孤独症儿童父母连带污名对亲子关系的影响:心理弹性的中介作用与家庭嘈杂度的调节作用*

梅 越 高兴慧 李 鹏 赵德虎 王琳琳△

①云南师范大学教育学部(昆明) 650500 E-mail:m9760989@163.com ②江苏省南通市通州区特殊教育学校 △通信作者 E-mail:c3365445@126.com

污名是一种能够损害某人或某群体声誉的社会标记,其发生是由刻板印象、偏见及歧视的综合反映所导致的[1]。污名所导致的被贬抑特征,会让受污者的虚拟身份与真实社会身份之间存在差异。戈夫曼认为,当受污者的身份被贬低时,这些贬低性、侮辱性的标签让个体就有了与社会规范不符、不受欢迎的属性,大众对其持消极态度,且受污者得不到社会重视[2]。污名不仅发生在受污者身上,当个体通过社会结构与受污者相关联时,更广泛的社会群体可能会在某些方面将两个个体视为一个整体,与受污者有社会结构关联的个体同样会被污名化,从而形成连带污名[3-4]。

孤独症谱系障碍是一组具有神经基础的广泛性发展障碍,孤独症个体普遍存在社会交往障碍、言语障碍、兴趣狭窄和行为刻板等临床表现。由于公众对孤独症的知识相对匮乏,当孤独症个体出现一些“异常”行为,如尖叫、不与人对视、踮起脚尖走路、反复转圈等时,他们极易被打上“怪异、不正常”等标签,并对其表现出歧视态度和疏离行为[5],孤独症儿童父母也常因此遭受误解或批判,从而感到尴尬与羞愧。有关污名的研究发现,对于孤独症本人的公众污名极易引发其家庭成员或主要照料者的连带污名,尤其是孤独症儿童父母的连带污名现象普遍存在,且连带污名水平较高[6]。从孤独症儿童父母的个体发展来看,连带污名会成为孤独症儿童父母的一种主观负担,使其在社会参与中承受比普通儿童父母更大的压力,他们更易被抑郁、焦虑、内疚及羞耻等负性情绪困扰,变得社交回避和孤立,这极大影响着他们的心理健康、社会地位以及对待孤独症儿童的态度和方式[7]。

亲子关系是指以血缘和共同生活为基础,家庭中父母与子女互动所构成的人际关系[8],它往往可以反映一个家庭的整体人际状况与氛围。连带污名是社会大众因个体残疾所强行附加给其周围群体的负向标签。家庭作为受污名影响的“重灾区”,其健康运转也会受到极大阻碍。谢燕等人指出,连带污名将对残疾家庭的社会功能、家庭成员的关系等带来直接影响,出现如回避社交、拒绝社会支持、减少求助行为、隐藏和否认家庭成员残疾等现象[9]。Brown等人通过研究发现,连带污名背景下的亲子关系具有消极倾向[10]。Ali等人对37篇实证研究进行综述后也同样发现,连带污名不仅增加残疾儿童父母的照料负担,污名经历对亲子关系的健康发展也存在巨大考验[4]。同时,Van等人对精神疾病患者家庭成员连带污名经历的研究还进一步表明,与非直系亲属相比,直系亲属对患者表现出更低的家庭成员亲密感[11]。可见,当前研究均指向了连带污名对残疾儿童亲子关系的负面影响。同时,也启示,作为典型的弱势群体,孤独症儿童父母所遭受的连带污名极有可能导致其与孩子的不良亲子关系。因此,本研究提出第一个假设:孤独症儿童父母的连带污名可负向预测其亲子关系(H1)。

连带污名对个体的影响是一个长期且不断被个体循环建构的过程,即连带污名并非直接就对个体产生持久性影响[12]。研究显示,通常受污者本体在觉知到污名后会先经历一个心理内部处理过程[12]。在这个处理过程中,受污者本体会根据自己的身份特征、群体归属以及社会关系状况明确自我社会身份,并根据他人的评价强化对自身及本群体的认知,把感知到的他人对自己的反应整合到自我概念中,形成一种新的“自我标示”,最终对污名产生消极与“合理化”的自我认同。心理弹性是个体面对外界压力时,激发的一种调动内外资源、更好适应环境的能力[13]。根据Stewart等的心理弹性过程模型,个体面对压力时将产生一种心理保护机制,通过重新塑造自身与周围环境的关系,动态增强适应能力[14]。既往研究证实了心理弹性与亲子关系质量之间的密切联系,心理弹性会激励父母更好处理与照顾孤独症儿童相关的逆境,并由此产生更高的育儿效能与更亲密的亲子关系[15]。同时,已有针对更广泛类型特殊儿童父母压力应对的研究已显示,心理弹性在父母应对压力与亲子关系间起中介作用[16]。相比其他障碍儿童,孤独症在日常生活中表现出的社会沟通障碍、刻板重复行为与狭窄兴趣以及时不时出现的挑战性行为(如自伤、自我刺激、破坏、攻击等)更显著,孤独症父母与环境的互动更复杂,尤其面临连带污名问题时,那么心理弹性是否仍会在困境之时发挥作用?据此,本研究推测,当孤独症儿童父母面对连带污名时,会经过内部心理处理,通过激发心理弹性发生作用,进而影响着亲子关系的发展。因此,提出第二个假设:心理弹性在孤独症儿童父母连带污名与亲子关系之间起中介作用(H2)。

此外,作为生存在生态系统中的个体,环境对个体的作用不容忽视。家庭嘈杂度是家庭环境的重要物理特性,客观反映了家庭环境的噪音大小、拥挤程度以及家庭环境的组织条理水平[17]。研究表明,低凝聚力和无秩序的家庭环境会阻碍儿童自我调节能力的发展,干扰儿童对情绪和行为的抑制,增加其问题行为出现的可能[18]。而儿童问题行为与亲子关系质量密切相关,儿童内隐和外显的行为问题均能显著预测亲子关系质量[19]。由此可见,家庭嘈杂极易诱发儿童问题行为,挑战着亲子关系的正常运转。高噪音和拥挤度下的父母将更难维持正常的亲子关系,会减少对儿童的注意性和反应性[20],丧失育儿动力,育儿效能感逐渐下降[21]。此外,在前述研究中显示,孤独症儿童父母的连带污名现象普遍存在。已有研究证实,父母连带污名与其心理健康状态存在负向关联,承受的连带污名程度越高,心理健康水平就会越差,出现焦虑、抑郁等不良心理现象[22],这也在一定程度上将负向预测亲子关系质量[23]。那么家庭嘈杂度、连带污名与亲子关系之间会存在怎样的关系特征呢?依据生态系统理论,家庭环境是个体发展的微系统,是人类发展生态学模型中最基本的分析单元,是影响家庭亲子关系、父母养育行为不可替代的重要因素。据此,本研究将家庭环境作为个体发展的宏观影响源或背景因素进行考虑,当孤独症儿童父母遭受连带污名的作消极作用时,家庭嘈杂度作为家庭环境系统中的重要组成部分,它是否会调节连带污名对亲子关系的影响?因此,提出第三个假设,家庭嘈杂度调节连带污名对亲子关系的直接效应(H3)。

基于上述3个假设,本研究拟探讨孤独症儿童父母连带污名对亲子关系的影响,并在连带污名与亲子关系之间构建一个理论模型(见图1),考察心理弹性的中介作用,揭示家庭嘈杂度的调节机制。

图1 连带污名影响亲子关系的假设模型

1 对象与方法

1.1 对象

本研究采用线上的方式进行数据采集。以方便抽样法,抽取云南、新疆、河北、福建、广东、四川、山东、江苏等地区的6～12岁孤独症儿童父母为研究对象。研究团队联系了各地特殊教育学校负责人,阐述了研究目的、研究的保密性以及研究结果的预期用途,在获得特殊教育学校行政部门的支持后,团队向学校教师、管理者等发送了调查链接。本研究中所有儿童均符合孤独症的诊断标准,均是经过医院专业的评估并依据《中国精神障碍分类与诊断标准(第三版)》诊断为孤独症的儿童,所有家长均是儿童的主要养育者。1036名家长参与了调查,经筛选,剔除无效问卷后,共获得890份有效问卷(85.91%)。其中,孤独症儿童父亲252人,母亲638人;家庭月收入为2000元以下535人,2000～5000元224人,5000～10000元95人,10000元以上36人;孤独症儿童障碍程度为轻度193人,中度352人,重度345人。

1.2 方法

1.2.1 连带污名量表 采用香港中文大学Mak等人编制的连带污名量表[24],共22个条目。该量表曾被施测于中国孤独症儿童家长,具有良好文化适切性[25],包含情感、认知和行为3个维度。采用4点计分,从1=“非常不同意”到4=“非常同意”,量表总分越高表明连带污名水平越高。在本研究中,该量表经过专业人员翻译、初步试测与专家评定,确定了最终的中文版量表,验证性因素分析表明该问卷结构效度良好(χ2/df=4.88,GFI=0.887,CFI=0.915,RMSEA=0.071),Cronbach's α系数为0.95。

1.2.2 亲子关系量表 采用张晓等人修订的亲子关系中文版量表[26],共26个条目,包含亲密、冲突、依赖3个维度。采用5点计分,从1=“完全不符合”到5=“完全符合”,冲突维度反向计分,总分越高则表明亲子关系越好。验证性因素分析表明该问卷结构效度良好(χ2/df=4.28,GFI=0.905,CFI=0.847,RMSEA=0.061)。在本研究中,该量表的Cronbach's α系数分为0.71。

1.2.3 心理弹性量表 采用Yu等人修订的心理弹性中文版量表[27],用于测量过去1个月的心理感受。该量表共25个条目,包含坚韧、力量、乐观3个因子。采用5点计分,从1=“从来不”到5=“一直如此”,得分越高表示心理弹性越高。验证性因素分析表明该问卷结构效度良好(χ2/df=4.55,GFI=0.902,CFI=0.902,RMSEA=0.063)。在本研究中,该量表的Cronbach's α系数分为0.93。

1.2.4 家庭嘈杂度量表 采用Matheny等编制,刘文博等翻译的混乱-嘈杂-秩序中文版量表(Confusion,Hubbub and Order Scale,CHAOS)[28],用于测定家庭环境的嘈杂水平。该量表共15个条目,采用“是”或“否”计分,总分越高表明家庭嘈杂度越高。验证性因素分析表明该问卷结构效度良好(χ2/df=4.83,GFI=0.951 CFI=0.872,RMSEA=0.066)。在本研究中,该量表的Cronbach's α系数为0.74。

1.3 统计处理

采用SPSS 22.0对收集到的有效数据进行描述性统计与回归建模,并使用SPSS宏程序PROCESS进行中介效应与调节效应分析。

2 结 果

2.1 共同方法偏差检验

由于本研究中多个变量数据均由同一个被试提供,且主要采用问卷调查法,有可能存在共同方法偏差的风险,故在研究设计与数据采集过程中采用了不同问卷分开编排、不记名方法、部分条目反向计分方式等事前程序进行控制。此外,在收集数据之后,采用Harman单因子检验法对共同方法偏差进行检验。结果显示,共有19个因子的特征值大于1,并且第一个因子只解释17.30%(<40%)的变异量,说明共同方法偏差不会对研究结果造成显著影响。

2.2 连带污名、家庭嘈杂度、心理弹性和亲子关系的相关分析

连带污名与家庭嘈杂度呈显著正相关,与心理弹性、亲子关系呈显著负相关;家庭嘈杂度与心理弹性呈显著负相关,与亲子关系呈显著负相关;心理弹性与亲子关系呈显著正相关,见表1。

表1 各研究变量的均值、标准差及相关(r)

2.3 心理弹性的中介作用检验

本研究首先考察了人口学变量和核心变量之间的相关,结果发现4个核心变量与家庭月收入(r=-0.099,0.218,-0.237,0.088;P<0.01)和儿童障碍程度(r=0.149,-0.170,0.223,-0.137;P<0.001)存在显著相关。因此,对后续中介作用与调节效应进行检验时,将家庭月收入与儿童障碍程度作为控制变量。由于本研究中家庭月收入与儿童障碍程度均属于顺序变量,无法直接纳入回归方程中,故先对其进行虚拟变量处理,后进入回归方程开展分析。

为探究心理弹性在连带污名与亲子关系之间的中介作用,采用SPSS宏程序PROCESS中的Model 4,将家庭月收入和孩子障碍程度作为控制变量,以连带污名为自变量,心理弹性为中介变量,亲子关系为因变量,进行中介效应分析。结果表明(见表2):连带污名可以显著负向预测心理弹性和亲子关系;心理弹性可以正向显著预测亲子关系。此外,中介效应的显著性检验表明(见表3),Bootstrap 95%置信区间均不包含0,因此心理弹性的中介效应达到了显著性水平,中介效应占比为24.15%。

表2 心理弹性的中介模型检验

表3 总效应、直接效应及中介效应分解表

2.4 家庭嘈杂度的调节作用检验

为探究家庭嘈杂度在连带污名与亲子关系之间的调节作用,采用SPSS宏程序PROCESS中的Model 5(假设直接路径受到调节)进行调节效应分析。以家庭月收入和孩子障碍程度作为控制变量,连带污名为自变量,心理弹性为中介变量,亲子关系为因变量,将家庭嘈杂度放入模型后,结果表明(见表4):连带污名可以显著预测心理弹性,心理弹性可以显著预测亲子关系,连带污名与家庭嘈杂度的乘积项对亲子关系的预测作用显著,表明家庭嘈杂度能够调节连带污名与亲子关系之间的关系。

表4 家庭嘈杂度的调节效应分析

为了进一步分析家庭嘈杂度的调节机制,将家庭嘈杂度按照正负一个标准差分成高分组(M+1SD)、低分组(M-1SD)进行简单斜率分析,探讨家庭嘈杂度如何调节连带污名对亲子关系间的直接效应(见图2)。结果发现,当家庭嘈杂度水平较低时,连带污名对亲子关系的负向预测作用显著(βsimple=-0.21,t=-6.50,P<0.001),且简单斜率绝对值更大;当家庭嘈杂度水平较高时,连带污名对亲子关系的负向预测作用不显著(βsimple=-0.05,t=-1.71,P>0.05),且预测作用较小(Simple slope的值由-0.21变化为-0.05)。由此说明,连带污名和家庭嘈杂度均对亲子关系具有显著负向影响,其中家庭嘈杂度比连带污名的影响作用更大。同时,家庭嘈杂度也能调节连带污名对亲子关系的影响,表现为:对于高嘈杂度家庭而言,无论连带污名程度如何,其亲子关系水平均较差;对于低嘈杂度家庭而言,随着连带污名的增加,亲子关系会发生明显下降,但仍高于高嘈杂度家庭的亲子关系。

图2 家庭嘈杂度在连带污名与亲子关系间的调节作用

3 讨 论

3.1 孤独症儿童父母连带污名对亲子关系的负向预测作用

本研究显示,孤独症儿童父母的连带污名可显著负向预测亲子关系,即连带污名水平越高,亲子关系就越差,研究假设H1得到验证。这一观点与以往研究相符[11],即研究者普遍认同连带污名对亲子关系的负面影响。

由于孤独症儿童身心障碍的存在,部分父母在社会生活中极有可能会遭受显性(如不友好对待)与隐性(如社会边缘化)并存的连带污名冲击。同时,自我形象、家庭形象和理想生活方式的丧失,也对孤独症儿童父母构成了额外的污名威胁[29],除出现焦虑、抑郁等症状外,他们对自己和周围环境表现出持续性的消极和敌视态度[30]。连带污名加剧着父母的主观负担,沉重的养育压力使其长期处于资源消耗状态,自身平衡被打破,难以支撑家庭的良性运转,亲子关系受到严峻的挑战。此外,我国传统的残疾观与亲子一体观,进一步扩大着连带污名对亲子关系的影响。在我国,残疾人常被置于社会金字塔的底部,社会大众常对其表现出排斥、回避的行为表现[31]。在传统文化中,外界常将父母与孩子进行“捆绑”评价,表现出浓厚的亲子一体观。同时,父母也常把孩子视为自身价值的延续,具有和孩子不可分割的一体化思想[32]。当传统残疾观与亲子观“碰撞”时,来自社会的歧视正逐渐激化并不断加深孤独症儿童父母的内心痛苦,他们内心信念“破灭”,许多父母甚至对未来感到不安。因此,面对家庭中的孤独症儿童,部分父母选择消极教养,或在社会参与过程中不与孤独症儿童同时出现,以避免因连带污名所带来的风险与伤害[24],甚至部分家庭会将养育重点转移至家庭中的普通儿童,“重燃”他们所认为的“希望”,这极大威胁了父母与孤独症儿童之间亲子关系的健康发展。

3.2 心理弹性的中介作用

前述研究表明,连带污名对个体的消极影响并非直接发生,会经历心理建构过程。本研究结果显示,心理弹性在孤独症儿童父母的连带污名与亲子关系之间起部分中介作用,研究假设H2得到验证。

一方面,连带污名负向预测心理弹性,这与已有研究结果一致[33-34]。连带污名作为一种风险因素,影响着个体心理健康的发展。已有研究报告,连带污名极易成为孤独症儿童父母的主观负担,带来极大的心理压力[7]。当心理压力过大时,将对父母的心理弹性产生消极影响[35]。Crowe通过访谈研究也证实,如果外界存在的污名是压倒性的,那么它将限制个体的心理弹性的正常作用[34]。另一方面,心理弹性正向预测亲子关系,也回应了相关研究论证[16]。依据污名应对理论,部分个体在应对污名时,会激发对抗偏见和歧视的动力,表现出对抗污名的义愤并通过多种方式积极争取自己的权利[36]。孤独症儿童父母正经历外界污名的严峻挑战。心理弹性水平高的家长更容易面对养育特殊儿童过程中所面临的种种压力,激励父母更好处理与照顾孤独症儿童相关的逆境,产生更高水平的育儿效能和更亲密的亲子关系[15]。因此,在连带污名的催化下,心理弹性作为“保护因素”出现,保障孤独症儿童父母对逆境的有效应对,起到中介作用,优先处理连带污名对其生活所带来的困扰与不良后果,并会在该“处理结果”之上,产生应对行为,表现出较高的亲子关系质量。这也提示增强孤独症儿童父母心理弹性的重要意义。

3.3 家庭嘈杂度的调节作用

本研究结果显示,家庭嘈杂度调节了孤独症儿童父母连带污名对亲子关系的直接效应,研究假设H3得到验证。具体而言,在低水平的家庭嘈杂度下,连带污名对亲子关系的影响作用更为明显。结合图2可知,当家庭嘈杂度水平较高时,孤独症儿童亲子关系就已达底线。这说明高嘈杂度的家庭,无论连带污名的水平如何,亲子关系的质量均较差,连带污名对亲子关系的影响意义较小,反映出高水平的家庭嘈杂度将对孤独症家庭亲子关系产生极大的消极影响。这与以往研究结果相符,即嘈杂度高的家庭,父母对孩子的反应性降低,亲子之间的冲突和敌意加剧[37]。

生态系统理论指出,在家庭微系统中,个体发展与其在独特物质性环境中所经历的活动、角色和人际关系模式密切相关。已有研究进一步揭示,人类处理外界刺激的能力是有限的,拥挤、嘈杂、缺乏常规的家庭环境可能会降低父母有效处理问题的能力[21],更倾向于获取消极的事件信息并以消极的方式处理和加工,更易增加养育者的负性情绪,产生疲劳、紧张感以及对其他家庭成员的消极倾向[38]。可见,高嘈杂因素扰乱了家庭的正常运作以及父母的心理健康水平,使得育儿效能感降低,亲子关系受到来自外部环境的严峻挑战。正是由于较高的家庭嘈杂度的存在,孤独症儿童家庭已呈现出较差的亲子关系,此时无论如何降低连带污名的负面作用,对于亲子关系的提升均失去了意义。这为相关干预提供了启示,如若想降低连带污名对亲子关系的影响,应当首先解决家庭嘈杂度的问题,在保证低水平家庭嘈杂度的情况下,再对连带污名进行干预。

本研究选取孤独症儿童父母为研究对象,通过构建模型,考察了连带污名对亲子关系的影响,揭示了心理弹性的中介作用以及家庭嘈杂度的调节机制。但本研究仍存在部分问题有待完善:第一,连带污名存在一定的内隐性,未来研究可增添质性研究方法,通过对个案的观察、访谈、问卷等,全方位进行研究。第二,本研究对象为中国孤独症儿童父母,研究结果可能与中国文化背景有关,未来研究可将多个国家或地区的孤独症儿童家长进行跨文化比较。