求助污名化、在線咨詢倫理?yè)?dān)憂及網(wǎng)絡(luò)人際信任對(duì)大學(xué)生在線咨詢態(tài)度的影響

杜岸政 王 瑤

（河南大學(xué)教育學(xué)部，開(kāi)封 475004）

1 引言

當(dāng)代大學(xué)生正經(jīng)歷著生活和學(xué)業(yè)的雙重壓力，在壓力作用下，心理失調(diào)在所難免。焦慮、抑郁、人際關(guān)系緊張等心理問(wèn)題正損害著大學(xué)生的身心健康。心理問(wèn)題的頻發(fā)和嚴(yán)重化趨勢(shì)提醒高校管理者和教育者要重視學(xué)生的心理健康，多渠道、多層面為學(xué)生提供心理咨詢服務(wù)對(duì)維護(hù)學(xué)生身心健康至關(guān)重要。長(zhǎng)期以來(lái)， 面對(duì)面咨詢都是專業(yè)心理服務(wù)的主要形式，但面對(duì)面咨詢受時(shí)空限制，難以以快捷、方便和高效的形式向?qū)W生提供心理咨詢。有研究表明，存在各種心理問(wèn)題， 需要接受心理咨詢服務(wù)的在校大學(xué)生真正能夠接受面對(duì)面咨詢的卻不多。 這主要是因?yàn)槊鎸?duì)面咨詢的資源有限，難以滿足需求。 近年來(lái)，隨著互聯(lián)網(wǎng)通訊技術(shù)的不斷發(fā)展， 在線語(yǔ)音或視頻溝通軟件層出不窮，把這些技術(shù)運(yùn)用于心理咨詢，在線心理咨詢應(yīng)運(yùn)而生，并為擴(kuò)大心理咨詢范圍，創(chuàng)新心理咨詢形式提供了可能。

在線心理咨詢又被稱為遠(yuǎn)程咨詢、 網(wǎng)絡(luò)咨詢或電子咨詢， 它是指那些具有專業(yè)資格的心理咨詢服務(wù)人員，通過(guò)電子郵件、在線聊天室、即時(shí)視頻等網(wǎng)絡(luò)通訊工具， 與求助者建立一種自然的、 信任的關(guān)系， 并在此基礎(chǔ)上提供具有心理咨詢與治療性質(zhì)的專業(yè)服務(wù)（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(duì)面咨詢的重要補(bǔ)充，它具有快捷、易得、靈活、不受特定時(shí)空限制及經(jīng)濟(jì)等特點(diǎn)（Owolabi，2018）。 對(duì)比研究顯示在線心理咨詢?cè)谳o導(dǎo)抑郁癥、焦慮癥、雙相障礙等心理疾病方面與面對(duì)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(kāi)展與完善既是現(xiàn)實(shí)的需要，也是技術(shù)的使然。 當(dāng)代大學(xué)生是伴隨互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)成長(zhǎng)起來(lái)的，他們熟悉網(wǎng)絡(luò)，熟悉各種社交軟件，借助互聯(lián)網(wǎng)通訊技術(shù)開(kāi)展心理咨詢服務(wù)或許容易被大學(xué)生所接納， 但遺憾的是各高校對(duì)在線心理咨詢與治療的重視程度并不夠。 對(duì)1380 所高校進(jìn)行調(diào)查發(fā)現(xiàn)，真正提供在線心理咨詢服務(wù)的高校只占19.49%（薄金麗， 2012），這說(shuō)明高校在線心理咨詢的開(kāi)展還處于起步階段，有許多問(wèn)題需要研究。

近年來(lái)，大學(xué)生在線咨詢態(tài)度被學(xué)者關(guān)注。大學(xué)生在線咨詢態(tài)度是指大學(xué)生對(duì)在線咨詢的評(píng)價(jià)、內(nèi)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(wèn)題。 已有研究表明大學(xué)生對(duì)在線心理咨詢的態(tài)度并不積極， 并且存在年級(jí)或性別上的差異（黃海， 2013； 張永紅， 2009）。 分析認(rèn)為在線咨詢不如面對(duì)面咨詢，原因是復(fù)雜的，探索原因及其作用機(jī)制對(duì)提升大學(xué)生在線咨詢態(tài)度具有重要意義。

求助污名化， 是指需要尋求心理服務(wù)的個(gè)體經(jīng)歷心理困擾而給自己粘貼不被社會(huì)接受的標(biāo)簽，認(rèn)為求助心理咨詢服務(wù)將導(dǎo)致別人歧視， 自尊和自我價(jià)值降低。 求助污名化與面對(duì)面咨詢態(tài)度之間存在顯著負(fù)向關(guān)聯(lián) （湯芙蓉， 聞?dòng)溃?2015； 張經(jīng)緯， 郝志紅， 2019），咨詢求助態(tài)度不積極往往是因?yàn)樗麄儗?duì)心理咨詢抱有消極的刻板印象 （Patrick et al，2018）。求助污名化對(duì)面對(duì)面咨詢具有負(fù)面影響已經(jīng)為相關(guān)研究證實(shí)， 但求助污名化對(duì)在線心理咨詢的影響是怎樣的？Joyce 等人認(rèn)為在線咨詢提供了更強(qiáng)的個(gè)人隱私保護(hù)， 可能會(huì)改善求助者接受面對(duì)面咨詢時(shí)的尷尬， 求助者更有可能對(duì)在線咨詢持積極態(tài)度（Joyce， 2012）。 求助污名化對(duì)在線咨詢態(tài)度的影響是積極還是消極的？ 國(guó)內(nèi)對(duì)這一問(wèn)題的探索還未有文章發(fā)表。

在線咨詢倫理是咨詢師和來(lái)訪者通過(guò)電子郵件、 語(yǔ)音或視頻軟件開(kāi)展遠(yuǎn)程心理咨詢活動(dòng)應(yīng)遵循的道德規(guī)范和行為準(zhǔn)則， 能夠融合虛實(shí)兩種情景且聯(lián)結(jié)咨訪雙方的價(jià)值判斷體系和行為觀念體系，在線咨詢倫理對(duì)在線咨詢關(guān)系建立， 咨詢效果保障都具有不可忽視的作用。 美國(guó)心理咨詢學(xué)會(huì)（ACA）在2014 年出版的咨詢倫理標(biāo)準(zhǔn)中加入了遠(yuǎn)程或在線咨詢倫理?xiàng)l款， 規(guī)范在線心理咨詢或治療實(shí)踐（Fidel， 2017； Glueckauf et al， 2018）。 中國(guó)心理學(xué)會(huì)臨床與咨詢心理學(xué)工作倫理守則（第二版）中也加入了遠(yuǎn)程專業(yè)工作（網(wǎng)絡(luò)／電話咨詢）的倫理?xiàng)l款（中國(guó)心理學(xué)會(huì)， 2018）。與在線咨詢倫理相關(guān)的一個(gè)概念是在線咨詢倫理?yè)?dān)憂， 在線咨詢倫理?yè)?dān)憂是來(lái)訪者尋求在線心理咨詢時(shí)對(duì)咨詢師遵守倫理準(zhǔn)則、 正確處理倫理困境的懷疑感， 是來(lái)訪者對(duì)在線咨詢倫理實(shí)踐的內(nèi)心感受。當(dāng)大學(xué)生求助線上心理咨詢時(shí)，對(duì)在線倫理的感知往往影響他們的求助動(dòng)機(jī)。 有研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生參與在線心理咨詢的態(tài)度并不積極，原因很多，其中倫理?yè)?dān)憂可能是一個(gè)重要因素。 另外，求助污名化高的大學(xué)生會(huì)不會(huì)為保護(hù)其自尊和自我價(jià)值感， 與面對(duì)面咨詢一樣會(huì)有強(qiáng)烈的在線倫理?yè)?dān)憂，進(jìn)而影響在線咨詢態(tài)度，相關(guān)研究鮮見(jiàn)發(fā)表，因此推測(cè)在線咨詢倫理?yè)?dān)憂可能在求助污名化和在線咨詢態(tài)度間具有中介作用。

網(wǎng)絡(luò)人際信任是指網(wǎng)絡(luò)社交的主體對(duì)網(wǎng)絡(luò)技術(shù)保障、社交環(huán)境安全、社交對(duì)象誠(chéng)意等方面產(chǎn)生的可靠性信念。 通過(guò)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行溝通具有快捷、即時(shí)、突破時(shí)空限制的優(yōu)點(diǎn)，但其溝通的虛擬性、脆弱性、不確定性又會(huì)降低其信任性和真實(shí)性， 網(wǎng)絡(luò)人際信任感低會(huì)降低個(gè)體的在線社交態(tài)度 （金鑫， 李巖梅，2017）。 在線心理咨詢需要通過(guò)郵件、語(yǔ)音或視頻網(wǎng)絡(luò)等社交工具實(shí)現(xiàn)，既是心理咨詢活動(dòng)，也是在線社交活動(dòng)。 需要求助的大學(xué)生，由于個(gè)性、網(wǎng)絡(luò)使用環(huán)境等因素的不同，網(wǎng)絡(luò)人際信任的程度也存在差異，因此， 推論網(wǎng)絡(luò)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?yè)?dān)憂體現(xiàn)于對(duì)網(wǎng)絡(luò)技術(shù)、社交環(huán)境的擔(dān)憂，因此，還可推論網(wǎng)絡(luò)人際信任在在線咨詢倫理?yè)?dān)憂與在線咨詢態(tài)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(yè)、不同年級(jí)中抽取在校大學(xué)生作為調(diào)查對(duì)象，采用紙質(zhì)調(diào)查方式。 調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷600 份，問(wèn)卷回收后剔除填答題項(xiàng)缺失較多，勾選答案有明顯規(guī)律的問(wèn)卷44 份，最終保留有效問(wèn)卷556 份，有效率為 92.7%。有效問(wèn)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(jí) （一、 二年級(jí)）371 人，占66.7%，高年級(jí)（三、四年級(jí)）185 人，占 33.3%；來(lái)自城市的 163 人，占 29.3%，來(lái)自鄉(xiāng)村的 393 人，占 70.7%；接受過(guò)心理咨詢的52 人，占比9.4%。

2.2 工具

2.2.1 在線咨詢態(tài)度量表

在線咨詢態(tài)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(gè)項(xiàng)目， 包括在線心理咨詢?cè)u(píng)價(jià)和在線心理咨詢的不適感兩個(gè)維度。 每個(gè)維度包含5 個(gè)題項(xiàng)， 項(xiàng)目采用1～6 點(diǎn)計(jì)分， 得分越高說(shuō)明大學(xué)生對(duì)在線心理咨詢的評(píng)價(jià)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(xiàng)全部反向計(jì)分后與評(píng)價(jià)維度相加合成總分， 總分越高代表在線咨詢的態(tài)度越積極。 本研究中量表兩個(gè)維度的克隆巴赫系數(shù)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(gè)項(xiàng)目構(gòu)成，采用1（非常不同意）～5（非常同意）級(jí)評(píng)分。反向計(jì)分題正向化后， 分?jǐn)?shù)越高說(shuō)明尋求專業(yè)心理幫助的自我污名化程度越嚴(yán)重。 本研究中該量表的科隆巴赫系數(shù)為 0.701。

2.2.3 在線咨詢倫理?yè)?dān)憂問(wèn)卷

在線咨詢倫理?yè)?dān)憂問(wèn)卷（ethical concern questionnaire of online counseling）由本文作者依據(jù)中國(guó)心理學(xué)會(huì)臨床與咨詢心理學(xué)工作倫理守則（第二版）第八款的有關(guān)內(nèi)容編制。 問(wèn)卷共包括知情與保密擔(dān)憂、咨詢關(guān)系擔(dān)憂、危機(jī)幫助擔(dān)憂3 個(gè)維度，共14 道題。 每個(gè)題項(xiàng)采用1～6 級(jí)評(píng)分制，分?jǐn)?shù)越高代表對(duì)該項(xiàng)所敘述情況的擔(dān)憂程度越高。由項(xiàng)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?yè)?dān)憂程度越高。 本研究中，問(wèn)卷的科隆巴赫 α 系 數(shù) 為 0.859， 三 個(gè) 維 度 的 系 數(shù) 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(yàn)證性因素分析結(jié)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(yàn)證性因素分析結(jié)果顯示問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)效度合理。

2.2.4 網(wǎng)絡(luò)人際信任問(wèn)卷

網(wǎng)絡(luò)人際信任問(wèn)卷 （online interpersonal trust questionnaire）由丁道群、沈模衛(wèi)等人于2005 年編制（丁道群， 沈模衛(wèi)， 2005； 匡乃濤， 2018）。 問(wèn)卷共9 個(gè)題項(xiàng)，每個(gè)題項(xiàng)采用1（完全不同意）～5（完全同意）五級(jí)計(jì)分，題項(xiàng)、維度及總得分越高，代表網(wǎng)絡(luò)人際信任水平越高。 本研究中問(wèn)卷的科隆巴赫α 系數(shù)為 0.755。

2.3 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS21.0 計(jì)算變量的平均分、 標(biāo)準(zhǔn)差、人口學(xué)變量上差異性檢驗(yàn)、 各變量間的相關(guān)系數(shù)及共同方法偏差中的探索性因素分析， 運(yùn)用AMOS24.0單因素驗(yàn)證性因素分析共同方法偏差。 采用SPSS21.0 軟件執(zhí)行 Hayes ＆ Preacher 編寫(xiě)的 PROCESS 程序 （Hayes and Preacher mediation procedure）進(jìn)行顯變量中介效應(yīng)分析，提供偏差矯正的非參數(shù)百分位bootstrap 區(qū)間 （bootstrap samples 樣本數(shù)5000）， 以回歸或路徑系數(shù)是否顯著及95%置信區(qū)間不包含0 為判斷中介效應(yīng)是否存在的依據(jù)。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用問(wèn)卷法一次性收集數(shù)據(jù)， 可能會(huì)存在共同方法偏差， 共同方法偏差的存在對(duì)數(shù)據(jù)結(jié)果會(huì)產(chǎn)生不利影響，因此，有必要檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否存在共同方法偏差。 本研究首先采用Harman 單因素檢驗(yàn)法檢驗(yàn)共同方法偏差（周浩， 龍立榮， 2004），結(jié)果顯示，特征值大于1 的因子共12 個(gè)，第一因子方差貢獻(xiàn)率為15.322%，小于 40%的標(biāo)準(zhǔn)。 其次，采用 AMOS24.0軟件建立單因素驗(yàn)證性因素分析模型，結(jié)果表明，模型擬合較差， 模型的擬合指數(shù)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(yàn)證性因素分析結(jié)果均表明共同方法偏差問(wèn)題不嚴(yán)重。

3.2 求助污名化、在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)人際信任及在線咨詢態(tài)度的人口學(xué)特征

由表1 可知，在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)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?yè)?dān)憂、在線咨詢態(tài)度在專業(yè)上存在差異， 理工類大學(xué)生的求助污名化和在線咨詢倫理?yè)?dān)憂水平高，在線咨詢態(tài)度更消極。 求助污名化、在線咨詢態(tài)度在年級(jí)上存在顯著差異， 高年級(jí)求助污名化程度高，在線咨詢態(tài)度更趨消極；在線咨詢倫理?yè)?dān)憂上，鄉(xiāng)村學(xué)生得分顯著高于城市學(xué)生，鄉(xiāng)村學(xué)生有更多擔(dān)心； 無(wú)咨詢經(jīng)歷的大學(xué)生求助污名化程度更高，且在線咨詢態(tài)度更消極。

表1 求助污名化、在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)人際信任及在線咨詢態(tài)度的人口學(xué)差異檢驗(yàn)

3.3 求助污名化、在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)人際信任與在線咨詢態(tài)度的相關(guān)性

求助污名化、在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)人際信任及在線咨詢態(tài)度的平均數(shù)、 標(biāo)準(zhǔn)差及兩兩間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)見(jiàn)表2。 由表2 可知，網(wǎng)絡(luò)人際信任與在線咨詢態(tài)度呈顯著正相關(guān)（p＜0.01），求助污名化、在線咨詢倫理?yè)?dān)憂與在線咨詢態(tài)度呈顯著負(fù)相關(guān)（p＜0.01）。

表2 求助污名化、在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)人際信任及在線咨詢態(tài)度的均值標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)性

3.4 在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)人際信任在求助污名化與在線咨詢態(tài)度間的中介效應(yīng)分析

以在線咨詢態(tài)度為因變量， 以求助污名化為自變量， 一元線性回歸分析結(jié)果顯示求助污名化能負(fù)向預(yù)測(cè)在線咨詢態(tài)度，即求助污名化水平越高，大學(xué)生的在線咨詢態(tài)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(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，以在線咨詢態(tài)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?yè)?dān)憂總分及網(wǎng)絡(luò)人際信任總分為中介變量， 利用SPSS21.0 軟件執(zhí)行 Hayes ＆ Preacher 編寫(xiě)的 PROCESS 程序進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析。 分析后，具體系數(shù)、檢驗(yàn)及置信區(qū)間見(jiàn)表3。 表3 顯示求助污名化對(duì)網(wǎng)絡(luò)人際信任的預(yù)測(cè)作用不顯著，Bootstrap 區(qū)間包含0；其余回歸系數(shù)均顯著，Bootstrap 區(qū)間均不包含0。 求助污名化、在線咨詢倫理?yè)?dān)憂對(duì)在線咨詢態(tài)度具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用， 網(wǎng)絡(luò)人際信任對(duì)在線咨詢態(tài)度具有正向預(yù)測(cè)作用。 直接效應(yīng)及間接效應(yīng)量見(jiàn)表4。由表4 可知， 直接效應(yīng)的偏差矯正的Bootstrap95%置信區(qū)間［-0.603 -0.412］不包含 0，說(shuō)明求助污名化對(duì)在線咨詢態(tài)度的預(yù)測(cè)作用沒(méi)有完全被在線咨詢倫理?yè)?dān)憂和網(wǎng)絡(luò)人際信任的中介效應(yīng)所解釋， 在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、 網(wǎng)絡(luò)人際信任在求助污名化與在線咨詢態(tài)度間具有部分中介效應(yīng)。具體看，求助污名化通過(guò)在線咨詢倫理?yè)?dān)憂間接預(yù)測(cè)在線咨詢態(tài)度的效應(yīng)顯著，Bootstrap 區(qū)間不包含0，求助污名化先通過(guò)在線咨詢倫理?yè)?dān)憂， 再通過(guò)網(wǎng)絡(luò)人際信任間接預(yù)測(cè)在線咨詢態(tài)度的間接效應(yīng)顯著，Bootstrap 區(qū)間不包含0，存在鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。

表3 在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)人際信任在求助污名化與線咨詢態(tài)度間的中介模型各路徑系數(shù)

表4 在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)人際信任在求助污名化與線咨詢態(tài)度間的直接與間接效應(yīng)分析

4 討論

4.1 在線咨詢態(tài)度與求助污名化、在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)人際信任間的人口學(xué)特征

研究結(jié)果表明， 男女生以及來(lái)自城市或鄉(xiāng)村的學(xué)生對(duì)在線咨詢的態(tài)度并沒(méi)有顯著差異。 這一結(jié)果與已有研究中的部分結(jié)果是一致的 （黃海， 顏小勇等， 2013）。這可能是因?yàn)樵诰€心理咨詢自身的特點(diǎn)避免了面對(duì)面咨詢的尷尬， 在去除來(lái)訪者心理防御方面，無(wú)論對(duì)男女生，還是城鄉(xiāng)的學(xué)生都是同等存在的。 研究還表明有咨詢經(jīng)歷的大學(xué)生求助污名化水平低，且對(duì)在線咨詢的態(tài)度更積極，更愿意接受在線心理咨詢。這一結(jié)果并不難理解，劉磊認(rèn)為有過(guò)咨詢經(jīng)歷的大學(xué)生對(duì)心理咨詢有更客觀的認(rèn)識(shí)， 能夠感覺(jué)咨詢師的共情與包容（劉磊， 2011）。另外，理工類專業(yè)及高年級(jí)的大學(xué)生求助污名化、 在線咨詢倫理?yè)?dān)憂程度相對(duì)較高， 對(duì)在線心理咨詢的評(píng)價(jià)也更消極。 這可能是因?yàn)槔砉ゎ悓W(xué)生了解網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的保密性是相對(duì)的，更擔(dān)憂信息泄露，理工類大學(xué)生有著更多的防御心態(tài)，當(dāng)遇到問(wèn)題時(shí)更不愿意與人傾訴。

4.2 在線咨詢態(tài)度與求助污名化、在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)人際信任間的相關(guān)性討論

研究結(jié)果表明在線咨詢態(tài)度與求助污名化呈顯著負(fù)相關(guān)， 即覺(jué)知的求助污名化程度越高則尋求在線心理咨詢的態(tài)度也就越弱。 這一研究結(jié)果與求助污名化會(huì)降低面對(duì)面心理咨詢態(tài)度的研究結(jié)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(yè)心理咨詢服務(wù)會(huì)降低自我評(píng)價(jià)而回避或羞于尋找?guī)椭◤埥?jīng)緯，郝志紅， 2019； Patrick， et al，2018； Cynthia， 2016）。 這說(shuō)明，不管是線上心理咨詢還是面對(duì)面線下心理咨詢， 求助者的求助污名化都會(huì)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(huì)對(duì)心理問(wèn)題求助者持有根深蒂固的偏見(jiàn)， 社會(huì)大眾把心理問(wèn)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?dòng)溃?2015）。 受這種偏見(jiàn)與消極表征的影響，求助者為保全面子，避免自己的社會(huì)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(dòng)機(jī)降低， 回避心理求助，與心理咨詢方式是線上還是線下沒(méi)有太大關(guān)系。另外， 心理求助者內(nèi)化了公眾對(duì)心理疾病患者的社會(huì)化表征后，其本身對(duì)自我的評(píng)價(jià)很低，為保護(hù)自己相對(duì)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(gè)人際溝通的過(guò)程，求助者需要把自己的信息、內(nèi)心想法或潛意識(shí)中的深層原因告知咨詢師， 因此擔(dān)心咨詢師會(huì)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(wú)關(guān)。 總之，求助者受求助污名化的影響，并不會(huì)因?yàn)樾睦碜稍冃问接删€下改為線上而發(fā)生根本性改變， 通過(guò)心理教育或引導(dǎo)降低心理問(wèn)題求助者的求助污名化不僅有助于面對(duì)面咨詢態(tài)度提升，也同樣會(huì)提升在線心理咨詢態(tài)度。

咨詢倫理是尋求幫助者和咨詢師在咨詢存續(xù)期間或之后應(yīng)該遵循的道德規(guī)范或行為準(zhǔn)則， 是保護(hù)咨訪雙方各自權(quán)益的規(guī)定性條款， 已有研究表明咨詢倫理的遵守有利于達(dá)成咨詢效果， 也有助于求助者積極尋求心理咨詢專業(yè)服務(wù)（Johnson， 2014）。 與面對(duì)面咨詢一樣，本研究結(jié)果顯示，在線咨詢態(tài)度與在線咨詢倫理?yè)?dān)憂之間也呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)， 即在線咨詢倫理?yè)?dān)憂程度越高， 則在線咨詢態(tài)度也就越弱。 分析原因，不難發(fā)現(xiàn)，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(duì)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(duì)面咨詢少。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，尋求幫助者對(duì)在線咨詢師的能力和身份確認(rèn)的擔(dān)憂、 對(duì)咨詢過(guò)程被錄音錄像的擔(dān)憂、對(duì)咨詢記錄能否有效保密的擔(dān)憂、對(duì)知情同意的擔(dān)憂， 以及對(duì)危機(jī)發(fā)生時(shí)獲得及時(shí)幫助的擔(dān)憂比面對(duì)面咨詢還要嚴(yán)重。另一方面，求助者認(rèn)為在線心理咨詢處在虛擬空間中， 沒(méi)有面對(duì)面咨詢來(lái)得真實(shí)。面對(duì)面咨詢時(shí)求助者可以對(duì)咨詢師進(jìn)行評(píng)估，在判斷咨詢師能力的同時(shí)， 能夠判斷咨詢師能否給自己帶來(lái)安全感。在線咨詢無(wú)法對(duì)此進(jìn)行良好評(píng)價(jià)，進(jìn)而對(duì)在線咨詢產(chǎn)生不信任感， 也導(dǎo)致在線咨詢態(tài)度不高。 由此可得出結(jié)論，完善在線咨詢倫理，并把在線咨詢師納入行業(yè)或有關(guān)部門(mén)的監(jiān)管， 確保在線咨詢倫理得以遵守是提高求助者在線咨詢態(tài)度的必要條件。

在線咨詢態(tài)度與網(wǎng)絡(luò)人際信任呈顯著正相關(guān)，網(wǎng)絡(luò)人際信任度越高， 則求助者需求在線咨詢的態(tài)度也越高。在線心理咨詢與面對(duì)面咨詢一樣，需要求助者感受到對(duì)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(nèi)心感受、想法等信息。有研究表明網(wǎng)絡(luò)人際信任與網(wǎng)絡(luò)自我表露之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)， 網(wǎng)絡(luò)人際信任度高者更容易在線表達(dá)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(dǎo)的過(guò)程， 因此可以理解高網(wǎng)絡(luò)人際信任者當(dāng)需要求助時(shí)更愿意接受在線心理咨詢， 在線咨詢態(tài)度也就會(huì)越高。另外，在線咨詢過(guò)程也是通過(guò)社交媒體、社交軟件來(lái)完成的，求助者對(duì)社交媒體使用的態(tài)度也間影響其在線咨詢態(tài)度。有研究結(jié)果表明，網(wǎng)絡(luò)人際信任對(duì)社交媒體或社交軟件的接納度和使用度具有正向預(yù)測(cè)作用， 網(wǎng)絡(luò)人際信任程度越高越愿意使用社交媒體或軟件開(kāi)展人際交往活動(dòng) （劉麗，劉夢(mèng)虹， 2020）。既然在線咨詢需要通過(guò)社交媒體或軟件實(shí)現(xiàn)， 那么網(wǎng)絡(luò)人際信任與在線心理咨詢呈正相關(guān)，從這一視角也可以得到理解。

4.3 在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、網(wǎng)絡(luò)人際信任在求助污名化與在線咨詢態(tài)度間的多重中介效應(yīng)

分析結(jié)果表明在線咨詢倫理?yè)?dān)憂、 網(wǎng)絡(luò)人際信任在求助污名化與在線咨詢態(tài)度間具有多重中介效應(yīng)。 以路徑系數(shù)的顯著性和Bootstrap 區(qū)間不包含零為判別依據(jù)，一條簡(jiǎn)單中介（求助污名化-在線咨詢倫理?yè)?dān)憂-在線咨詢態(tài)度）和一條鏈?zhǔn)街薪椋ㄇ笾勖?在線咨詢倫理?yè)?dān)憂-網(wǎng)絡(luò)人際信任-在線咨詢態(tài)度）效應(yīng)存在，即求助污名化可以單獨(dú)通過(guò)在線咨詢倫理?yè)?dān)憂，或者先通過(guò)在線咨詢倫理?yè)?dān)憂，再通過(guò)網(wǎng)絡(luò)人際信任影響在線咨詢態(tài)度。 簡(jiǎn)單效應(yīng)之所以存在， 可能是因?yàn)樾睦砬笾呤苌鐣?huì)對(duì)心理疾病患者消極表征的影響，若形成較強(qiáng)的求助污名化，為保護(hù)自尊和自信心的安全， 原本就對(duì)心理咨詢中個(gè)體隱私保護(hù)充滿擔(dān)憂， 再加之在線咨詢對(duì)咨詢師及咨詢過(guò)程的監(jiān)督不力， 求助者對(duì)在線咨詢倫理的擔(dān)憂比面對(duì)面咨詢尤甚，因此求助在線咨詢時(shí)動(dòng)機(jī)不強(qiáng)，咨詢態(tài)度自然也比較低。 也就是較強(qiáng)的求助污名化誘發(fā)了較高的在線咨詢倫理?yè)?dān)憂， 進(jìn)一步降低了在線咨詢態(tài)度。 另外，鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)之所以存在，原因可能是較強(qiáng)的求助污名化在誘發(fā)較強(qiáng)在線咨詢倫理?yè)?dān)憂的背景下，對(duì)虛擬社交中的人際信任度、對(duì)在線求助的信任度、對(duì)咨詢師的信任度降低，進(jìn)而降低了在線咨詢態(tài)度（匡乃濤， 2018）。

5 結(jié)論與展望

本研究發(fā)現(xiàn)在線咨詢倫理?yè)?dān)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(jiān)管之下， 不僅能提升大學(xué)生對(duì)在線咨詢師的信任度， 也能夠有效提升大學(xué)生的在線咨詢態(tài)度。另外，通過(guò)引導(dǎo)降低求助污名化不僅能降低在線倫理?yè)?dān)憂， 也能有效提升在線咨詢態(tài)度。因此，互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代，在面對(duì)面咨詢資源不足，無(wú)法滿足大學(xué)生心理求助需求的前提下， 推動(dòng)在線咨詢的規(guī)范化和有效監(jiān)督是完善專業(yè)心理服務(wù)的需要，也是維護(hù)大學(xué)生心理健康的重要途徑。本研究對(duì)象是普通大學(xué)生，采用的方法是調(diào)查研究，方法和對(duì)象有一定局限性， 對(duì)真正的心理疾病患者其在線咨詢態(tài)度如何， 還需要通過(guò)臨床觀察或?qū)嶒?yàn)做進(jìn)一步研究。