí)評(píng)估（ecological momentary assessment）， 研究發(fā)現(xiàn)睡眠時(shí)間較短、 睡眠質(zhì)量較差正向預(yù)測(cè)第二天的自殺意念風(fēng)險(xiǎn)（Littlewood， Kyle， ＆ Carter et al.， 2018）。對(duì)大學(xué)生群體進(jìn)行持續(xù)21 天的生態(tài)瞬時(shí)評(píng)估，并測(cè)量其基線、第7 天和第21 天的自殺意念得分，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在控制基線的自殺意念和抑郁之后， 睡眠模式的變化、失眠以及噩夢(mèng)正向預(yù)測(cè)第7 天和第21 天的自殺意念（Bernert， Hom， Iwata， ＆ Joiner， 2017）。一項(xiàng)長(zhǎng)達(dá)十年的縱向研究發(fā)現(xiàn)，控制抑郁之后，自我報(bào)告的睡眠質(zhì)量的基線水平正向預(yù)測(cè)自殺意念（Bernert， Turvey， Conwell， ＆ Joiner， 2014）。橫斷研究發(fā)現(xiàn)青少年較低的睡眠質(zhì)量也容易引發(fā)和加重自 殺 意 念 （Tomislav， Z ana， ＆ Darko et al.，2014）。 控制抑郁之后，大學(xué)生主觀報(bào)告的睡眠質(zhì)量低下、 失眠等睡眠問(wèn)題正向預(yù)測(cè)自殺意念（Bozzay，Karver， ＆ Verona， 2016； Supartini， Honda， ＆Basri et al.， 2016）。 由此可見(jiàn)，睡眠質(zhì)量低下均是不同年齡群體自殺意念發(fā)生的危險(xiǎn)因素。 而我國(guó)大學(xué)生群體中睡眠問(wèn)題的檢出率為15.83% （黃靜波，呂翠田， 朱培育， 等， 2018），此現(xiàn)象以及由此引發(fā)的自殺意念問(wèn)題令人堪憂。 因此探討大學(xué)生睡眠質(zhì)量對(duì)自殺意念的作用機(jī)制， 對(duì)預(yù)防和降低自殺的發(fā)生有重要意義。

自殺的素質(zhì)-應(yīng)激理論認(rèn)為個(gè)體易感素質(zhì)和外部應(yīng)激源共同作用而誘發(fā)自殺， 抑郁及自我評(píng)價(jià)低下是易感素質(zhì)，而壓力事件、社會(huì)心理危機(jī)和精神障礙均是主要應(yīng)激源 （John， Christine， ＆ Gretchen，1999）。 易感素質(zhì)是自殺發(fā)生的近因，應(yīng)激源通過(guò)易感素質(zhì)作用于自殺。 Franklin 等（2017）對(duì)自殺意念和行為近50 年的研究進(jìn)行了元分析，指出在眾多研究中抑郁是自殺意念的風(fēng)險(xiǎn)因素， 同時(shí)也被美國(guó)自殺防御中心 （American foundation for suicide prevention， AFSP）看作是自殺行為的預(yù)警信號(hào)。 抑郁不僅直接作用于自殺意念， 也在自殺新聞暴露方式對(duì)自殺意念的影響中起到了中介作用 （李歡歡， 涂敏， 王湘， 2013）。 而較低的睡眠質(zhì)量總分、主觀睡眠質(zhì)量以及日間功能障礙都增加了抑郁癥狀發(fā)病的可能性（Gregory， Buysse， ＆ Willis， 2011； Norra，Kummer， ＆ Boecker， 2014； Zhang， Peters， ＆Chen， 2018）。 在成人群體中睡眠時(shí)間過(guò)短（小于6個(gè)小時(shí)）和過(guò)長(zhǎng)（大于9 個(gè)小時(shí)）均是抑郁的危險(xiǎn)因素 （Jiang， Guo， ＆ Sun， 2017）。 一項(xiàng)縱向研究發(fā)現(xiàn)，在控制第一個(gè)時(shí)間點(diǎn)的抑郁水平之后，睡眠質(zhì)量問(wèn)題顯著正向預(yù)測(cè)后期的抑郁水平， 而早期的抑郁水平并未顯著預(yù)測(cè)后期的睡眠問(wèn)題（Skouteris，German， Wertheim， Paxton， ＆ Milgrom， 2008）。通過(guò)對(duì)上述文獻(xiàn)分析可知， 在大學(xué)生群體中睡眠質(zhì)量低下可能通過(guò)加重抑郁作用于自殺意念， 即抑郁是睡眠質(zhì)量對(duì)自殺意念產(chǎn)生影響的中介變量， 在本研究中將檢驗(yàn)此假設(shè)。

較低的自我評(píng)價(jià)、 低自尊是自殺意念發(fā)生的預(yù)測(cè)因素， 也是重復(fù)性自殺嘗試的危險(xiǎn)因素（Lehmann， Hilimire， ＆ Yang et al.， 2016）， 在應(yīng)激性生活事件對(duì)自殺意念的影響中起到了中介作用（陳沖， 洪月慧， 楊思， 2010）。自尊在“睡眠質(zhì)量通過(guò)作用于抑郁影響自殺意念” 的中介模型中起到什么作用？自尊與抑郁的關(guān)系較為復(fù)雜，存在多重關(guān)系模型， 如自尊緩沖假設(shè)和易感模型都從不同角度描述了二者的關(guān)系。根據(jù)自尊緩沖假設(shè)，自尊在其他因素如壓力事件對(duì)抑郁的影響中起到了緩沖作用（Abela， Webb， ＆ Wagner， et al， 2006）， 實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)自尊與壓力事件的交互作用項(xiàng)負(fù)向預(yù)測(cè)抑郁，相比高自尊個(gè)體而言，對(duì)于低自尊的個(gè)體，壓力事件對(duì)抑郁水平的預(yù)測(cè)作用更大（Abela， 2002）。由此， 自尊可能調(diào)節(jié)睡眠問(wèn)題這一應(yīng)激源對(duì)抑郁的預(yù)測(cè)作用，本研究將檢驗(yàn)此假設(shè)。

易感模型認(rèn)為低自尊是導(dǎo)致個(gè)體發(fā)生和加重抑郁的危險(xiǎn)因素之一（Abramson， Seligman， ＆ Teasdale， 1978）。 較低的自尊水平意味著較低的自我評(píng)價(jià)，而有研究發(fā)現(xiàn)核心自我評(píng)價(jià)負(fù)向預(yù)測(cè)抑郁，并且核心自我評(píng)價(jià)以自尊為中介變量作用于自殺意念（馬澤威， 全鵬， 2015）。 橫向與縱向研究均發(fā)現(xiàn)較低的睡眠質(zhì)量使個(gè)體對(duì)自我的評(píng)價(jià)水平較低和消極（Rogers， Gardani， ＆ Biello， 2012； Yip， 2015）。也有研究發(fā)現(xiàn)睡眠質(zhì)量通過(guò)作用于自尊影響抑郁的中介模型（Wong， Lau， ＆ Wan et al.， 2013）。根據(jù)易感模型和上述研究結(jié)果， 本研究假設(shè)睡眠質(zhì)量通過(guò)自尊作用于抑郁，進(jìn)而影響自殺意念的產(chǎn)生，即假設(shè)睡眠質(zhì)量-自尊-抑郁-自殺意念這一鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ汀?/p>

綜上，本研究將檢驗(yàn)三個(gè)假設(shè)：假設(shè)一，睡眠質(zhì)量低下通過(guò)加重抑郁水平這一中介變量作用于自殺意念； 假設(shè)二， 自尊對(duì)上述中介模型起到了調(diào)節(jié)作用，調(diào)節(jié)睡眠質(zhì)量對(duì)抑郁的作用，如圖1 所示；假設(shè)三，睡眠質(zhì)量通過(guò)自尊作用于抑郁，并進(jìn)一步影響自殺意念，如圖2 所示。

圖1 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)理論模型

圖2 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ屠碚搱D

2 方法

2.1 被試

選取來(lái)自北京市、河北省、河南省和湖南省等地五所高校大學(xué)生為被試，共發(fā)放問(wèn)卷1100 份，回收有效問(wèn)卷 1040 份， 回收率為94.55%（平均年齡為19.63 歲，SD＝1.64）。其中大學(xué)一年級(jí)學(xué)生 349 名，二年級(jí)學(xué)生229 名， 三年級(jí)學(xué)生256 名， 四年級(jí)學(xué)生203 名；男生 348 人，女生 767 人（缺失 16 名）；文科449 名，理科 403 名，工科 167 名（缺失 21 名）；694名來(lái)自農(nóng)村，315 名來(lái)自城鎮(zhèn)（缺失31 名）。

2.2 工具

2.2.1 匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)量表（ Pittsburgh sleep quality index， PSQI ）

該量表用于評(píng)定被試一個(gè)月內(nèi)的睡眠質(zhì)量，由18 個(gè)自評(píng)項(xiàng)目組成（Buysse， 1989），包含主觀睡眠質(zhì)量、入睡時(shí)間、睡眠時(shí)間、睡眠效率、睡眠障礙、催眠藥物和日間功能障礙等7 個(gè)成分， 每個(gè)成分為4 級(jí)計(jì)分，具體為 0，1，2，3 計(jì)分。 將項(xiàng)目得分轉(zhuǎn)換、累加和重新編碼成7 個(gè)成份得分后， 最后加總為睡眠質(zhì)量得分，得分越高表明其睡眠質(zhì)量越差。在本研究中，內(nèi)部一致性信度為 0.66，合成信度為 0.79，信度較好。

2.2.2 流調(diào)中心用抑郁量表 （center for epidemiologic studies depression scale）

量表由Radloff（1977）編制，主要考察被試一周內(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)?！保?～4 天／周），“3”表示“多數(shù)時(shí)間”（5～7 天 ／周）。將 4 個(gè)反向計(jì)分題目進(jìn)行反轉(zhuǎn)后， 得分越高表明抑郁越嚴(yán)重。 在本研究中，內(nèi)部一致性信度為0.88，信度較好。

2.2.3 自尊量表（self－esteem scale， SES）

量表由 Rosenberg（1965）編制，由 10 個(gè)項(xiàng)目組成，為 4 點(diǎn)計(jì)分。 “1”表示非常不符合，“4”表示非常符合，2 和 3 表示其間的不同程度。 項(xiàng)目 3，5，9，10為反向計(jì)分題。反向計(jì)分處理后，分?jǐn)?shù)越高說(shuō)明被試的自尊程度越高。 在本研究中， 內(nèi)部一致性信度為0.88，信度較好。

2.2.4 自殺意念量表

使用王淑卿（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。 5 點(diǎn)計(jì)分，“1”為完全不符合，“5”為完全符合，2，3，4 表示其間不同的程度，各項(xiàng)目加總后得分越高表明大學(xué)生自殺意念越強(qiáng)烈。 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）。 本研究中自殺意念整個(gè)量表內(nèi)部一致性信度為0.92，信度較好。

2.3 數(shù)據(jù)處理

使用 SPSS 22. 0 軟件及 Hayes （2013） 編寫(xiě)的PROCESS 宏程序進(jìn)行分析， 此方法在近期研究中被廣泛采用（Torres ＆ Taknint， 2015）。本研究中涉及的模型為第一階段被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng) （Hayes， 2015），分別采用PROCESS 中的模型6 和7 對(duì)鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)以及有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)（Hayes，2013）。 回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)均采用Bootstrapping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

3.1 共同方法偏差的控制與檢驗(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(guò)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(shuō)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19 個(gè)因子的特征根值大于1，而且第一個(gè)因子解釋的變異量為19.19%，小于40%。 說(shuō)明本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 相關(guān)分析

皮爾遜積差相關(guān)分析表明睡眠質(zhì)量、抑郁、自尊和自殺意念之間均存在顯著相關(guān)（見(jiàn)表1）；睡眠質(zhì)量、抑郁和自殺意念兩兩之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)（p＜0.01），表示睡眠質(zhì)量越高，抑郁水平越低，則自殺意念越低；自尊分別與睡眠質(zhì)量得分、抑郁和自殺意念兩兩之間呈顯著負(fù)相關(guān)（p＜0.01），表示自尊水平越高，睡眠質(zhì)量越好，抑郁和自殺意念水平越低。

表1 睡眠質(zhì)量、抑郁、自尊和自殺意念的相關(guān)分析

3.3 自尊在抑郁中介模型中的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

采用PROCESS 宏程序中的模型7，即本研究的理論模型1 對(duì)有中介的調(diào)節(jié)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。 PROCESS 程序能自動(dòng)將預(yù)測(cè)變量（睡眠質(zhì)量）、中介變量（抑郁）和調(diào)節(jié)變量（自尊）做中心化處理，并且將調(diào)節(jié)變量按其標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)分為高自尊組 （M＋1SD）、中自尊組（M）和低自尊組（M－1SD）三個(gè)水平，并報(bào)告三個(gè)水平下的中介效應(yīng)大小。具體結(jié)果見(jiàn)表2。加入抑郁前， 睡眠質(zhì)量顯著正向預(yù)測(cè)自殺意念 0.26（95%CI＝0.21，0.31）；加入抑郁后，睡眠質(zhì)量對(duì)自殺意念的預(yù)測(cè)作用不顯著 0.05（95%CI＝－0.01，0.10），中介效應(yīng)為 0.22（95%CI＝0.17，0.28）。 抑郁在睡眠質(zhì)量與自殺意念關(guān)系之間起到完全中介作用。

中心化后的睡眠質(zhì)量與自尊的乘積項(xiàng)顯著負(fù)向預(yù)測(cè)抑郁 B＝－0.12（95%CI＝－0.20，－0.03），調(diào)節(jié)作用達(dá)到顯著水平。簡(jiǎn)單斜率分析發(fā)現(xiàn)：對(duì)于低自尊組，睡眠質(zhì)量對(duì)抑郁的預(yù)測(cè)作用為 0.41 （95%CI＝0.35，0.47）；對(duì)于中自尊組， 睡眠質(zhì)量對(duì)抑郁的預(yù)測(cè)作用為0.35（95%CI＝0.31，0.40）；對(duì)于高自尊組，睡眠質(zhì)量對(duì)抑郁的預(yù)測(cè)作用為 0.30（95%CI＝0.24，0.37）。 隨著自尊水平的升高，睡眠質(zhì)量的預(yù)測(cè)作用減小。 交互作用見(jiàn)圖3。 根據(jù)表2，中介效應(yīng)隨著自尊水平的升高，表現(xiàn)出減小的趨勢(shì)（從 0.17 降低到 0.13），但在自尊的三水平中，中介效應(yīng)均達(dá)到顯著水平。

圖3 交互作用圖

表2 有調(diào)節(jié)效應(yīng)的中介模型檢驗(yàn)

3.4 “睡眠質(zhì)量-自尊-抑郁-自殺意念”鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ头治?/h3>

以自殺意念為因變量，以睡眠質(zhì)量為自變量，自尊和抑郁為中介變量， 采用PROCESS 宏程序的模型6 估計(jì)“睡眠質(zhì)量-自尊-抑郁-自殺意念”鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ汀?/p>

該鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ椭懈髦薪樾?yīng)的大小和95%置信區(qū)間見(jiàn)表3。 加入鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ秃?，睡眠質(zhì)量對(duì)自殺意念的直接效應(yīng)未達(dá)到顯著水平， 說(shuō)明多重中介效應(yīng)起到了完全中介的作用。 睡眠質(zhì)量首先作用于自尊然后作用于抑郁， 最終對(duì)自殺意念產(chǎn)生影響的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著， 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)在整體中介效應(yīng) 的 比 率 分 別 為 33.33% ，30.43% ，32.00% 和29.41%，鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)小于簡(jiǎn)單中介效應(yīng)“睡眠質(zhì)量-抑郁-自殺意念”，大于簡(jiǎn)單中介效應(yīng)“睡眠-自尊-自殺意念”。

表3 “睡眠質(zhì)量-自尊-抑郁-自殺意念”多重鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ头治?/p>

圖4 鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槁窂綀D

4 討論

在本研究中， 睡眠質(zhì)量與自殺意念的相關(guān)系數(shù)為0.33。對(duì)39 項(xiàng)研究進(jìn)行元分析發(fā)現(xiàn)，睡眠困擾（噩夢(mèng)或失眠等）與自殺結(jié)果變量（自殺行為、嘗試或想法） 的效應(yīng)值在 1.95 和 2.95 之間 （Pigeon et al.，2012），被試群體的特點(diǎn)和所采用的工具可能是造成效應(yīng)大小研究之間有差異的原因。本研究發(fā)現(xiàn)，抑郁在睡眠質(zhì)量和自殺意念的關(guān)系中起到了中介作用。以軍人為被試的研究也發(fā)現(xiàn)抑郁、 創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙解釋了睡眠困擾和自殺意念的關(guān)系 （Morgan，Hourani， Tueller， Strange， Lane， ＆ Lewis，2017）。研究發(fā)現(xiàn)睡眠困擾，如失眠等問(wèn)題，是抑郁癥狀的危險(xiǎn)因素（Gregory et al.， 2011； Norra et al.，2014； Zhang et al.， 2018）， 也是重度抑郁癥的驅(qū)動(dòng)因素（Baglioni et al.， 2011）。睡眠質(zhì)量水平低下、睡眠問(wèn)題較多，會(huì)引發(fā)抑郁癥狀，或使原有的抑郁癥狀加重，而抑郁是自殺意念或自殺行為的危險(xiǎn)因素，其水平提升會(huì)造成個(gè)體自殺想法更為強(qiáng)烈， 自殺意念水平更高（Franklin et al.， 2017）。 這同時(shí)也符合自 殺 的 素 質(zhì) - 應(yīng) 激 理 論 （John， Christine， ＆Gretchen， 1999），因此睡眠質(zhì)量這一變量通過(guò)作用于抑郁易感素質(zhì)而影響自殺意念。

自尊既對(duì)抑郁的中介模型起到了緩沖作用，又對(duì)其發(fā)揮著中介的作用機(jī)制。 首先自尊與睡眠質(zhì)量的交互作用項(xiàng)顯著負(fù)向預(yù)測(cè)抑郁， 說(shuō)明自尊調(diào)節(jié)二者的關(guān)系水平，驗(yàn)證了假設(shè)二，在中介模型中起到了第一階段的調(diào)節(jié)作用。 簡(jiǎn)單斜率分析發(fā)現(xiàn)隨著自尊水平的升高，睡眠質(zhì)量對(duì)抑郁水平的預(yù)測(cè)作用降低，即面臨相同的睡眠困擾時(shí)，若個(gè)體的自我評(píng)價(jià)、自我價(jià)值感、 自我肯定程度較高， 則抑郁的水平也會(huì)較低。自尊起到了保護(hù)性因素的作用，緩沖了睡眠問(wèn)題引發(fā)或加重的抑郁癥狀。 中介效應(yīng)也隨著自尊水平的升高有所減少，換而言之，隨著自尊水平的升高，抑郁水平的降低， 抑郁對(duì)于睡眠質(zhì)量和自殺意念之間關(guān)系的解釋力降低。 根據(jù)Abela 等人（2006）提出的自尊緩解假設(shè)， 自尊作為重要的個(gè)人資源能夠幫助個(gè)體緩解外部事件引發(fā)的抑郁癥狀。 自尊水平較高的個(gè)體具有較高的自我價(jià)值感， 能較好應(yīng)對(duì)壓力事件，從而緩解其惡劣影響，減輕睡眠問(wèn)題帶來(lái)的壓力，降低了因睡眠而誘發(fā)的各種負(fù)向后果，如避免或減輕抑郁水平； 而自尊水平較低的個(gè)體對(duì)自我積極評(píng)價(jià)較少，自我價(jià)值感較低，其內(nèi)部缺乏足夠的應(yīng)對(duì)資源，更易受壓力事件的影響，睡眠質(zhì)量等問(wèn)題會(huì)造成抑郁癥狀更為嚴(yán)重。可見(jiàn)隨著自尊的水平不同，睡眠質(zhì)量對(duì)抑郁的預(yù)測(cè)作用有著大小的變化， 自尊對(duì)該中介模型起到了緩沖作用。

值得注意的是， 同一變量在兩個(gè)變量關(guān)系間的中介作用與調(diào)節(jié)作用并不互斥， 這意味著自變量既通過(guò)中介變量作用于因變量， 同時(shí)兩者間的關(guān)系又受到中介變量的影響（鄭顯亮， 2013； MacKinnon，2008）。 本研究也發(fā)現(xiàn)了睡眠質(zhì)量通過(guò)影響自尊，再影響抑郁，繼而影響自殺意念的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ?，此結(jié)果支持易感模型 （Abramson， Seligman， ＆Teasdale， 1978）。 其他研究也發(fā)現(xiàn)睡眠行為可以降低個(gè)體的自尊水平 （Rogers et al.， 2012； Yip，2015）。睡眠問(wèn)題或睡眠質(zhì)量低下使個(gè)體在對(duì)周?chē)妥陨硇畔⒕幋a時(shí)更多地關(guān)注消極、負(fù)向信息，忽略積極、正向信息，在對(duì)自身信息編碼時(shí)尤甚，這造成了較低的自尊水平，對(duì)自我評(píng)價(jià)較低。而較低的自我評(píng)價(jià)，較多的自我批判與消極的自我認(rèn)知風(fēng)格有關(guān)，這些易引發(fā)抑郁（Wong， Lau， ＆ Wan et al.， 2013），而較高的自尊水平可以降低負(fù)性思維的影響， 進(jìn)而降低抑郁發(fā)病的風(fēng)險(xiǎn)，成為其保護(hù)因素（Orth et al.，2009）?？梢?jiàn)較低水平的睡眠質(zhì)量會(huì)誘發(fā)個(gè)體負(fù)向的自我評(píng)價(jià)， 負(fù)向的自我評(píng)價(jià)導(dǎo)致個(gè)體消極的情緒情感，如抑郁，而抑郁又會(huì)增加個(gè)體產(chǎn)生自殺意念的可能性。

本研究系統(tǒng)探討了危險(xiǎn)性因素——睡眠質(zhì)量低下和抑郁， 以及保護(hù)性因素——自尊對(duì)自殺意念的預(yù)測(cè)作用，拓展了關(guān)于自殺的素質(zhì)應(yīng)激理論。根據(jù)自殺的素質(zhì)應(yīng)激理論，外部應(yīng)激源需要通過(guò)易感素質(zhì)，如抑郁， 作用于自殺意念， 且僅限于三者關(guān)系的論述。本研究在檢驗(yàn)“睡眠質(zhì)量通過(guò)引發(fā)或加重抑郁而導(dǎo)致自殺意念形成”的這一中介模型基礎(chǔ)上，納入自尊這一變量， 并結(jié)合自尊和抑郁關(guān)系的易感模型和緩沖假說(shuō)，發(fā)現(xiàn)了自尊對(duì)該中介模型的中介作用，自尊和抑郁在睡眠質(zhì)量作用于自殺意念的路徑中起著順序性中介的作用； 也發(fā)現(xiàn)了自尊對(duì)中介模型的緩沖，即自尊通過(guò)調(diào)節(jié)睡眠質(zhì)量與抑郁的關(guān)系，對(duì)抑郁的中介效應(yīng)有調(diào)節(jié)作用。 這兩個(gè)發(fā)現(xiàn)都拓展了立足于“應(yīng)激－素質(zhì)－自殺”這三者關(guān)系的素質(zhì)應(yīng)激理論。

該研究結(jié)果為在實(shí)踐中重視睡眠質(zhì)量和預(yù)防及干預(yù)自殺提供了理論依據(jù)。第一，我國(guó)大學(xué)生的睡眠狀況堪憂，如睡眠時(shí)間縮短、入睡時(shí)間和起床時(shí)間都較晚、日間功能障礙嚴(yán)重，這與其使用手機(jī)、打游戲等不良的睡前行為習(xí)慣有關(guān)， 更與其養(yǎng)成良好睡眠習(xí)慣的意識(shí)淡漠有關(guān)。然而夜不能寐，寢不能安從不微不足道， 英國(guó)詩(shī)人莎士比亞曾提到舒適的睡眠才是自然給予人溫柔的令人想念的看護(hù)。 根據(jù)本研究結(jié)果，較低的睡眠質(zhì)量對(duì)于自我評(píng)價(jià)、抑郁，甚至是大學(xué)生想死欲念的發(fā)生、 自殺動(dòng)機(jī)的激發(fā)以及自殺計(jì)劃的制定均有獨(dú)特的作用， 因此培養(yǎng)大學(xué)生健康的睡眠意識(shí)和良好的睡眠習(xí)慣至關(guān)重要。第二，面臨同樣的睡眠問(wèn)題或者其他生活事件時(shí)， 高自尊的個(gè)體可以調(diào)用更多的內(nèi)部資源來(lái)緩沖和應(yīng)對(duì)生活事件造成的惡劣影響， 在大學(xué)生的心理發(fā)展歷程中起到了保護(hù)性的作用。 橫斷歷史研究卻發(fā)現(xiàn)，從1993 年到2013 年我國(guó)大學(xué)生的自尊水平呈下降趨勢(shì)（沙晶瑩， 張向葵， 2016），這意味著自尊保護(hù)性作用的流失，也凸顯了提升大學(xué)生的自尊水平、增強(qiáng)其自我價(jià)值判斷和自我接納能力在大學(xué)生心理健康教育和心理咨詢中的重要性。

自尊與抑郁之間的關(guān)系頗為復(fù)雜， 自尊的緩沖效果與壓力事件的時(shí)間間隔有關(guān)，如間隔較短，交互項(xiàng)能負(fù)向預(yù)測(cè)抑郁（Abela， 2002），間隔較長(zhǎng)時(shí)，兩者的交互作用并不顯著， 甚至為正向預(yù)測(cè)（Orth，Robins， ＆ Meier， 2009）。 故本研究局限之處在于使用了橫斷研究方法，若想深入探討自尊、抑郁在睡眠質(zhì)量和自殺意念之間的關(guān)系還需使用多個(gè)時(shí)間點(diǎn)取樣的縱向追蹤方法。

5 結(jié)論

本研究主要得出以下結(jié)論： 抑郁在睡眠質(zhì)量和自殺意念之間起到完全中介作用， 該中介模型的前半段受到自尊的緩沖作用，為有調(diào)節(jié)的中介模型。相比高自尊的個(gè)體， 睡眠質(zhì)量對(duì)抑郁的作用在低自尊的個(gè)體中更強(qiáng)。睡眠質(zhì)量首先作用于自尊、繼而作用于抑郁最后對(duì)自殺意念產(chǎn)生影響， 構(gòu)成鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ汀?/p>