自我污名与孤儿学生消极情绪的关系：解释风格及领悟社会支持的多重中介作用 *

王江洋 于子洋 聂家昕

(1 沈阳师范大学教育科学学院，沈阳 110034) (2 沈阳师范大学社会学学院，沈阳 110034)

1 问题提出

在我国，一般由民政部门设置公立孤儿学校，对失去单亲或双亲、或父母虽健在但却无法承担正常家庭监护责任的学龄期孤儿进行集中抚养与教育。这些学龄孤儿身份具有特殊性（王江洋, 李昂扬等, 2017），他们长期缺少父母的陪伴与管教，远离主流社会，容易产生一系列心理问题。7 至18 岁学龄孤儿的心理健康水平整体低于普通学生（苏英, 2011），通常具有恐惧、抑郁、焦虑、紧张等消极情绪症状（王江洋, 来媛, 2015;张楚, 王江洋, 高亚华, 温文娟, 王菲, 2016）。严重消极情绪可导致个体出现攻击性或各种问题行为（Loney, Lima, & Butler, 2006），因此有必要深入探究孤儿学生消极情绪产生的相关机制。

一般公众对于身份受损个体产生的刻板印象、偏见和歧视性反应即为公众污名；当身份受污个体内化公众污名，并将偏见和歧视指向自己，并产生刻板性认同，进而表现出有意无意的自我贬低时，就形成了自我污名（Corrigan,Watson, & Barr, 2006）。孤儿学生的自我污名是指孤儿学生对其孤儿身份污名的感知，以及将感知到的污名内化后对自我产生消极认同与感受的心理现象，具体表现为自我身份敏感、自我懈怠、自我疏离、自我狭隘等倾向（王江洋, 王晓娜, 李昂扬, 高亚华, 温文娟, 2017）。自我污名通常出现于具有污名身份的弱势人群中。国外研究发现，自我污名可以造成心理疾病患者自尊和自我效能感降低，并引发焦虑、抑郁等消极情绪（Lysaker,Roe, & Yanos, 2007）。国内研究也发现，自我污名对孤儿初中生抑郁情绪有正向预测作用（王江洋,李昂扬, 聂家昕, 2020）。自我污名降低个体自尊和自我效能感的心理机制在于个体自我认知方式的改变（Corrigan et al., 2006; Xu et al., 2019），进而导致解释风格的改变（Usitalo, 2002）。解释风格是个体习惯性解释生活事件发生原因的方式，又称归因风格。其作为一种认知变量不仅与自我污名具有密切联系，也会对个体情绪变化产生影响（Reardon & Williams, 2007）。此外，个体也会因把自我感知到的污名看作是一种压力事件而削弱自身的领悟社会支持水平（范兴华, 方晓义, 刘杨,蔺秀云, 袁晓娇, 2012; 刘方芳, 祝卓宏, 2014; Prelow,Mosher, & Bowman, 2006）。领悟社会支持是指个体感受到被尊重和受到支持的情感体验以及满意程度。以往研究表明，领悟社会支持可以显著负向预测个体的抑郁、社交焦虑等消极情绪（王江洋, 于子洋, 2019; Maheri et al., 2018）。由此推测孤儿学生的自我污名、解释风格、领悟社会支持与其消极情绪的产生有关。

1.1 自我污名与消极情绪的关系

Miller 和Major（2000）研究认为，只要是超出个体自身适应范围的事件就可被当作压力事件，污名可被看成是一种程度更深、影响更广、时间更长的特殊压力源。从这个角度说，用于解释压力与情绪二者关系的理论同样也适用于解释污名与情绪的关系。压力源-情绪模型认为，个体对其身心健康产生威胁的各类压力事件评估后就会产生压力感，进而导致消极情绪的产生（Spector &Fox, 2002）。当具有污名身份特征的个体感知到来自外群体的偏见与歧视，这种自我感知的污名意识就构成一种特殊压力源，使个体产生各种消极情绪。国外研究表明，自我污名可以增加心理疾病、肥胖症，以及艾滋病患者的抑郁、羞耻等消极情绪（Li, Mo, Wu, & Lau, 2017; Lysaker et al., 2007;Magallares et al., 2017）。国内研究也表明，自我污名对孤儿初中生的抑郁情绪有显著正向预测作用（王江洋等, 2020）。据此，可以推测自我污名与消极情绪之间有正向关联，提出假设1：自我污名对孤儿学生消极情绪具有直接正向预测作用。

1.2 解释风格的中介作用

具有污名身份的个体很可能是依据其感知到的他人对自己的污名评价而形成自我污名，表现出低自尊（Corrigan et al., 2006; Xu et al., 2019）。由于自尊对个体的解释风格具有预测作用（陈舜蓬, 陈美芬, 2010），自我污名也可能会对个体解释风格造成影响。Usitalo（2002）的研究验证了感知污名对个体积极解释风格的预测作用。由情绪ABC 理论可推知，如果个体长期保持不合理的解释风格，就会导致其消极情绪的增加（Ellis,1962）。以往研究也证实解释风格和消极情绪显著相关（Gladstone, Kaslow, Seeley, & Lewinsohn, 1997;Reardon & Williams, 2007）。Clyman 和Pachankis（2014）开展的干预实验也表明，促进乐观解释的干预可以对男同性恋者避免产生与污名有关的消极情绪有保护作用。据此，可以推测解释风格在自我污名与消极情绪之间起中介作用，提出假设2：自我污名可以经负向预测解释风格，解释风格负向预测消极情绪的中介作用来实现对孤儿学生消极情绪的间接正向预测作用。

1.3 领悟社会支持的中介作用

依据领悟社会支持的压力易损假说和社会支持威胁模型假说，领悟社会支持是一种压力易损因子，与感知污名相类似的创伤或耻辱等压力性事件会通过降低个体对社会支持的领悟能力对个体心理适应产生影响（王建平, 李董平, 张卫, 2010）。针对心理疾病患者及流动儿童的研究均证明了个体感知的污名与其领悟社会支持水平呈显著负相关关系（范兴华等, 2012; 刘方芳, 祝卓宏, 2014）。另一方面，社会支持主效应模型认为，社会支持是对个体具有普遍增益作用的保护因素，有助于减少抑郁等消极情绪（邓琳双等, 2012）。已有研究也证实领悟社会支持与孤儿中学生的消极情绪呈显著负相关关系（王江洋, 于子洋, 2019）。也有研究进一步指明领悟社会支持就是联结歧视知觉与个体心理健康或适应之间的中介变量（范兴华等, 2012; Hatzenbuehler, 2009）。据此，可以推测领悟社会支持在自我污名与消极情绪之间起中介作用，提出假设3：自我污名可以经负向预测领悟社会支持，领悟社会支持负向预测消极情绪的中介作用来实现对孤儿学生消极情绪的间接正向预测作用。

1.4 解释风格与领悟社会支持的关系

领悟社会支持是基于个体对社会支持的主观解释而形成，所以它受到解释风格的影响（Norris &Kaniasty, 1996）。Weiner（1985）的归因理论也指出，个体如果能积极地对社会支持做出归因解释，则可能拓展其归因范围，进而可更多地意识到帮助者的功劳，就会对社会支持产生更多领悟。针对大学生的研究表明，解释风格可以显著预测个体领悟社会支持能力（朱蕾, 卓美红, 2015）。据此，可以推测解释风格对个体的领悟社会支持具有预测作用，提出假设4：自我污名可以经由解释风格-领悟社会支持的链式中介对孤儿学生消极情绪实现产生间接预测作用。

综上所述，本研究关注到孤儿学生群体身份的特殊性，将由其身份带来的自我污名与其消极情绪相结合，建构出关于自我污名、解释风格、领悟社会支持与消极情绪四者关系的潜变量多重中介作用模型（见图1），以对四者的关系机制进行深入考察。研究结果可为孤儿学校开展降低孤儿学生消极情绪的心理健康教育干预提供理论依据。

图1 假设模型

2 研究方法

2.1 被试

向某省立孤儿学校四至九年级孤儿学生发放问卷863 份，剔除项目漏填较多及未作答的问卷48份，回收有效问卷815 份，有效回收率为94.44%。有效被试中，男生525 名，女生290 名；四年级68名，五年级86 名，六年级135 名，七年级171 名，八年级174 名，九年级181 名。

2.2 研究工具

2.2.1 自我污名

采用王江洋、王晓娜等人（2017）编制的孤儿学生自我污名自陈问卷测量孤儿学生的自我污名。该问卷共包含25 个项目，由自我身份敏感、自我懈怠、自我疏离、自我狭隘四个因子构成。问卷采用1～5 级评分标准，其中1 代表“从不这样”，5 代表“总是这样”。总分越高代表孤儿学生自我污名的程度越高。该问卷验证性因素分析结果拟合良好（χ2/df=2.78, CFI=0.95, TLI=0.94,RMSEA=0.04）（王江洋, 王晓娜等, 2017），结构效度较好。在本研究中，该问卷内部一致性系数为0.95，自我身份敏感、自我懈怠、自我疏离、自我狭隘四因子的内部一致性系数分别为0.94、0.86、0.90、0.82。

2.2.2 解释风格

采用马丁·塞利格曼（1998）编制、洪兰翻译的儿童解释风格问卷测量孤儿学生的解释风格。该问卷由24 个积极情境项目组成积极解释风格维度，24 个消极情境项目组成消极解释风格维度。积极解释风格分数越高代表个体越乐观，消极解释风格分数越高代表个体越悲观。该问卷验证性因素分析结果拟合良好（χ2/df=2.34, CFI=0.95,TLI=0.93, RMSEA=0.05）（石国兴, 林乃磊, 2011），结构效度较好。在本研究中，该问卷内部一致性系数为0.71，积极与消极解释风格维度的内部一致性系数分别为0.63 和0.53。

2.2.3 领悟社会支持

采用由Zimet，Powell，Farley，Werkman 和Berkoff（1990）编制，严标宾和郑雪（2006）修订的领悟社会支持量表测量孤儿学生的领悟社会支持。该量表共包含12 个项目，由家庭支持、朋友支持以及其他支持三个因子构成。采用1～7 级评分标准，1 代表“极不同意”，7 代表“极同意”。领悟社会支持总分越高代表个体对社会支持的领悟能力越高。该量表验证性因素分析结果拟合良好（χ2/df=4.84, CFI=0.92, GFI=0.94,RMSEA=0.08）（叶宝娟等, 2018），结构效度较好。在本研究中，该量表内部一致性系数为0.89，家庭支持、朋友支持、其他支持三个因子的内部一致性系数分别为0.78、0.80、0.80。

2.2.4 消极情绪

对陈文锋和张建新（2004）修订后的积极/消极情感量表中与消极情感相关的题目进行修改，形成修订后的消极情感量表，以此测量孤儿学生的消极情绪。为使原消极情感量表同样适用于小学学龄段，请1 名心理学教授及6 名应用心理学研究生对量表项目进行相应的修改与调整，确保所有孤儿学生能够理解，并将原量表中的“感到非常孤独或者与别人距离很大（在情感或兴趣方面）”拆分成两道题目“在情感方面，我觉得孤独或与别人有很大距离”，“在兴趣方面，我无法融入到其他人中”。修订后的量表共包含7 个项目，描述了个体不同的消极情绪，如愤怒、抑郁、孤独感等。采用1～4 级评分标准，其中1 代表“没有”，4 代表“经常有”。消极情绪总分越高代表个体的消极情绪越高。对修订后的量表进行验证性因素分析，结果拟合良好（χ2/df=5.34,CFI=0.97, TLI=0.95, RMSEA=0.07, SRMR=0.03），结构效度较好。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.83。

2.3 程序

为了确保在最大程度上降低孤儿学生填写问卷时的抵触情绪及各种无关变量的干扰，本研究将题目数量相对简短的问卷放在前面，相对较长的问卷放在最后，并按照积极-消极-消极-积极的排列顺序以平衡可能因问卷内容性质相互影响而导致的顺序效应。按照领悟社会支持量表、消极情感量表、孤儿学生自我污名自陈问卷以及解释风格问卷的排列顺序，将四种测量工具印刷并装订成册。在得到孤儿学校调查许可的前提下，由该学校心理教师以班级为单位向各年级孤儿学生发放问卷，集体施测，现场回收。并使用SPSS22.0和Mplus7.4 对收集的数据进行整理及分析。正式分析数据前，采用Harman 单因素法对研究结果是否存在共同方法偏差进行检验。结果有25 个特征值大于1 的因子，其中第一个因子解释率为17.49%，低于40%的临界标准，故研究结果可以排除共同方法偏差的影响，可以开展后续的统计分析。

3 结果

3.1 孤儿学生自我污名、解释风格、领悟社会支持和消极情绪的相关

采用皮尔逊积差相关检验各变量之间的相关性，结果见表1。由表1 可知，自我污名各因子与消极情绪呈显著正相关，与积极解释风格呈显著负相关，与领悟社会支持各因子呈显著负相关；消极情绪与积极解释风格呈显著负相关，与领悟社会支持各因子之间呈显著负相关；领悟社会支持各因子与积极解释风格呈显著正相关；消极解释风格与其他变量各因子均相关不显著（故后续不再分析）。以性别及年级为自变量，消极情绪为因变量进行多因素方差分析，结果显示孤儿学生消极情绪的性别主效应[F(1, 803)=0.04,p＞0.05]、性别和年级交互作用[F(5, 803)=0.82,p＞0.05]均不显著，只有年级主效应显著[F(5, 803)=4.95,,p＜0.01]。故在后续结构方程模型分析中把年级作为统计控制变量。

表1 各变量的均值、标准差与相关系数

3.2 自我污名对消极情绪的直接预测效应

以自我污名为自变量，消极情绪为因变量，年级为控制变量，检验自我污名对消极情绪的直接预测效应。模型各拟合指标达到可接受标准：χ2/df=5.13，p＜0.01，CFI=0.98，TLI=0.97，RMSEA=0.07，SRMR=0.03。用Bootstrap 检验法（抽样5000 次）检验，95%的置信区间为[0.46, 0.62]，不包含0，说明直接预测效应显著。由图2可知，自我污名可显著正向预测孤儿学生消极情绪（β=0.54,p＜0.01），其后可加入中介变量进行分析。

图2 自我污名对消极情绪的直接预测路径图

3.3 自我污名对消极情绪的间接预测效应：积极解释风格及领悟社会支持的多重中介作用

建立以自我污名为自变量，消极情绪为因变量，积极解释风格、领悟社会支持及解释风格-领悟社会支持链为中介变量，年级为控制变量的结构方程模型。模型各拟合指标达到可接受标准：χ2/df=4.50，CFI=0.97，TLI=0.95，RMSEA=0.07，SRMR=0.04。用Bootstrap 检验法（抽样5000 次）检验各个中介路径的显著性，结果见表2 及图3。由表2 可知，模型各中介路径95% 置信区间中均不包含0，说明图3 中无论是自我污名→积极解释风格→消极情绪、自我污名→领悟社会支持→消极情绪这两条单独中介路径，还是自我污名→积极解释风格→领悟社会支持链→消极情绪链式中介路径均显著（ps＜0.01）。计算总间接效应值为0.05+0.17+0.02=0.24，总效应值为0.24+0.32=0.56，总间接效应在总效应中占比为0.24/0.56×100%≈43%。其中，积极解释风格单独中介效应占比为0.05/0.56×100%≈9%，领悟社会支持单独中介效应占比为0.17/0.56×100%≈30%，积极解释风格-领悟社会支持链式中介效应占比为0.02/0.56×100%≈4%；直接效应占比为57%。这表明，在自我污名对孤儿学生消极情绪的预测关系中，除直接效应外，主要通过积极解释风格和领悟社会支持的各自中介作用以及二者的链式中介作用来实现。

表2 全模型中介效应的Bootstrap 分析

图3 自我污名、解释风格、领悟社会支持与消极情绪关系的多重中介作用路径图

4 讨论

4.1 自我污名对孤儿学生消极情绪的直接预测

本研究发现自我污名可以直接正向预测孤儿学生消极情绪，验证了假设1，并与以往研究一致（王江洋等, 2020）。污名是一种特殊压力源，由于它常常与个体的社会身份相关联，所以与其他压力相比，其作用时间更长、影响及范围也更广（Miller & Major, 2000），包括易内化形成自我污名（Corrigan et al., 2006）。依据压力源-情绪模型（Spector & Fox, 2002），如果孤儿学生感知到“孤儿”身份污名压力，那么其在心理上就会自觉内化形成自我污名的压力感，进而产生消极情绪。

4.2 自我污名经积极解释风格中介对孤儿学生消极情绪的间接预测

本研究发现自我污名可通过负向预测积极解释风格，积极解释风格负向预测消极情绪，进而间接正向预测孤儿学生消极情绪，验证了假设2。当孤儿学生感知到公众对孤儿身份的刻板印象，便会产生自我污名的认知偏差，即使是遇到积极事件时，孤儿学生也很少将其归因于自身的内在因素，进而导致其积极解释风格水平较低。按照情绪ABC 理论，存在自我污名偏差的孤儿学生如果将积极事件的结果解释为不可控的外在因素，则会产生消极情绪（Scheier & Carver, 1988）。此外，有研究表明个体的解释风格可能同时拥有乐观和悲观两个水平，因而对积极与消极事件的解释风格是相互独立的（曹素玲, 2014）。自我污名对孤儿学生消极情绪的间接预测作用可能恰好在于孤儿学生个体是否能够合理发挥自己的积极解释风格。

4.3 自我污名经领悟社会支持中介对孤儿学生消极情绪的间接预测

本研究发现自我污名可通过负向预测领悟社会支持，领悟社会支持负向预测消极情绪，进而间接正向预测孤儿学生消极情绪，验证了假设3，并与以往研究一致（范兴华等, 2012; 刘方芳, 祝卓宏, 2014; 王江洋, 于子洋, 2019）。根据领悟社会支持压力易损假说及社会支持威胁模型的观点（王建平等, 2010），如果自我污名这一特殊压力较高，就会导致孤儿学生领悟社会支持水平下降。同时，本研究也与社会支持主效应模型观点一致（邓琳双等, 2012），即领悟社会支持作为保护性因素，有利于孤儿学生缓解消极情绪。

4.4 自我污名经积极解释风格-领悟社会支持链式中介对孤儿学生消极情绪的间接预测

本研究还发现自我污名可通过负向预测积极解释风格，积极解释风格正向预测领悟社会支持，领悟社会支持再负向预测消极情绪，这种链式中介作用进而间接正向预测孤儿学生消极情绪，验证了假设4，与以往研究部分一致（朱蕾,卓美红, 2015）。个体对社会支持的领悟有一部分是基于对社会支持的解释而形成（Norris & Kaniasty,1996）。高自我污名孤儿学生往往把来自他人的模糊性社交信息理解为拒绝，并将其原因归为自己的孤儿身份这种持续稳定的内部因素（王江洋, 王晓娜等, 2017），这容易导致对生活不满，从而领悟不到他人发出的各种支持性信息，增加抑郁等消极情绪（王江洋等, 2020; 王江洋, 于子洋, 2019）。

5 结论

（1）自我污名可以直接正向预测孤儿学生消极情绪；（2）积极解释风格、领悟社会支持、积极解释风格-领悟社会支持链均可部分中介自我污名对孤儿学生消极情绪的间接预测关系。