孤獨癥兒童父母連帶污名對親子關系的影響:心理彈性的中介作用與家庭嘈雜度的調節作用*

梅 越 高興慧 李 鵬 趙德虎 王琳琳△

①云南師范大學教育學部(昆明) 650500 E-mail:m9760989@163.com ②江蘇省南通市通州區特殊教育學校 △通信作者 E-mail:c3365445@126.com

污名是一種能夠損害某人或某群體聲譽的社會標記,其發生是由刻板印象、偏見及歧視的綜合反映所導致的[1]。污名所導致的被貶抑特征,會讓受污者的虛擬身份與真實社會身份之間存在差異。戈夫曼認為,當受污者的身份被貶低時,這些貶低性、侮辱性的標簽讓個體就有了與社會規范不符、不受歡迎的屬性,大眾對其持消極態度,且受污者得不到社會重視[2]。污名不僅發生在受污者身上,當個體通過社會結構與受污者相關聯時,更廣泛的社會群體可能會在某些方面將兩個個體視為一個整體,與受污者有社會結構關聯的個體同樣會被污名化,從而形成連帶污名[3-4]。

孤獨癥譜系障礙是一組具有神經基礎的廣泛性發展障礙,孤獨癥個體普遍存在社會交往障礙、言語障礙、興趣狹窄和行為刻板等臨床表現。由于公眾對孤獨癥的知識相對匱乏,當孤獨癥個體出現一些“異?！毙袨?如尖叫、不與人對視、踮起腳尖走路、反復轉圈等時,他們極易被打上“怪異、不正?！钡葮撕?并對其表現出歧視態度和疏離行為[5],孤獨癥兒童父母也常因此遭受誤解或批判,從而感到尷尬與羞愧。有關污名的研究發現,對于孤獨癥本人的公眾污名極易引發其家庭成員或主要照料者的連帶污名,尤其是孤獨癥兒童父母的連帶污名現象普遍存在,且連帶污名水平較高[6]。從孤獨癥兒童父母的個體發展來看,連帶污名會成為孤獨癥兒童父母的一種主觀負擔,使其在社會參與中承受比普通兒童父母更大的壓力,他們更易被抑郁、焦慮、內疚及羞恥等負性情緒困擾,變得社交回避和孤立,這極大影響著他們的心理健康、社會地位以及對待孤獨癥兒童的態度和方式[7]。

親子關系是指以血緣和共同生活為基礎,家庭中父母與子女互動所構成的人際關系[8],它往往可以反映一個家庭的整體人際狀況與氛圍。連帶污名是社會大眾因個體殘疾所強行附加給其周圍群體的負向標簽。家庭作為受污名影響的“重災區”,其健康運轉也會受到極大阻礙。謝燕等人指出,連帶污名將對殘疾家庭的社會功能、家庭成員的關系等帶來直接影響,出現如回避社交、拒絕社會支持、減少求助行為、隱藏和否認家庭成員殘疾等現象[9]。Brown等人通過研究發現,連帶污名背景下的親子關系具有消極傾向[10]。Ali等人對37篇實證研究進行綜述后也同樣發現,連帶污名不僅增加殘疾兒童父母的照料負擔,污名經歷對親子關系的健康發展也存在巨大考驗[4]。同時,Van等人對精神疾病患者家庭成員連帶污名經歷的研究還進一步表明,與非直系親屬相比,直系親屬對患者表現出更低的家庭成員親密感[11]?？梢?當前研究均指向了連帶污名對殘疾兒童親子關系的負面影響。同時,也啟示,作為典型的弱勢群體,孤獨癥兒童父母所遭受的連帶污名極有可能導致其與孩子的不良親子關系。因此,本研究提出第一個假設:孤獨癥兒童父母的連帶污名可負向預測其親子關系(H1)。

連帶污名對個體的影響是一個長期且不斷被個體循環建構的過程,即連帶污名并非直接就對個體產生持久性影響[12]。研究顯示,通常受污者本體在覺知到污名后會先經歷一個心理內部處理過程[12]。在這個處理過程中,受污者本體會根據自己的身份特征、群體歸屬以及社會關系狀況明確自我社會身份,并根據他人的評價強化對自身及本群體的認知,把感知到的他人對自己的反應整合到自我概念中,形成一種新的“自我標示”,最終對污名產生消極與“合理化”的自我認同。心理彈性是個體面對外界壓力時,激發的一種調動內外資源、更好適應環境的能力[13]。根據Stewart等的心理彈性過程模型,個體面對壓力時將產生一種心理保護機制,通過重新塑造自身與周圍環境的關系,動態增強適應能力[14]。既往研究證實了心理彈性與親子關系質量之間的密切聯系,心理彈性會激勵父母更好處理與照顧孤獨癥兒童相關的逆境,并由此產生更高的育兒效能與更親密的親子關系[15]。同時,已有針對更廣泛類型特殊兒童父母壓力應對的研究已顯示,心理彈性在父母應對壓力與親子關系間起中介作用[16]。相比其他障礙兒童,孤獨癥在日常生活中表現出的社會溝通障礙、刻板重復行為與狹窄興趣以及時不時出現的挑戰性行為(如自傷、自我刺激、破壞、攻擊等)更顯著,孤獨癥父母與環境的互動更復雜,尤其面臨連帶污名問題時,那么心理彈性是否仍會在困境之時發揮作用?據此,本研究推測,當孤獨癥兒童父母面對連帶污名時,會經過內部心理處理,通過激發心理彈性發生作用,進而影響著親子關系的發展。因此,提出第二個假設:心理彈性在孤獨癥兒童父母連帶污名與親子關系之間起中介作用(H2)。

此外,作為生存在生態系統中的個體,環境對個體的作用不容忽視。家庭嘈雜度是家庭環境的重要物理特性,客觀反映了家庭環境的噪音大小、擁擠程度以及家庭環境的組織條理水平[17]。研究表明,低凝聚力和無秩序的家庭環境會阻礙兒童自我調節能力的發展,干擾兒童對情緒和行為的抑制,增加其問題行為出現的可能[18]。而兒童問題行為與親子關系質量密切相關,兒童內隱和外顯的行為問題均能顯著預測親子關系質量[19]。由此可見,家庭嘈雜極易誘發兒童問題行為,挑戰著親子關系的正常運轉。高噪音和擁擠度下的父母將更難維持正常的親子關系,會減少對兒童的注意性和反應性[20],喪失育兒動力,育兒效能感逐漸下降[21]。此外,在前述研究中顯示,孤獨癥兒童父母的連帶污名現象普遍存在。已有研究證實,父母連帶污名與其心理健康狀態存在負向關聯,承受的連帶污名程度越高,心理健康水平就會越差,出現焦慮、抑郁等不良心理現象[22],這也在一定程度上將負向預測親子關系質量[23]。那么家庭嘈雜度、連帶污名與親子關系之間會存在怎樣的關系特征呢?依據生態系統理論,家庭環境是個體發展的微系統,是人類發展生態學模型中最基本的分析單元,是影響家庭親子關系、父母養育行為不可替代的重要因素。據此,本研究將家庭環境作為個體發展的宏觀影響源或背景因素進行考慮,當孤獨癥兒童父母遭受連帶污名的作消極作用時,家庭嘈雜度作為家庭環境系統中的重要組成部分,它是否會調節連帶污名對親子關系的影響?因此,提出第三個假設,家庭嘈雜度調節連帶污名對親子關系的直接效應(H3)。

基于上述3個假設,本研究擬探討孤獨癥兒童父母連帶污名對親子關系的影響,并在連帶污名與親子關系之間構建一個理論模型(見圖1),考察心理彈性的中介作用,揭示家庭嘈雜度的調節機制。

圖1 連帶污名影響親子關系的假設模型

1 對象與方法

1.1 對象

本研究采用線上的方式進行數據采集。以方便抽樣法,抽取云南、新疆、河北、福建、廣東、四川、山東、江蘇等地區的6～12歲孤獨癥兒童父母為研究對象。研究團隊聯系了各地特殊教育學校負責人,闡述了研究目的、研究的保密性以及研究結果的預期用途,在獲得特殊教育學校行政部門的支持后,團隊向學校教師、管理者等發送了調查鏈接。本研究中所有兒童均符合孤獨癥的診斷標準,均是經過醫院專業的評估并依據《中國精神障礙分類與診斷標準(第三版)》診斷為孤獨癥的兒童,所有家長均是兒童的主要養育者。1036名家長參與了調查,經篩選,剔除無效問卷后,共獲得890份有效問卷(85.91%)。其中,孤獨癥兒童父親252人,母親638人;家庭月收入為2000元以下535人,2000～5000元224人,5000～10000元95人,10000元以上36人;孤獨癥兒童障礙程度為輕度193人,中度352人,重度345人。

1.2 方法

1.2.1 連帶污名量表 采用香港中文大學Mak等人編制的連帶污名量表[24],共22個條目。該量表曾被施測于中國孤獨癥兒童家長,具有良好文化適切性[25],包含情感、認知和行為3個維度。采用4點計分,從1=“非常不同意”到4=“非常同意”,量表總分越高表明連帶污名水平越高。在本研究中,該量表經過專業人員翻譯、初步試測與專家評定,確定了最終的中文版量表,驗證性因素分析表明該問卷結構效度良好(χ2/df=4.88,GFI=0.887,CFI=0.915,RMSEA=0.071),Cronbach's α系數為0.95。

1.2.2 親子關系量表 采用張曉等人修訂的親子關系中文版量表[26],共26個條目,包含親密、沖突、依賴3個維度。采用5點計分,從1=“完全不符合”到5=“完全符合”,沖突維度反向計分,總分越高則表明親子關系越好。驗證性因素分析表明該問卷結構效度良好(χ2/df=4.28,GFI=0.905,CFI=0.847,RMSEA=0.061)。在本研究中,該量表的Cronbach's α系數分為0.71。

1.2.3 心理彈性量表 采用Yu等人修訂的心理彈性中文版量表[27],用于測量過去1個月的心理感受。該量表共25個條目,包含堅韌、力量、樂觀3個因子。采用5點計分,從1=“從來不”到5=“一直如此”,得分越高表示心理彈性越高。驗證性因素分析表明該問卷結構效度良好(χ2/df=4.55,GFI=0.902,CFI=0.902,RMSEA=0.063)。在本研究中,該量表的Cronbach's α系數分為0.93。

1.2.4 家庭嘈雜度量表 采用Matheny等編制,劉文博等翻譯的混亂-嘈雜-秩序中文版量表(Confusion,Hubbub and Order Scale,CHAOS)[28],用于測定家庭環境的嘈雜水平。該量表共15個條目,采用“是”或“否”計分,總分越高表明家庭嘈雜度越高。驗證性因素分析表明該問卷結構效度良好(χ2/df=4.83,GFI=0.951 CFI=0.872,RMSEA=0.066)。在本研究中,該量表的Cronbach's α系數為0.74。

1.3 統計處理

采用SPSS 22.0對收集到的有效數據進行描述性統計與回歸建模,并使用SPSS宏程序PROCESS進行中介效應與調節效應分析。

2 結 果

2.1 共同方法偏差檢驗

由于本研究中多個變量數據均由同一個被試提供,且主要采用問卷調查法,有可能存在共同方法偏差的風險,故在研究設計與數據采集過程中采用了不同問卷分開編排、不記名方法、部分條目反向計分方式等事前程序進行控制。此外,在收集數據之后,采用Harman單因子檢驗法對共同方法偏差進行檢驗。結果顯示,共有19個因子的特征值大于1,并且第一個因子只解釋17.30%(<40%)的變異量,說明共同方法偏差不會對研究結果造成顯著影響。

2.2 連帶污名、家庭嘈雜度、心理彈性和親子關系的相關分析

連帶污名與家庭嘈雜度呈顯著正相關,與心理彈性、親子關系呈顯著負相關;家庭嘈雜度與心理彈性呈顯著負相關,與親子關系呈顯著負相關;心理彈性與親子關系呈顯著正相關,見表1。

表1 各研究變量的均值、標準差及相關(r)

2.3 心理彈性的中介作用檢驗

本研究首先考察了人口學變量和核心變量之間的相關,結果發現4個核心變量與家庭月收入(r=-0.099,0.218,-0.237,0.088;P<0.01)和兒童障礙程度(r=0.149,-0.170,0.223,-0.137;P<0.001)存在顯著相關。因此,對后續中介作用與調節效應進行檢驗時,將家庭月收入與兒童障礙程度作為控制變量。由于本研究中家庭月收入與兒童障礙程度均屬于順序變量,無法直接納入回歸方程中,故先對其進行虛擬變量處理,后進入回歸方程開展分析。

為探究心理彈性在連帶污名與親子關系之間的中介作用,采用SPSS宏程序PROCESS中的Model 4,將家庭月收入和孩子障礙程度作為控制變量,以連帶污名為自變量,心理彈性為中介變量,親子關系為因變量,進行中介效應分析。結果表明(見表2):連帶污名可以顯著負向預測心理彈性和親子關系;心理彈性可以正向顯著預測親子關系。此外,中介效應的顯著性檢驗表明(見表3),Bootstrap 95%置信區間均不包含0,因此心理彈性的中介效應達到了顯著性水平,中介效應占比為24.15%。

表2 心理彈性的中介模型檢驗

表3 總效應、直接效應及中介效應分解表

2.4 家庭嘈雜度的調節作用檢驗

為探究家庭嘈雜度在連帶污名與親子關系之間的調節作用,采用SPSS宏程序PROCESS中的Model 5(假設直接路徑受到調節)進行調節效應分析。以家庭月收入和孩子障礙程度作為控制變量,連帶污名為自變量,心理彈性為中介變量,親子關系為因變量,將家庭嘈雜度放入模型后,結果表明(見表4):連帶污名可以顯著預測心理彈性,心理彈性可以顯著預測親子關系,連帶污名與家庭嘈雜度的乘積項對親子關系的預測作用顯著,表明家庭嘈雜度能夠調節連帶污名與親子關系之間的關系。

表4 家庭嘈雜度的調節效應分析

為了進一步分析家庭嘈雜度的調節機制,將家庭嘈雜度按照正負一個標準差分成高分組(M+1SD)、低分組(M-1SD)進行簡單斜率分析,探討家庭嘈雜度如何調節連帶污名對親子關系間的直接效應(見圖2)。結果發現,當家庭嘈雜度水平較低時,連帶污名對親子關系的負向預測作用顯著(βsimple=-0.21,t=-6.50,P<0.001),且簡單斜率絕對值更大;當家庭嘈雜度水平較高時,連帶污名對親子關系的負向預測作用不顯著(βsimple=-0.05,t=-1.71,P>0.05),且預測作用較小(Simple slope的值由-0.21變化為-0.05)。由此說明,連帶污名和家庭嘈雜度均對親子關系具有顯著負向影響,其中家庭嘈雜度比連帶污名的影響作用更大。同時,家庭嘈雜度也能調節連帶污名對親子關系的影響,表現為:對于高嘈雜度家庭而言,無論連帶污名程度如何,其親子關系水平均較差;對于低嘈雜度家庭而言,隨著連帶污名的增加,親子關系會發生明顯下降,但仍高于高嘈雜度家庭的親子關系。

圖2 家庭嘈雜度在連帶污名與親子關系間的調節作用

3 討 論

3.1 孤獨癥兒童父母連帶污名對親子關系的負向預測作用

本研究顯示,孤獨癥兒童父母的連帶污名可顯著負向預測親子關系,即連帶污名水平越高,親子關系就越差,研究假設H1得到驗證。這一觀點與以往研究相符[11],即研究者普遍認同連帶污名對親子關系的負面影響。

由于孤獨癥兒童身心障礙的存在,部分父母在社會生活中極有可能會遭受顯性(如不友好對待)與隱性(如社會邊緣化)并存的連帶污名沖擊。同時,自我形象、家庭形象和理想生活方式的喪失,也對孤獨癥兒童父母構成了額外的污名威脅[29],除出現焦慮、抑郁等癥狀外,他們對自己和周圍環境表現出持續性的消極和敵視態度[30]。連帶污名加劇著父母的主觀負擔,沉重的養育壓力使其長期處于資源消耗狀態,自身平衡被打破,難以支撐家庭的良性運轉,親子關系受到嚴峻的挑戰。此外,我國傳統的殘疾觀與親子一體觀,進一步擴大著連帶污名對親子關系的影響。在我國,殘疾人常被置于社會金字塔的底部,社會大眾常對其表現出排斥、回避的行為表現[31]。在傳統文化中,外界常將父母與孩子進行“捆綁”評價,表現出濃厚的親子一體觀。同時,父母也常把孩子視為自身價值的延續,具有和孩子不可分割的一體化思想[32]。當傳統殘疾觀與親子觀“碰撞”時,來自社會的歧視正逐漸激化并不斷加深孤獨癥兒童父母的內心痛苦,他們內心信念“破滅”,許多父母甚至對未來感到不安。因此,面對家庭中的孤獨癥兒童,部分父母選擇消極教養,或在社會參與過程中不與孤獨癥兒童同時出現,以避免因連帶污名所帶來的風險與傷害[24],甚至部分家庭會將養育重點轉移至家庭中的普通兒童,“重燃”他們所認為的“希望”,這極大威脅了父母與孤獨癥兒童之間親子關系的健康發展。

3.2 心理彈性的中介作用

前述研究表明,連帶污名對個體的消極影響并非直接發生,會經歷心理建構過程。本研究結果顯示,心理彈性在孤獨癥兒童父母的連帶污名與親子關系之間起部分中介作用,研究假設H2得到驗證。

一方面,連帶污名負向預測心理彈性,這與已有研究結果一致[33-34]。連帶污名作為一種風險因素,影響著個體心理健康的發展。已有研究報告,連帶污名極易成為孤獨癥兒童父母的主觀負擔,帶來極大的心理壓力[7]。當心理壓力過大時,將對父母的心理彈性產生消極影響[35]。Crowe通過訪談研究也證實,如果外界存在的污名是壓倒性的,那么它將限制個體的心理彈性的正常作用[34]。另一方面,心理彈性正向預測親子關系,也回應了相關研究論證[16]。依據污名應對理論,部分個體在應對污名時,會激發對抗偏見和歧視的動力,表現出對抗污名的義憤并通過多種方式積極爭取自己的權利[36]。孤獨癥兒童父母正經歷外界污名的嚴峻挑戰。心理彈性水平高的家長更容易面對養育特殊兒童過程中所面臨的種種壓力,激勵父母更好處理與照顧孤獨癥兒童相關的逆境,產生更高水平的育兒效能和更親密的親子關系[15]。因此,在連帶污名的催化下,心理彈性作為“保護因素”出現,保障孤獨癥兒童父母對逆境的有效應對,起到中介作用,優先處理連帶污名對其生活所帶來的困擾與不良后果,并會在該“處理結果”之上,產生應對行為,表現出較高的親子關系質量。這也提示增強孤獨癥兒童父母心理彈性的重要意義。

3.3 家庭嘈雜度的調節作用

本研究結果顯示,家庭嘈雜度調節了孤獨癥兒童父母連帶污名對親子關系的直接效應,研究假設H3得到驗證。具體而言,在低水平的家庭嘈雜度下,連帶污名對親子關系的影響作用更為明顯。結合圖2可知,當家庭嘈雜度水平較高時,孤獨癥兒童親子關系就已達底線。這說明高嘈雜度的家庭,無論連帶污名的水平如何,親子關系的質量均較差,連帶污名對親子關系的影響意義較小,反映出高水平的家庭嘈雜度將對孤獨癥家庭親子關系產生極大的消極影響。這與以往研究結果相符,即嘈雜度高的家庭,父母對孩子的反應性降低,親子之間的沖突和敵意加劇[37]。

生態系統理論指出,在家庭微系統中,個體發展與其在獨特物質性環境中所經歷的活動、角色和人際關系模式密切相關。已有研究進一步揭示,人類處理外界刺激的能力是有限的,擁擠、嘈雜、缺乏常規的家庭環境可能會降低父母有效處理問題的能力[21],更傾向于獲取消極的事件信息并以消極的方式處理和加工,更易增加養育者的負性情緒,產生疲勞、緊張感以及對其他家庭成員的消極傾向[38]?？梢?高嘈雜因素擾亂了家庭的正常運作以及父母的心理健康水平,使得育兒效能感降低,親子關系受到來自外部環境的嚴峻挑戰。正是由于較高的家庭嘈雜度的存在,孤獨癥兒童家庭已呈現出較差的親子關系,此時無論如何降低連帶污名的負面作用,對于親子關系的提升均失去了意義。這為相關干預提供了啟示,如若想降低連帶污名對親子關系的影響,應當首先解決家庭嘈雜度的問題,在保證低水平家庭嘈雜度的情況下,再對連帶污名進行干預。

本研究選取孤獨癥兒童父母為研究對象,通過構建模型,考察了連帶污名對親子關系的影響,揭示了心理彈性的中介作用以及家庭嘈雜度的調節機制。但本研究仍存在部分問題有待完善:第一,連帶污名存在一定的內隱性,未來研究可增添質性研究方法,通過對個案的觀察、訪談、問卷等,全方位進行研究。第二,本研究對象為中國孤獨癥兒童父母,研究結果可能與中國文化背景有關,未來研究可將多個國家或地區的孤獨癥兒童家長進行跨文化比較。