自我污名對精神障礙者希望感的影響：家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2023-06-28 03:00梁露尹張藝楠
社會工作與管理 2023年2期 關(guān)鍵詞：家庭功能
梁露尹 張藝楠
摘 要：自我污名在精神障礙者中普遍存在，對他們的社會康復(fù)可能會帶來不利影響。通過問卷形式對330名精神障礙者進(jìn)行調(diào)查，分析其自我污名、希望感、家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的水平現(xiàn)狀，探究家庭功能及專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感關(guān)系中的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，43.1%的受訪者自我污名程度嚴(yán)重，希望感和家庭功能整體處于中等水平，有接近四成者抱持消極的專業(yè)心理求助態(tài)度。另外，自我污名與希望感、家庭功能、專業(yè)心理求助態(tài)度顯著相關(guān)。中介分析結(jié)果證實了家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感關(guān)系間存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?。因此，社會工作者在提供康?fù)服務(wù)時，可重點從精神障礙者自我污名、家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度三個方面作介入，從而消解自我污名及其負(fù)面影響，提升希望水平。
關(guān)鍵詞：精神障礙者；自我污名；希望感；家庭功能；專業(yè)心理求助態(tài)度
中圖分類號：C916 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096–7640（2023）02-0047-10
一、研究背景
截至2021年年底，全國登記在冊的重性精神障礙患者有660萬， [1]而首個覆蓋全國的精神障礙流行病學(xué)調(diào)查結(jié)果顯示，中國成人精神障礙 12個月患病率為9.32%，終生患病率為16.57%。[2]因此為精神障礙群體提供良好的社會康復(fù)支持，降低患病和殘疾所帶來的負(fù)面影響至關(guān)重要。社會工作作為救助弱勢人群的專業(yè)力量，是現(xiàn)代精神健康服務(wù)體系的重要組成部分。[3]社會工作在跨學(xué)科合作中，能充分發(fā)揮專業(yè)優(yōu)勢，為精神障礙者提供個性化且多元的康復(fù)服務(wù)，促進(jìn)其社會功能的恢復(fù)與社會融入。在此過程中，對精神障礙群體的心理健康機(jī)制及生存處境進(jìn)行深入研究，不僅有助于社會工作服務(wù)在該領(lǐng)域的知識提升與實務(wù)水平完善，還能較好地滿足學(xué)科發(fā)展需求、回應(yīng)殘障群體需要。
透過社會工作服務(wù)實踐可發(fā)現(xiàn)，污名現(xiàn)象在精神障礙者中普遍存在。污名是對弱勢群體的貶損，反映了人們對某些群體所持有的偏見。自我污名指個體在歧視經(jīng)歷中對公眾刻板印象的內(nèi)化，它會帶來偏差的自我認(rèn)知和退縮的社交行為。污名現(xiàn)象將被污名群體置于社會排斥狀態(tài)下，對精神障礙者而言，他們較容易因為自身的障礙而遭受外界歧視與偏見，并開始相信這種外在強(qiáng)加于自身的負(fù)面刻板印象，進(jìn)而形成自我污名。已有研究指出，該群體自我污名的檢出率接近五成[4-5]。另外，Brohan等學(xué)者在歐洲一項研究中發(fā)現(xiàn)，41.7%的精神障礙者遭受了中、高程度的自我污名[6]。自我污名的形成原因主要可以從認(rèn)知行為模型、概化模型和社會建構(gòu)視角進(jìn)行解讀。根據(jù)認(rèn)知行為模型，該群體所具有的身心特征更容易令公眾產(chǎn)生消極評價和歧視行為，他們又會進(jìn)一步內(nèi)化公眾的消極刻板印象，進(jìn)而產(chǎn)生自我污名。概化模型傾向于認(rèn)為污名是來源于優(yōu)勢群體對弱勢群體的標(biāo)簽，是對弱者所進(jìn)行的分類排斥。社會建構(gòu)視角則關(guān)注歷史文化因素對污名形成的重要作用，指出污名的建構(gòu)是長期、循環(huán)的過程。[7]自我污名可能會導(dǎo)致多種嚴(yán)重的心理健康后果。這些因刻板印象內(nèi)化所誘發(fā)的負(fù)面情緒影響如孤獨(dú)感加深[8]、抑郁程度增加[9]、自殺意念增強(qiáng)[10]、希望感下降[11]等，給精神障礙者帶來的傷害往往比疾病本身的癥狀更嚴(yán)重。自我恥辱感和尷尬感可能會使得他們不愿談?wù)撟约旱臓顩r，由此限制自我理解、出現(xiàn)認(rèn)知偏差，造成自我污名程度的進(jìn)一步加深。同時，精神障礙者的自尊、自我效能和人生觀也可能會遭到沉重打擊，降低參與康復(fù)的積極性，繼而喪失實現(xiàn)自我價值和人生目標(biāo)的動力。[12]這些遭遇對于他們獲得全面康復(fù)、重新回歸社會極為不利。為此，有必要通過研究更好地理解自我污名及其消除路徑，降低污名經(jīng)歷在精神障礙者身上出現(xiàn)惡性循環(huán)的風(fēng)險。
在前述關(guān)于自我污名造成的諸多后果中，希望感的改變需要被重視與討論。希望感作為一種指向未來的積極心理資本，是以追求目標(biāo)為中心的動力思維和路徑思維。[10]該心理特質(zhì)在精神疾病康復(fù)過程中是必不可少的基礎(chǔ)組成部分，因為康復(fù)取決于精神障礙個體是否具有期望變得更好的愿望與信念，而這種正向的心理期待作為獲得康復(fù)的關(guān)鍵途徑，有利于促進(jìn)該群體克服生活困難的決心與行動力，增加他們重建與社會聯(lián)結(jié)的可能性。[13]希望感在精神康復(fù)領(lǐng)域的復(fù)元模式中是幫助精神障礙者走出疾病、重獲新生的核心要素之一。相應(yīng)地，一些精神病學(xué)家也把希望感視為精神疾病康復(fù)的“指導(dǎo)原則”，認(rèn)為它有助于改變障礙者的生活信心、改善其精神面貌，因而應(yīng)使之成為精神障礙者應(yīng)對疾病的重要策略。[14]對精神障礙人群希望感的關(guān)注也與社會工作優(yōu)勢視角中提倡聚焦個體潛能，重視內(nèi)在轉(zhuǎn)變可能性的主張較為契合。有關(guān)精神障礙者希望水平現(xiàn)狀的評價在學(xué)界暫未形成共識。有學(xué)者認(rèn)為該群體的希望感普遍居于中等甚至偏高水平，情況良好，[15，16]但也有文獻(xiàn)指出他們的希望水平較差，生存處境需要被關(guān)心[17]。希望感的產(chǎn)生與諸多因素有關(guān)，如可實現(xiàn)目標(biāo)的設(shè)立、康復(fù)技能的學(xué)習(xí)與應(yīng)用、堅強(qiáng)果敢的性格特質(zhì)、對疾病的良好接納與應(yīng)對、和諧的醫(yī)患關(guān)系及充足的親友支持都是希望感的重要保護(hù)因素；而疾病或康復(fù)效果的惡化、個體對疾病的不良認(rèn)知、因患病所致社會身份與地位的改變、社會支持的削減以及不良醫(yī)患互動則可能成為損害希望水平的風(fēng)險因素。[18]其中，不良認(rèn)知、社會身份的改變及社會支持的削弱都可能與精神障礙者的自我污名經(jīng)歷有關(guān)。在探究自我污名對希望感的影響方面，有跨文化調(diào)查表明，精神障礙者的自我污名對其希望感具有顯著負(fù)向作用。[19]相似地，Mashiach-Eizenberg等人發(fā)現(xiàn)，嚴(yán)重精神障礙個體的自我污名程度越高，希望水平就越低，康復(fù)效果也會越差。[20]值得留意的是，精神障礙者自我污名對希望感的影響不一定只是簡單的直線式因果關(guān)系，當(dāng)中可能還涉及其他因素的共同參與，即自我污名通過其他因素直接或間接地對希望感產(chǎn)生作用。而這一心理機(jī)制過程具有其復(fù)雜性和動態(tài)性，需要被進(jìn)一步研究和認(rèn)識。
根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論的觀點，精神障礙者的心路歷程可能會涉及與所處生活環(huán)境中不同系統(tǒng)因素之間（包括家庭系統(tǒng)和社會系統(tǒng)）的雙向互動。首先，在家庭系統(tǒng)層面，家庭功能失調(diào)可以被視為其在遭受到社會污名后對外界系統(tǒng)的負(fù)面應(yīng)對，這些應(yīng)對最終又會回到個體本身、反饋在希望水平的下降方面，并削弱其參與康復(fù)的動力。已有學(xué)者指出，精神障礙者的自我污名程度越高，越可能預(yù)示著家庭功能狀況處于不良狀態(tài)。[21]另一方面，家庭功能對希望感的預(yù)測作用也得到了研究證實，尤其對于患病群體來說，良好的家庭功能意味著個體能夠從中獲取足夠的家庭支持與關(guān)懷，這將有利于其恢復(fù)信念并且勇于對抗疾病。[22]盡管如此，現(xiàn)有文獻(xiàn)僅單獨(dú)證明了自我污名對家庭功能、家庭功能對希望感之間的兩兩因果關(guān)系，對于家庭功能是否會在自我污名與希望感的關(guān)系中產(chǎn)生中介作用鮮少關(guān)注。另外，雖然有研究表明精神障礙人群的家庭功能總體處于失調(diào)狀態(tài)[23-25]，但證據(jù)仍不夠充分，成果有待豐富。
除了與家庭系統(tǒng)的互動，精神障礙者對社會系統(tǒng)作出的應(yīng)對，如對于求助專業(yè)心理服務(wù)抱持的消極態(tài)度也可能是導(dǎo)致其自我污名及對希望感產(chǎn)生顯著影響的另一個中介因素。專業(yè)心理求助態(tài)度是一種內(nèi)在反應(yīng)傾向，體現(xiàn)了個體遇到無法解決的心理問題時，通過咨詢、輔導(dǎo)等方式向?qū)I(yè)工作人員尋求專業(yè)幫助的積極性。[26]雖然當(dāng)前文獻(xiàn)對于該因素的水平現(xiàn)狀鮮少分析，但有研究證實了自我污名是專業(yè)心理求助態(tài)度的阻礙因素，即心理疾病的污名化程度越高，個體的求助態(tài)度就越消極。[27-28]Yeshanew等人甚至發(fā)現(xiàn)，超過半數(shù)的重癥精神障礙受訪者因擔(dān)心歧視而放棄求醫(yī)。[29]精神障礙者的專業(yè)心理求助態(tài)度也可能與其希望感存在關(guān)聯(lián)性，如McDermott等人認(rèn)為，有自殺傾向個體的專業(yè)求助態(tài)度對其希望水平具有正向影響作用[30]，但目前對該問題的討論針對精神障礙者的研究較為不足，自我污名是否會通過專業(yè)心理求助態(tài)度對希望感產(chǎn)生影響更是有待檢驗。
現(xiàn)有文獻(xiàn)不僅為論證家庭功能、專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感之間的中介作用提供了部分理論線索，而且對家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的關(guān)聯(lián)性也進(jìn)行了探究。有研究指出，家庭功能的不良運(yùn)作會降低精神障礙者參與康復(fù)治療的意愿和配合程度。[16，31]由此看來，家庭功能與專業(yè)求助態(tài)度在精神障礙者自我污名與希望感的關(guān)系機(jī)制中可能存在鏈?zhǔn)街薪樽饔茫@些變量之間的關(guān)聯(lián)性應(yīng)得到進(jìn)一步驗證。
綜上，精神障礙者經(jīng)歷諸多來自疾病帶來的挑戰(zhàn)。他們不僅可能因身心障礙而遭受污名傷害，還可能面臨家庭功能受損、與社會資源互動失效，甚至喪失對康復(fù)和未來生活的希望等問題。這個數(shù)量龐大的弱勢群體如長期受困將不利于社會的和諧與穩(wěn)定。如何幫助他們有效梳理當(dāng)前困境，使其重構(gòu)生命的意義，從關(guān)注疾病到回歸個體本身，進(jìn)而促進(jìn)其全面康復(fù)是值得探究的話題。然而國內(nèi)聚焦于精神障礙者自我污名及其負(fù)面影響的研究數(shù)量較少，對于自我污名經(jīng)歷是否會對心理特質(zhì)如希望感產(chǎn)生影響、發(fā)生機(jī)制是怎么樣的等問題尚不清楚。在此背景下，本研究擬探究精神障礙者自我污名、希望感、家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的水平現(xiàn)狀，構(gòu)建家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感關(guān)系間的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?，并采集?shù)據(jù)予以檢驗，最后基于結(jié)果，進(jìn)一步提出社會工作實務(wù)建議。本研究的鏈?zhǔn)街薪榧僭O(shè)模型見圖1。在該模型中，自我污名通過家庭功能的中介效應(yīng)影響希望水平；自我污名通過專業(yè)心理求助態(tài)度的中介效應(yīng)影響希望水平；自我污名通過家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)影響希望水平。
二、研究方法
（一） 樣本與步驟
本研究以廣州市正在接受社區(qū)康復(fù)的精神障礙者為被試人群。納入標(biāo)準(zhǔn)：①正在接受社會工作服務(wù)；②當(dāng)前病情穩(wěn)定無須住院；③意識清楚，可以進(jìn)行正常溝通；④自愿參與本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：①處于發(fā)病期且住院；②存在智力障礙或?qū)柧韮?nèi)容理解有困難，不能進(jìn)行有效的回答者。通過方便抽樣的方式，在廣州市N區(qū)、Z區(qū)和C區(qū)三家社會工作機(jī)構(gòu)共發(fā)放問卷330份。機(jī)構(gòu)的社會工作者事先向被試對象講解研究目的、問卷填寫方法與注意事項，在獲得知情同意后方進(jìn)行問卷調(diào)查。問卷的填寫以便利被試者為原則，采取線上填寫和線下派發(fā)紙質(zhì)問卷相結(jié)合的方式進(jìn)行。紙質(zhì)問卷由社會工作者入戶發(fā)放并指導(dǎo)填寫，線上問卷通過問卷星平臺完成收集。本問卷采用精神疾病自我污名量表簡版（ISMI-10）、Herth希望量表（HHI）、家庭關(guān)懷指數(shù)量表（APGAR）及尋求專業(yè)心理求助態(tài)度量表簡版（ATSPPH-SF）來分別檢驗被試對象的自我污名水平、希望感水平、家庭功能水平和專業(yè)心理求助態(tài)度。另外還收集了被試對象的基本資料，包括性別、年齡、患病類型、患病年限、殘疾等級、教育程度和家庭收入情況。最終回收有效問卷311份，有效回收率為94.24%。
（二） 研究工具
1. 精神疾病自我污名量表簡版（ISMI-10）
本研究采用由Boyd等人編制的精神疾病自我污名量表簡版（ISMI-10）來檢驗個體的自我污名程度。該量表最初由Ritsher編制，共包含29道題目。隨后，Boyd等人基于Ritsher的版本對量表進(jìn)行了刪減，形成了包含10道題目的簡化版。簡版量表的內(nèi)容涉及疏離感、歧視經(jīng)歷、刻板印象認(rèn)同、社交退縮和污名抵抗五個維度[32]。量表采用Likert 4級評分，總得分區(qū)間為1～4分。其中2.5分為自我污名程度的分界線，得分在2.5分或以下為中、低程度，高于2.5分為嚴(yán)重程度。Cronbachs α系數(shù)為0.79，信度情況良好。
2. Herth希望量表（HHI）
本研究運(yùn)用由美國學(xué)者Herth等編制、趙海平教授翻譯的希望量表（HHI）中文版來測量精神障礙者的希望水平[33]。量表一共有12道題目，包括“對現(xiàn)實和未來的積極態(tài)度”、“采取積極的行動”以及“與他人保持親密聯(lián)系”三個維度，代表個人對未來所持有的一種積極態(tài)度[12]。量表使用Likert 4級評分，總得分范圍在12～48分，總得分越高，則代表個體擁有的希望水平越高。按得分高低可以將精神障礙者的希望水平劃分為低水平（12～23分）、中等水平（24～35分）和高水平（36～48分）三類。Cronbachs α系數(shù)為0.87，信度情況較為理想。
3. 家庭關(guān)懷指數(shù)量表（APGAR）
本研究選取由Smilkstein于1978年編制的家庭關(guān)懷指數(shù)量表（APGAR）來檢驗精神障礙者的家庭功能水平。該量表由5道題目組成，檢驗的內(nèi)容包括家庭功能、評估家庭支持的適應(yīng)度、合作度、成長度、情感度和親密度五個方面。量表采用Likert 3級評分方式，總分越低表示家庭功能越差，根據(jù)總得分情況可將精神障礙者的家庭功能分為嚴(yán)重障礙（0～3分）、中度障礙（4～6）、功能良好（7～10）三種類型。Cronbachs α系數(shù)為0.88，信度情況良好。
4. 尋求專業(yè)心理求助態(tài)度量表簡版（ATSPPH-SF）
本研究采用由孔雪燕等人修訂的尋求專業(yè)心理求助態(tài)度量表簡版（ATSPPH-SF）來測量精神障礙者的專業(yè)心理求助態(tài)度水平。該量表最初由Fischer和Turner編制，隨后孔雪燕等人進(jìn)行中文翻譯并簡化。簡版量表包含“獨(dú)立性”“有效性”“開放性”三個維度，共10道題。采用Likert 4級評分，得分越高，心理求助態(tài)度就越積極。[34]量表的理論中值為2.5，低于2.5為求助態(tài)度消極，高于2.5為求助態(tài)度積極。Cronbachs α系數(shù)為0.68，信度情況可接受。
（三） 數(shù)據(jù)分析
本研究采用SPSS 22進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。首先利用描述統(tǒng)計計算人口特征中分類變量的頻率及數(shù)值變量的均值，根據(jù)量表規(guī)則計算各變量的水平值；其次運(yùn)用皮爾遜相關(guān)分析對各變量之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗。另外，采用Harman單因素檢驗方法來檢驗共同方法偏差，確認(rèn)研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差后進(jìn)行后續(xù)分析[35]。最后運(yùn)用Hayes[36]開發(fā)的Process程序中的模型6做鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗。通過抽取5 000個Bootstrap樣本，估計中介效應(yīng)的Bootstrap95%置信區(qū)間檢驗回歸系數(shù)的顯著性，若95%置信區(qū)間不包含0，則表示相應(yīng)效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)成立。
三、研究結(jié)果分析
（一） 被試對象的基本資料
本研究的被試對象中，47.9%為男性（n=149），52.1%為女性（n=162）。其年齡范圍在15～84歲，平均年齡為42.73歲（SD=14.11），其中3.9%處在18歲以下的未成年階段（n=12），84.9%處在18～59歲的青壯年階段（n=264），11.3%處在60歲及以上的老年階段（n = 3 5 ） 。該群體的患病類型包括精神分裂癥（61.7%）、抑郁癥（16.7%）、狂躁癥（1.0%）、焦慮癥（2.6%）、強(qiáng)迫癥（1.0%）、雙相情感障礙（6.8%）、器質(zhì)性病變所致精神障礙（6.8%）和其他類型（3.5%）。另外，患病年限平均為17.43年（SD=11.26），其中68.5%的被試對象患病十年以上（n=213），31.5%患病十年以下（n=98）。殘疾等級方面，一級占18.6%（n=58）、二級占51.8%（n=161）、三級占13.8%（n=43）、四級占15.8%（n=49）。受教育程度方面，初中及以下的學(xué)歷占比達(dá)總?cè)藬?shù)的75.2%（n=234），初中以上學(xué)歷占比為24.8%（n=77）。關(guān)于家庭經(jīng)濟(jì)水平，家庭月收入在3 000元及以下的占75.9%（n=236），在3 000元以上的則有24.1%（n=75）。詳細(xì)資料見表1。
（二） 主要研究變量的得分水平
據(jù)表2、表3結(jié)果顯示，精神障礙者的自我污名均分為2.52分（SD=0.40），處于嚴(yán)重程度。雖有56.9%的精神障礙者處在自我污名的低程度，但仍有43.1%的精神障礙者擁有較高程度的自我污名水平。對五個維度進(jìn)行分析可知，各維度平均得分由高到底分別為：疏離感（M=5.70，SD=1.13）、歧視經(jīng)歷（ M = 5 . 2 3 ， S D = 1 . 1 4 ） 、社交退縮（ M = 5 . 0 9 ，SD=1.15）、刻板印象認(rèn)同（M=4.64，SD=1.06）、污名抵抗（M=4.56，SD=1.07）。
對精神障礙者的希望感進(jìn)行檢驗后得出，該群體的希望水平均分為33.35分（SD=4.80），處于中等水平。其中有66.2%的精神障礙者處于中等希望水平，并有31.5%處于高希望水平，處于低希望水平的僅占2.3%。對各維度得分進(jìn)行分析可知，精神障礙者在“采取積極行動”上的平均得分最高（M=11.49，SD=1.75），其次為“對現(xiàn)實和未來的積極態(tài)度”（M=10.95，SD=1.78），在“與他人保持親密關(guān)系”上的平均得分最低（M=10.91，SD=1.85）。
此外，精神障礙者的家庭功能平均得分為6.17分（SD=2.72），處于中等障礙狀態(tài)。其中，13.2%的精神障礙者家庭功能處于嚴(yán)重障礙程度，40.8%處于中度障礙，僅有46.0%的調(diào)查對象家庭功能良好。也就是說，超過半數(shù)的受訪者家庭功能情況并不理想。另外，家庭功能的五個維度分?jǐn)?shù)由高到低分別為：適應(yīng)度（M=1.33，SD=0.64）、情感度（M=1.24，SD=0.65）、合作度（M=1.23，SD=0.66）、成長度（M=1.21，SD=0.68）、親密度（M=1.17，SD=0.69）。
在專業(yè)心理求助態(tài)度的得分方面，受訪者的平均得分為2.63分（SD=0.33），整體處于積極狀態(tài)。需注意的是，有37.6%的精神障礙者求助態(tài)度較為消極。在該變量的三個維度中，“有效性”平均得分最高（M=11.07，SD=1.77），“開放性”得分居于其次（M=7.97，SD=1.39），“獨(dú)立性”平均得分最低（M=7.27，SD=1.39）。
（三） 主要研究變量的相關(guān)分析
對自我污名、希望感、家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度進(jìn)行皮爾遜相關(guān)分析后得出，各變量間存在顯著關(guān)聯(lián)。首先，自我污名與希望感之間存在顯著負(fù)相關(guān)。其次，自我污名分別與家庭功能、專業(yè)心理求助態(tài)度存在顯著負(fù)相關(guān)；而家庭功能（r=0.534，p<0.01）、專業(yè)心理求助態(tài)度與希望感之間則存在顯著正相關(guān)。另外，家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度之間存在顯著的正相關(guān)，詳見表4。
（四） 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ头治?/p>
1. 共同方法偏差檢驗
為了排除因相同數(shù)據(jù)來源或評分者、相同測量環(huán)境、項目語境以及項目本身特征所產(chǎn)生的系統(tǒng)誤差對研究結(jié)論的影響，本研究采用Harman單因素檢驗對所有變量的共37道題目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析。結(jié)果顯示，共有9個因子的特征根值大于1，第一個因子解釋的變異量為25.59%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，不存在明顯的共同方法偏差。
2. 中介效應(yīng)分析
據(jù)表5的回歸分析結(jié)果顯示，精神障礙者的自我污名分別對其家庭功能（β=?0.465，p＜0.0001）、專業(yè)心理求助態(tài)度（β=?0.308，p＜0.001）、希望感（β=?0.289，p＜0.001）具有負(fù)向預(yù)測作用；家庭功能分別對專業(yè)心理求助態(tài)度（β=0.165，p＜0.001）、希望感（β=0.305，p＜0.001）具有正向預(yù)測作用；專業(yè)心理求助態(tài)度也對希望感有正向預(yù)測作用（β=0.307，p＜0.001）。
通過Bootstrap法重復(fù)抽樣5 000次檢驗家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的中介效應(yīng)顯著性。結(jié)果顯示，家庭功能在自我污名和希望感的關(guān)系中，95%的置信區(qū)間[?0.235，?0.111]不包含0，存在顯著中介影響，間接效應(yīng)量為?0.168，效應(yīng)占比為25.78%；專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名和希望感的關(guān)系中，95%的置信區(qū)間[?0.184，?0.049]不包含0，中介作用顯著，間接效應(yīng)量為?0.112，效應(yīng)占比為17.22%；在家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗中，95%的置信區(qū)間[?0.052，?0.007]不包含0。因此，家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感間存在鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，間接效應(yīng)量為?0.028，效應(yīng)占比為4.30%（見表6）。
綜上所述，在自我污名與希望感的關(guān)系中存在三條間接作用路徑，即自我污名可以通過家庭功能的中介效應(yīng)影響希望水平，自我污名可以通過專業(yè)心理求助態(tài)度的中介效應(yīng)影響希望水平，自我污名可以通過家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)影響希望水平。鏈?zhǔn)街薪樽饔媚Ｐ腿鐖D2所示，其中實線表示路徑顯著、箭頭代表路徑方向、P<0.01。精神障礙者自我污名對希望感的影響所產(chǎn)生的三條間接路徑在自我污名對希望感的總效應(yīng)中的占比為47.30%。
四、討論與建議
（一） 自我污名、希望感、家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度現(xiàn)狀
研究發(fā)現(xiàn)，43.1%的精神障礙者擁有較高程度的自我污名，這一結(jié)果與早前部分國內(nèi)外研究的結(jié)論較為一致，均顯示該群體自我污名處于高水平狀態(tài)的占比在40%—50%之間[4-6]，說明他們遭受自我污名的情況較嚴(yán)重。另外，精神障礙者在自我污名“疏離感”維度得分最高，在“污名抵抗”維度得分最低，意味著在污名被內(nèi)化的過程中，精神障礙者更容易感受到被主流社會所排斥，進(jìn)而產(chǎn)生疏離感，他們與污名抗?fàn)幍哪芰ο鄬^弱。同時，研究證實了精神障礙者總體希望水平為一般，且在“采取積極行動”維度的平均得分最高，在“與他人保持親密關(guān)系”維度的平均得分最低。也就是說，精神障礙者更愿意采取積極的行動來應(yīng)對疾病帶來的影響，例如積極主動地配合治療、尋求幫助。但在與人之間的交往方面如接受和給予他人愛的能力相對較弱。研究還發(fā)現(xiàn)，精神障礙者的家庭功能總體上處于中度障礙。各維度中，“適應(yīng)度”平均得分最高，說明他們在遇到困境時，可能較為滿意其家庭為自己所提供的資源與幫助。而“親密度”平均得分最低，可以理解為他們對家庭成員在時間、空間、金錢等方面的共享程度滿意度相對較差。精神疾病對精神障礙者產(chǎn)生的影響可能會使他們不被理解或無法恰當(dāng)表達(dá)情緒，阻礙家庭成員間的互動與情感交流，進(jìn)而損害家庭功能。研究還顯示，精神障礙者的求助態(tài)度較為積極，其中在“有效性”維度得分最高，在“獨(dú)立性”維度得分最低。這表明該群體更愿意肯定專業(yè)心理幫助給自己所帶來的效益，在遇到精神和心理上的困難時，他們不一定傾向于獨(dú)自解決問題。
（二） 自我污名的影響作用
研究證實，精神障礙者的自我污名程度越高，希望水平越低。早前國內(nèi)關(guān)于精神分裂癥的污名研究也有相似結(jié)論，污名在內(nèi)化的過程中可能會導(dǎo)致希望感和自尊水平的降低。該經(jīng)歷通過改變了個體對自我的認(rèn)知，使個體產(chǎn)生回避社交行為[12]，由此對個人的能力和價值產(chǎn)生懷疑并失去希望。而對于精神障礙人群來說，希望感能使他們戰(zhàn)勝面前的困難與障礙，在與疾病共存的過程中建構(gòu)起新的生命意義，而非以病患的角色去適應(yīng)患病后的狀態(tài)，它是復(fù)元的催化劑[37]。因此，應(yīng)關(guān)注希望感作為復(fù)元動力源泉的重要意義，探索如何通過降低自我污名來提升希望水平。
本研究關(guān)于自我污名程度越高、家庭功能障礙程度越高的結(jié)論與早前研究觀點相同。自我污名對個體感知家庭關(guān)懷具有消極影響。高自我污名的個體會降低對家庭關(guān)注和支持的感受度[38]。自我污名對家庭功能的損害可以從生理和社會角度理解。在生理方面，精神障礙者因疾病而產(chǎn)生的自我否定較容易引發(fā)情緒、行為問題的產(chǎn)生，由此增加他們與家人之間的相處困難；在社會方面，精神障礙者家屬可能會出于對遭受外界排斥的恐懼心理而減少提供家庭支持與關(guān)懷。由此可見，精神障礙者家庭功能的恢復(fù)需要通過降低自我污名來實現(xiàn)。研究還發(fā)現(xiàn)，自我污名程度越高，專業(yè)心理求助態(tài)度越消極?？赡艿慕忉屖?，精神障礙者對消極刻板印象的內(nèi)化與認(rèn)同加劇了他們對被歧視和被排斥的恐懼，為了避免遭受不公平的待遇，該群體可能會抗拒向外界專業(yè)力量尋求幫助，部分人甚至?xí)⑶笾袨榭醋骺蓯u和無能的表現(xiàn)。[39]顯然，對自我污名的經(jīng)歷進(jìn)行干預(yù)可以被視為改善個體求助態(tài)度的有效途徑。
（三） 家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的關(guān)系
研究表明，精神障礙者的家庭功能越好，專業(yè)心理求助態(tài)度越積極。有相關(guān)研究也表明親密的、具有彈性的家庭支持與互動，可為精神分裂癥患者提供相對穩(wěn)定的生活和情緒空間，提升他們對疾病的認(rèn)知和治療依從性。[16]也就是說，家庭功能的良性運(yùn)行，例如家庭給予精神障礙者充足的物質(zhì)與情感支持、家庭應(yīng)對危機(jī)的強(qiáng)大能力、家庭成員間的相互合作等都可以為精神障礙者創(chuàng)造良好的家庭環(huán)境，從而促使該群體能夠更加積極地應(yīng)對疾病。相應(yīng)地，從家庭層面出發(fā)，對精神障礙者的家庭功能進(jìn)行干預(yù)，有利于改善他們的求助態(tài)度，促使其主動鏈接專業(yè)支持。
（四） 家庭功能、專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名和希望感間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>
通過鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗得出，精神障礙者的自我污名可以通過三條路徑對其希望感產(chǎn)生影響。自我污名通過家庭功能對希望感產(chǎn)生作用；自我污名通過專業(yè)心理求助態(tài)度對希望感產(chǎn)生作用；自我污名受到家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈?zhǔn)街薪橛绊懀瑢οＭ挟a(chǎn)生作用。首先，在家庭功能的中介影響中，可發(fā)現(xiàn)自我污名程度越高，家庭功能障礙越嚴(yán)重，會導(dǎo)致更低的希望水平。原因在于，遭受歧視的精神障礙者會產(chǎn)生消極自我認(rèn)知、社交退縮行為和一系列負(fù)面情緒，這些個體的不良狀態(tài)不利于家庭成員間的互動。不良的家庭功能則使得個體無法擁有合適的角色定位、適切的情緒宣泄以及與家人保持良好的溝通與交流的機(jī)會，進(jìn)而產(chǎn)生消極的態(tài)度與行為，對生活失去希望。[40]而家庭功能的良性運(yùn)行能夠使精神障礙者與家人相處融洽，使家庭在適應(yīng)度、合作度、成長度、情感度和親密度方面維持動態(tài)平衡，為他們提供足夠的支持與關(guān)懷，令其產(chǎn)生更多的積極情緒和康復(fù)動機(jī)。因此，家庭的影響力在精神障礙者的康復(fù)過程中不容小覷。社會工作者在干預(yù)精神障礙者的自我污名時，應(yīng)當(dāng)尤其留意其家庭功能，如重視家庭成員之間的相互影響、家庭支持與家庭適應(yīng)力，協(xié)助精神障礙者家庭認(rèn)識家庭溝通與合作的重要意義。
在專業(yè)心理求助態(tài)度的中介影響方面，自我污名程度越高的精神障礙者向?qū)I(yè)渠道求助的態(tài)度就越消極，并導(dǎo)致更低的希望水平。這是因為較高的自我污名可能會使個體出現(xiàn)自我貶低的情況，認(rèn)同外界給予自己的負(fù)面評價，將自己視為無能者。為了不再損傷自尊，他們較容易傾向于拒絕向?qū)I(yè)人士求助，即使這些社會資源實際上對于他們順利獲得康復(fù)具有重要的推力影響。在此情形下，當(dāng)個體的這種求助傾向性越低，就越難通過專業(yè)途徑獲取支持和緩解精神疾病所帶來的種種負(fù)面影響，其對生活的希望感和積極性就會隨之下降?？梢姡瑢I(yè)心理求助態(tài)度作為精神障礙者與社會資源有效鏈接的重要體現(xiàn)，應(yīng)成為自我污名水平干預(yù)的著眼點之一。
另外，家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈?zhǔn)街薪樽饔蔑@著存在，自我污名可以通過家庭功能對專業(yè)心理求助態(tài)度的影響進(jìn)而作用于希望水平。這意味著提升精神障礙者的希望水平，不僅需要降低自我污名，也需要幫助該群體維持家庭功能的良性運(yùn)轉(zhuǎn)，激發(fā)該群體向?qū)I(yè)渠道求助的積極性。這一結(jié)果有助于精神康復(fù)領(lǐng)域的工作人員更加深刻地了解自我污名對精神障礙者及其家庭產(chǎn)生的負(fù)面影響，更清晰地認(rèn)識自我污名對希望感的內(nèi)在影響機(jī)制，從而實施更加精準(zhǔn)、高效的干預(yù)措施。
（五） 社會工作介入精神障礙者康復(fù)的干預(yù)策略
基于相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，本研究從社會工作的專業(yè)角度出發(fā)，分別對自我污名的消解、家庭功能的恢復(fù)和專業(yè)心理求助態(tài)度的提升三個方面提出干預(yù)建議。
首先，自我污名的消解主要可以通過糾正認(rèn)知、提升藥物管理能力、挖掘優(yōu)勢和社區(qū)教育來實現(xiàn)。社會工作者有必要從認(rèn)知層面幫助精神障礙者及其家庭成員轉(zhuǎn)變對精神疾病的不良認(rèn)知。污名經(jīng)歷使精神障礙者更容易形成負(fù)面認(rèn)知，若其照顧者無法對精神疾病產(chǎn)生正確的認(rèn)識，也可能導(dǎo)致該群體病情的反復(fù)，甚至對照顧者自身也產(chǎn)生嚴(yán)重的身心危害。社會工作者可以邀請精神障礙者及其家庭成員共同參與康復(fù)計劃的制定過程，帶領(lǐng)他們了解何為“復(fù)元”，幫助他們學(xué)習(xí)與疾病共存，尋求新的生命意義與價值的目的，進(jìn)而摒棄將精神障礙視作累贅與包袱的思想，激發(fā)尋求專業(yè)心理幫助、配合治療的意愿。同時，提升該群體及其家庭成員的病悉感和疾病管理能力也是消除自我污名的有效策略。動員家庭成員參與到精神障礙者的規(guī)律服藥、定期復(fù)診、日常護(hù)理中，能促使他們感受到來自家庭內(nèi)部的情感支持與關(guān)懷，增強(qiáng)該群體在遇到精神心理問題時對疾病與尋求幫助的正確認(rèn)識。由于對不同類型和嚴(yán)重程度的精神疾病的發(fā)病癥狀、康復(fù)治療方式和日常護(hù)理知識的了解和掌握程度會影響出院后的康復(fù)情況，社會工作者有必要通過精神疾病知識的科普活動帶領(lǐng)精神障礙者及家屬學(xué)習(xí)相關(guān)知識，提高對疾病的認(rèn)識和參與疾病管理的積極性。[41]社會工作者還可以借助挖掘精神障礙者優(yōu)勢的方式來消除污名。一方面應(yīng)當(dāng)強(qiáng)化精神障礙者的自我認(rèn)知，從提升自我效能感的角度出發(fā)，通過參與力所能及的事務(wù)與活動，挖掘他們的個人優(yōu)勢，增強(qiáng)其與疾病共生的“正常化”的可能性，減少負(fù)面的刻板印象；另一方面，可以協(xié)助他們積極梳理自身的康復(fù)成功經(jīng)驗，并制作“復(fù)元手冊”或進(jìn)行同路人活動分享，利用同伴支持等策略來促進(jìn)精神障礙者康復(fù)信心的提升。在社區(qū)層面，社會工作者通過開展社區(qū)宣傳與教育活動，從公眾意識層面減少社會大眾對精神障礙者的誤解與恐懼心理，進(jìn)而降低精神障礙者的自我貶低和社會抵觸。
其次，在改善家庭功能方面，社會工作者可以著力恢復(fù)精神障礙者的家庭角色，注重家庭決策過程中精神障礙者的參與程度，重視精神障礙者的個人能力與需求，通過調(diào)動參與積極性，提升家庭成員面對決策時的合作力，使精神障礙者能夠在家庭中擁有合適的家庭角色，參與到家庭決策中，避免在家庭中“失聲”。同時，開展家庭成員溝通技巧訓(xùn)練也可以創(chuàng)造家庭成員之間的互動機(jī)會，增強(qiáng)家庭親密度，形成家庭溝通的良性循環(huán)。另外，通過情景模擬、視頻演示、小組互動等方式開展護(hù)理培訓(xùn)與發(fā)病時的危機(jī)應(yīng)對訓(xùn)練，可幫助家庭成員更好地接納精神障礙者，降低因疾病危機(jī)而帶來的家庭傷害。而發(fā)揮資源鏈接作用，搭建家屬資源互助平臺則有助于提升精神障礙者及其家庭獲取資源的能力，提高他們在情緒支持、危機(jī)預(yù)防和應(yīng)對方面的知識和技巧，增強(qiáng)家庭改變動力與能力，從而確保家庭功能的健康。
最后，在改善求助態(tài)度方面，社會工作者在科普精神疾病護(hù)理工作的同時，可以通過個案或小組工作的方式帶領(lǐng)精神障礙者認(rèn)識到向社會工作者、專業(yè)醫(yī)生、心理咨詢師等人士尋求幫助的意義與價值。也可以借助康復(fù)成效較好的同輩群體的經(jīng)驗分享，使他們重視專業(yè)幫助在困境中的有效性，促進(jìn)其通過專業(yè)手段進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)與壓力舒緩。
五、總 結(jié)
本研究通過對精神障礙人群進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)精神障礙者較容易經(jīng)歷高度的自我污名，其希望水平與家庭功能狀況均不理想，保持消極專業(yè)心理求助態(tài)度的人群占比偏高。研究還證實了家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，較好地解釋了該群體中自我污名對希望感的內(nèi)在作用機(jī)制?；谙嚓P(guān)結(jié)果，本研究從社會工作角度提出了關(guān)于該群體污名問題、家庭功能障礙及消極求助態(tài)度的介入策略，為從事相關(guān)領(lǐng)域的專業(yè)人員指明了服務(wù)方向、拓寬了行動思路。盡管如此，本研究受到精神障礙者群體特殊性的限制，存在樣本獲取難度大、樣本范圍狹窄的缺點。同時研究角度較為局限，關(guān)于自我污名與希望之間影響機(jī)制的研究角度仍有待豐富。未來的研究可以嘗試進(jìn)一步擴(kuò)大樣本容量與樣本范圍，也應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步探討自我污名與希望之間是否存在倒因果關(guān)系以及其他值得探索的路徑，例如分析希望是否也會影響自我污名的產(chǎn)生、家庭功能與求助態(tài)度是否存在反向影響路徑、是否有其他變量產(chǎn)生中介效應(yīng)或調(diào)節(jié)效應(yīng)等，從而更深入地討論自我污名對精神障礙者積極應(yīng)對疾病、實現(xiàn)良好康復(fù)的影響，以便為該群體提供切實有效的社工康復(fù)介入服務(wù)。
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（文字編輯：鄒紅 責(zé)任校對：徐朝科）
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梁露尹 張藝楠
摘 要：自我污名在精神障礙者中普遍存在，對他們的社會康復(fù)可能會帶來不利影響。通過問卷形式對330名精神障礙者進(jìn)行調(diào)查，分析其自我污名、希望感、家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的水平現(xiàn)狀，探究家庭功能及專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感關(guān)系中的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，43.1%的受訪者自我污名程度嚴(yán)重，希望感和家庭功能整體處于中等水平，有接近四成者抱持消極的專業(yè)心理求助態(tài)度。另外，自我污名與希望感、家庭功能、專業(yè)心理求助態(tài)度顯著相關(guān)。中介分析結(jié)果證實了家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感關(guān)系間存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?。因此，社會工作者在提供康?fù)服務(wù)時，可重點從精神障礙者自我污名、家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度三個方面作介入，從而消解自我污名及其負(fù)面影響，提升希望水平。
關(guān)鍵詞：精神障礙者；自我污名；希望感；家庭功能；專業(yè)心理求助態(tài)度
中圖分類號：C916 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096–7640（2023）02-0047-10
一、研究背景
截至2021年年底，全國登記在冊的重性精神障礙患者有660萬， [1]而首個覆蓋全國的精神障礙流行病學(xué)調(diào)查結(jié)果顯示，中國成人精神障礙 12個月患病率為9.32%，終生患病率為16.57%。[2]因此為精神障礙群體提供良好的社會康復(fù)支持，降低患病和殘疾所帶來的負(fù)面影響至關(guān)重要。社會工作作為救助弱勢人群的專業(yè)力量，是現(xiàn)代精神健康服務(wù)體系的重要組成部分。[3]社會工作在跨學(xué)科合作中，能充分發(fā)揮專業(yè)優(yōu)勢，為精神障礙者提供個性化且多元的康復(fù)服務(wù)，促進(jìn)其社會功能的恢復(fù)與社會融入。在此過程中，對精神障礙群體的心理健康機(jī)制及生存處境進(jìn)行深入研究，不僅有助于社會工作服務(wù)在該領(lǐng)域的知識提升與實務(wù)水平完善，還能較好地滿足學(xué)科發(fā)展需求、回應(yīng)殘障群體需要。
透過社會工作服務(wù)實踐可發(fā)現(xiàn)，污名現(xiàn)象在精神障礙者中普遍存在。污名是對弱勢群體的貶損，反映了人們對某些群體所持有的偏見。自我污名指個體在歧視經(jīng)歷中對公眾刻板印象的內(nèi)化，它會帶來偏差的自我認(rèn)知和退縮的社交行為。污名現(xiàn)象將被污名群體置于社會排斥狀態(tài)下，對精神障礙者而言，他們較容易因為自身的障礙而遭受外界歧視與偏見，并開始相信這種外在強(qiáng)加于自身的負(fù)面刻板印象，進(jìn)而形成自我污名。已有研究指出，該群體自我污名的檢出率接近五成[4-5]。另外，Brohan等學(xué)者在歐洲一項研究中發(fā)現(xiàn)，41.7%的精神障礙者遭受了中、高程度的自我污名[6]。自我污名的形成原因主要可以從認(rèn)知行為模型、概化模型和社會建構(gòu)視角進(jìn)行解讀。根據(jù)認(rèn)知行為模型，該群體所具有的身心特征更容易令公眾產(chǎn)生消極評價和歧視行為，他們又會進(jìn)一步內(nèi)化公眾的消極刻板印象，進(jìn)而產(chǎn)生自我污名。概化模型傾向于認(rèn)為污名是來源于優(yōu)勢群體對弱勢群體的標(biāo)簽，是對弱者所進(jìn)行的分類排斥。社會建構(gòu)視角則關(guān)注歷史文化因素對污名形成的重要作用，指出污名的建構(gòu)是長期、循環(huán)的過程。[7]自我污名可能會導(dǎo)致多種嚴(yán)重的心理健康后果。這些因刻板印象內(nèi)化所誘發(fā)的負(fù)面情緒影響如孤獨(dú)感加深[8]、抑郁程度增加[9]、自殺意念增強(qiáng)[10]、希望感下降[11]等，給精神障礙者帶來的傷害往往比疾病本身的癥狀更嚴(yán)重。自我恥辱感和尷尬感可能會使得他們不愿談?wù)撟约旱臓顩r，由此限制自我理解、出現(xiàn)認(rèn)知偏差，造成自我污名程度的進(jìn)一步加深。同時，精神障礙者的自尊、自我效能和人生觀也可能會遭到沉重打擊，降低參與康復(fù)的積極性，繼而喪失實現(xiàn)自我價值和人生目標(biāo)的動力。[12]這些遭遇對于他們獲得全面康復(fù)、重新回歸社會極為不利。為此，有必要通過研究更好地理解自我污名及其消除路徑，降低污名經(jīng)歷在精神障礙者身上出現(xiàn)惡性循環(huán)的風(fēng)險。
在前述關(guān)于自我污名造成的諸多后果中，希望感的改變需要被重視與討論。希望感作為一種指向未來的積極心理資本，是以追求目標(biāo)為中心的動力思維和路徑思維。[10]該心理特質(zhì)在精神疾病康復(fù)過程中是必不可少的基礎(chǔ)組成部分，因為康復(fù)取決于精神障礙個體是否具有期望變得更好的愿望與信念，而這種正向的心理期待作為獲得康復(fù)的關(guān)鍵途徑，有利于促進(jìn)該群體克服生活困難的決心與行動力，增加他們重建與社會聯(lián)結(jié)的可能性。[13]希望感在精神康復(fù)領(lǐng)域的復(fù)元模式中是幫助精神障礙者走出疾病、重獲新生的核心要素之一。相應(yīng)地，一些精神病學(xué)家也把希望感視為精神疾病康復(fù)的“指導(dǎo)原則”，認(rèn)為它有助于改變障礙者的生活信心、改善其精神面貌，因而應(yīng)使之成為精神障礙者應(yīng)對疾病的重要策略。[14]對精神障礙人群希望感的關(guān)注也與社會工作優(yōu)勢視角中提倡聚焦個體潛能，重視內(nèi)在轉(zhuǎn)變可能性的主張較為契合。有關(guān)精神障礙者希望水平現(xiàn)狀的評價在學(xué)界暫未形成共識。有學(xué)者認(rèn)為該群體的希望感普遍居于中等甚至偏高水平，情況良好，[15，16]但也有文獻(xiàn)指出他們的希望水平較差，生存處境需要被關(guān)心[17]。希望感的產(chǎn)生與諸多因素有關(guān)，如可實現(xiàn)目標(biāo)的設(shè)立、康復(fù)技能的學(xué)習(xí)與應(yīng)用、堅強(qiáng)果敢的性格特質(zhì)、對疾病的良好接納與應(yīng)對、和諧的醫(yī)患關(guān)系及充足的親友支持都是希望感的重要保護(hù)因素；而疾病或康復(fù)效果的惡化、個體對疾病的不良認(rèn)知、因患病所致社會身份與地位的改變、社會支持的削減以及不良醫(yī)患互動則可能成為損害希望水平的風(fēng)險因素。[18]其中，不良認(rèn)知、社會身份的改變及社會支持的削弱都可能與精神障礙者的自我污名經(jīng)歷有關(guān)。在探究自我污名對希望感的影響方面，有跨文化調(diào)查表明，精神障礙者的自我污名對其希望感具有顯著負(fù)向作用。[19]相似地，Mashiach-Eizenberg等人發(fā)現(xiàn)，嚴(yán)重精神障礙個體的自我污名程度越高，希望水平就越低，康復(fù)效果也會越差。[20]值得留意的是，精神障礙者自我污名對希望感的影響不一定只是簡單的直線式因果關(guān)系，當(dāng)中可能還涉及其他因素的共同參與，即自我污名通過其他因素直接或間接地對希望感產(chǎn)生作用。而這一心理機(jī)制過程具有其復(fù)雜性和動態(tài)性，需要被進(jìn)一步研究和認(rèn)識。
根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論的觀點，精神障礙者的心路歷程可能會涉及與所處生活環(huán)境中不同系統(tǒng)因素之間（包括家庭系統(tǒng)和社會系統(tǒng)）的雙向互動。首先，在家庭系統(tǒng)層面，家庭功能失調(diào)可以被視為其在遭受到社會污名后對外界系統(tǒng)的負(fù)面應(yīng)對，這些應(yīng)對最終又會回到個體本身、反饋在希望水平的下降方面，并削弱其參與康復(fù)的動力。已有學(xué)者指出，精神障礙者的自我污名程度越高，越可能預(yù)示著家庭功能狀況處于不良狀態(tài)。[21]另一方面，家庭功能對希望感的預(yù)測作用也得到了研究證實，尤其對于患病群體來說，良好的家庭功能意味著個體能夠從中獲取足夠的家庭支持與關(guān)懷，這將有利于其恢復(fù)信念并且勇于對抗疾病。[22]盡管如此，現(xiàn)有文獻(xiàn)僅單獨(dú)證明了自我污名對家庭功能、家庭功能對希望感之間的兩兩因果關(guān)系，對于家庭功能是否會在自我污名與希望感的關(guān)系中產(chǎn)生中介作用鮮少關(guān)注。另外，雖然有研究表明精神障礙人群的家庭功能總體處于失調(diào)狀態(tài)[23-25]，但證據(jù)仍不夠充分，成果有待豐富。
除了與家庭系統(tǒng)的互動，精神障礙者對社會系統(tǒng)作出的應(yīng)對，如對于求助專業(yè)心理服務(wù)抱持的消極態(tài)度也可能是導(dǎo)致其自我污名及對希望感產(chǎn)生顯著影響的另一個中介因素。專業(yè)心理求助態(tài)度是一種內(nèi)在反應(yīng)傾向，體現(xiàn)了個體遇到無法解決的心理問題時，通過咨詢、輔導(dǎo)等方式向?qū)I(yè)工作人員尋求專業(yè)幫助的積極性。[26]雖然當(dāng)前文獻(xiàn)對于該因素的水平現(xiàn)狀鮮少分析，但有研究證實了自我污名是專業(yè)心理求助態(tài)度的阻礙因素，即心理疾病的污名化程度越高，個體的求助態(tài)度就越消極。[27-28]Yeshanew等人甚至發(fā)現(xiàn)，超過半數(shù)的重癥精神障礙受訪者因擔(dān)心歧視而放棄求醫(yī)。[29]精神障礙者的專業(yè)心理求助態(tài)度也可能與其希望感存在關(guān)聯(lián)性，如McDermott等人認(rèn)為，有自殺傾向個體的專業(yè)求助態(tài)度對其希望水平具有正向影響作用[30]，但目前對該問題的討論針對精神障礙者的研究較為不足，自我污名是否會通過專業(yè)心理求助態(tài)度對希望感產(chǎn)生影響更是有待檢驗。
現(xiàn)有文獻(xiàn)不僅為論證家庭功能、專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感之間的中介作用提供了部分理論線索，而且對家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的關(guān)聯(lián)性也進(jìn)行了探究。有研究指出，家庭功能的不良運(yùn)作會降低精神障礙者參與康復(fù)治療的意愿和配合程度。[16，31]由此看來，家庭功能與專業(yè)求助態(tài)度在精神障礙者自我污名與希望感的關(guān)系機(jī)制中可能存在鏈?zhǔn)街薪樽饔茫@些變量之間的關(guān)聯(lián)性應(yīng)得到進(jìn)一步驗證。
綜上，精神障礙者經(jīng)歷諸多來自疾病帶來的挑戰(zhàn)。他們不僅可能因身心障礙而遭受污名傷害，還可能面臨家庭功能受損、與社會資源互動失效，甚至喪失對康復(fù)和未來生活的希望等問題。這個數(shù)量龐大的弱勢群體如長期受困將不利于社會的和諧與穩(wěn)定。如何幫助他們有效梳理當(dāng)前困境，使其重構(gòu)生命的意義，從關(guān)注疾病到回歸個體本身，進(jìn)而促進(jìn)其全面康復(fù)是值得探究的話題。然而國內(nèi)聚焦于精神障礙者自我污名及其負(fù)面影響的研究數(shù)量較少，對于自我污名經(jīng)歷是否會對心理特質(zhì)如希望感產(chǎn)生影響、發(fā)生機(jī)制是怎么樣的等問題尚不清楚。在此背景下，本研究擬探究精神障礙者自我污名、希望感、家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的水平現(xiàn)狀，構(gòu)建家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感關(guān)系間的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?，并采集?shù)據(jù)予以檢驗，最后基于結(jié)果，進(jìn)一步提出社會工作實務(wù)建議。本研究的鏈?zhǔn)街薪榧僭O(shè)模型見圖1。在該模型中，自我污名通過家庭功能的中介效應(yīng)影響希望水平；自我污名通過專業(yè)心理求助態(tài)度的中介效應(yīng)影響希望水平；自我污名通過家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)影響希望水平。
二、研究方法
（一） 樣本與步驟
本研究以廣州市正在接受社區(qū)康復(fù)的精神障礙者為被試人群。納入標(biāo)準(zhǔn)：①正在接受社會工作服務(wù)；②當(dāng)前病情穩(wěn)定無須住院；③意識清楚，可以進(jìn)行正常溝通；④自愿參與本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：①處于發(fā)病期且住院；②存在智力障礙或?qū)柧韮?nèi)容理解有困難，不能進(jìn)行有效的回答者。通過方便抽樣的方式，在廣州市N區(qū)、Z區(qū)和C區(qū)三家社會工作機(jī)構(gòu)共發(fā)放問卷330份。機(jī)構(gòu)的社會工作者事先向被試對象講解研究目的、問卷填寫方法與注意事項，在獲得知情同意后方進(jìn)行問卷調(diào)查。問卷的填寫以便利被試者為原則，采取線上填寫和線下派發(fā)紙質(zhì)問卷相結(jié)合的方式進(jìn)行。紙質(zhì)問卷由社會工作者入戶發(fā)放并指導(dǎo)填寫，線上問卷通過問卷星平臺完成收集。本問卷采用精神疾病自我污名量表簡版（ISMI-10）、Herth希望量表（HHI）、家庭關(guān)懷指數(shù)量表（APGAR）及尋求專業(yè)心理求助態(tài)度量表簡版（ATSPPH-SF）來分別檢驗被試對象的自我污名水平、希望感水平、家庭功能水平和專業(yè)心理求助態(tài)度。另外還收集了被試對象的基本資料，包括性別、年齡、患病類型、患病年限、殘疾等級、教育程度和家庭收入情況。最終回收有效問卷311份，有效回收率為94.24%。
（二） 研究工具
1. 精神疾病自我污名量表簡版（ISMI-10）
本研究采用由Boyd等人編制的精神疾病自我污名量表簡版（ISMI-10）來檢驗個體的自我污名程度。該量表最初由Ritsher編制，共包含29道題目。隨后，Boyd等人基于Ritsher的版本對量表進(jìn)行了刪減，形成了包含10道題目的簡化版。簡版量表的內(nèi)容涉及疏離感、歧視經(jīng)歷、刻板印象認(rèn)同、社交退縮和污名抵抗五個維度[32]。量表采用Likert 4級評分，總得分區(qū)間為1～4分。其中2.5分為自我污名程度的分界線，得分在2.5分或以下為中、低程度，高于2.5分為嚴(yán)重程度。Cronbachs α系數(shù)為0.79，信度情況良好。
2. Herth希望量表（HHI）
本研究運(yùn)用由美國學(xué)者Herth等編制、趙海平教授翻譯的希望量表（HHI）中文版來測量精神障礙者的希望水平[33]。量表一共有12道題目，包括“對現(xiàn)實和未來的積極態(tài)度”、“采取積極的行動”以及“與他人保持親密聯(lián)系”三個維度，代表個人對未來所持有的一種積極態(tài)度[12]。量表使用Likert 4級評分，總得分范圍在12～48分，總得分越高，則代表個體擁有的希望水平越高。按得分高低可以將精神障礙者的希望水平劃分為低水平（12～23分）、中等水平（24～35分）和高水平（36～48分）三類。Cronbachs α系數(shù)為0.87，信度情況較為理想。
3. 家庭關(guān)懷指數(shù)量表（APGAR）
本研究選取由Smilkstein于1978年編制的家庭關(guān)懷指數(shù)量表（APGAR）來檢驗精神障礙者的家庭功能水平。該量表由5道題目組成，檢驗的內(nèi)容包括家庭功能、評估家庭支持的適應(yīng)度、合作度、成長度、情感度和親密度五個方面。量表采用Likert 3級評分方式，總分越低表示家庭功能越差，根據(jù)總得分情況可將精神障礙者的家庭功能分為嚴(yán)重障礙（0～3分）、中度障礙（4～6）、功能良好（7～10）三種類型。Cronbachs α系數(shù)為0.88，信度情況良好。
4. 尋求專業(yè)心理求助態(tài)度量表簡版（ATSPPH-SF）
本研究采用由孔雪燕等人修訂的尋求專業(yè)心理求助態(tài)度量表簡版（ATSPPH-SF）來測量精神障礙者的專業(yè)心理求助態(tài)度水平。該量表最初由Fischer和Turner編制，隨后孔雪燕等人進(jìn)行中文翻譯并簡化。簡版量表包含“獨(dú)立性”“有效性”“開放性”三個維度，共10道題。采用Likert 4級評分，得分越高，心理求助態(tài)度就越積極。[34]量表的理論中值為2.5，低于2.5為求助態(tài)度消極，高于2.5為求助態(tài)度積極。Cronbachs α系數(shù)為0.68，信度情況可接受。
（三） 數(shù)據(jù)分析
本研究采用SPSS 22進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。首先利用描述統(tǒng)計計算人口特征中分類變量的頻率及數(shù)值變量的均值，根據(jù)量表規(guī)則計算各變量的水平值；其次運(yùn)用皮爾遜相關(guān)分析對各變量之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗。另外，采用Harman單因素檢驗方法來檢驗共同方法偏差，確認(rèn)研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差后進(jìn)行后續(xù)分析[35]。最后運(yùn)用Hayes[36]開發(fā)的Process程序中的模型6做鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗。通過抽取5 000個Bootstrap樣本，估計中介效應(yīng)的Bootstrap95%置信區(qū)間檢驗回歸系數(shù)的顯著性，若95%置信區(qū)間不包含0，則表示相應(yīng)效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)成立。
三、研究結(jié)果分析
（一） 被試對象的基本資料
本研究的被試對象中，47.9%為男性（n=149），52.1%為女性（n=162）。其年齡范圍在15～84歲，平均年齡為42.73歲（SD=14.11），其中3.9%處在18歲以下的未成年階段（n=12），84.9%處在18～59歲的青壯年階段（n=264），11.3%處在60歲及以上的老年階段（n = 3 5 ） 。該群體的患病類型包括精神分裂癥（61.7%）、抑郁癥（16.7%）、狂躁癥（1.0%）、焦慮癥（2.6%）、強(qiáng)迫癥（1.0%）、雙相情感障礙（6.8%）、器質(zhì)性病變所致精神障礙（6.8%）和其他類型（3.5%）。另外，患病年限平均為17.43年（SD=11.26），其中68.5%的被試對象患病十年以上（n=213），31.5%患病十年以下（n=98）。殘疾等級方面，一級占18.6%（n=58）、二級占51.8%（n=161）、三級占13.8%（n=43）、四級占15.8%（n=49）。受教育程度方面，初中及以下的學(xué)歷占比達(dá)總?cè)藬?shù)的75.2%（n=234），初中以上學(xué)歷占比為24.8%（n=77）。關(guān)于家庭經(jīng)濟(jì)水平，家庭月收入在3 000元及以下的占75.9%（n=236），在3 000元以上的則有24.1%（n=75）。詳細(xì)資料見表1。
（二） 主要研究變量的得分水平
據(jù)表2、表3結(jié)果顯示，精神障礙者的自我污名均分為2.52分（SD=0.40），處于嚴(yán)重程度。雖有56.9%的精神障礙者處在自我污名的低程度，但仍有43.1%的精神障礙者擁有較高程度的自我污名水平。對五個維度進(jìn)行分析可知，各維度平均得分由高到底分別為：疏離感（M=5.70，SD=1.13）、歧視經(jīng)歷（ M = 5 . 2 3 ， S D = 1 . 1 4 ） 、社交退縮（ M = 5 . 0 9 ，SD=1.15）、刻板印象認(rèn)同（M=4.64，SD=1.06）、污名抵抗（M=4.56，SD=1.07）。
對精神障礙者的希望感進(jìn)行檢驗后得出，該群體的希望水平均分為33.35分（SD=4.80），處于中等水平。其中有66.2%的精神障礙者處于中等希望水平，并有31.5%處于高希望水平，處于低希望水平的僅占2.3%。對各維度得分進(jìn)行分析可知，精神障礙者在“采取積極行動”上的平均得分最高（M=11.49，SD=1.75），其次為“對現(xiàn)實和未來的積極態(tài)度”（M=10.95，SD=1.78），在“與他人保持親密關(guān)系”上的平均得分最低（M=10.91，SD=1.85）。
此外，精神障礙者的家庭功能平均得分為6.17分（SD=2.72），處于中等障礙狀態(tài)。其中，13.2%的精神障礙者家庭功能處于嚴(yán)重障礙程度，40.8%處于中度障礙，僅有46.0%的調(diào)查對象家庭功能良好。也就是說，超過半數(shù)的受訪者家庭功能情況并不理想。另外，家庭功能的五個維度分?jǐn)?shù)由高到低分別為：適應(yīng)度（M=1.33，SD=0.64）、情感度（M=1.24，SD=0.65）、合作度（M=1.23，SD=0.66）、成長度（M=1.21，SD=0.68）、親密度（M=1.17，SD=0.69）。
在專業(yè)心理求助態(tài)度的得分方面，受訪者的平均得分為2.63分（SD=0.33），整體處于積極狀態(tài)。需注意的是，有37.6%的精神障礙者求助態(tài)度較為消極。在該變量的三個維度中，“有效性”平均得分最高（M=11.07，SD=1.77），“開放性”得分居于其次（M=7.97，SD=1.39），“獨(dú)立性”平均得分最低（M=7.27，SD=1.39）。
（三） 主要研究變量的相關(guān)分析
對自我污名、希望感、家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度進(jìn)行皮爾遜相關(guān)分析后得出，各變量間存在顯著關(guān)聯(lián)。首先，自我污名與希望感之間存在顯著負(fù)相關(guān)。其次，自我污名分別與家庭功能、專業(yè)心理求助態(tài)度存在顯著負(fù)相關(guān)；而家庭功能（r=0.534，p<0.01）、專業(yè)心理求助態(tài)度與希望感之間則存在顯著正相關(guān)。另外，家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度之間存在顯著的正相關(guān)，詳見表4。
（四） 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ头治?/p>
1. 共同方法偏差檢驗
為了排除因相同數(shù)據(jù)來源或評分者、相同測量環(huán)境、項目語境以及項目本身特征所產(chǎn)生的系統(tǒng)誤差對研究結(jié)論的影響，本研究采用Harman單因素檢驗對所有變量的共37道題目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析。結(jié)果顯示，共有9個因子的特征根值大于1，第一個因子解釋的變異量為25.59%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，不存在明顯的共同方法偏差。
2. 中介效應(yīng)分析
據(jù)表5的回歸分析結(jié)果顯示，精神障礙者的自我污名分別對其家庭功能（β=?0.465，p＜0.0001）、專業(yè)心理求助態(tài)度（β=?0.308，p＜0.001）、希望感（β=?0.289，p＜0.001）具有負(fù)向預(yù)測作用；家庭功能分別對專業(yè)心理求助態(tài)度（β=0.165，p＜0.001）、希望感（β=0.305，p＜0.001）具有正向預(yù)測作用；專業(yè)心理求助態(tài)度也對希望感有正向預(yù)測作用（β=0.307，p＜0.001）。
通過Bootstrap法重復(fù)抽樣5 000次檢驗家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的中介效應(yīng)顯著性。結(jié)果顯示，家庭功能在自我污名和希望感的關(guān)系中，95%的置信區(qū)間[?0.235，?0.111]不包含0，存在顯著中介影響，間接效應(yīng)量為?0.168，效應(yīng)占比為25.78%；專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名和希望感的關(guān)系中，95%的置信區(qū)間[?0.184，?0.049]不包含0，中介作用顯著，間接效應(yīng)量為?0.112，效應(yīng)占比為17.22%；在家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗中，95%的置信區(qū)間[?0.052，?0.007]不包含0。因此，家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感間存在鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，間接效應(yīng)量為?0.028，效應(yīng)占比為4.30%（見表6）。
綜上所述，在自我污名與希望感的關(guān)系中存在三條間接作用路徑，即自我污名可以通過家庭功能的中介效應(yīng)影響希望水平，自我污名可以通過專業(yè)心理求助態(tài)度的中介效應(yīng)影響希望水平，自我污名可以通過家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)影響希望水平。鏈?zhǔn)街薪樽饔媚Ｐ腿鐖D2所示，其中實線表示路徑顯著、箭頭代表路徑方向、P<0.01。精神障礙者自我污名對希望感的影響所產(chǎn)生的三條間接路徑在自我污名對希望感的總效應(yīng)中的占比為47.30%。
四、討論與建議
（一） 自我污名、希望感、家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度現(xiàn)狀
研究發(fā)現(xiàn)，43.1%的精神障礙者擁有較高程度的自我污名，這一結(jié)果與早前部分國內(nèi)外研究的結(jié)論較為一致，均顯示該群體自我污名處于高水平狀態(tài)的占比在40%—50%之間[4-6]，說明他們遭受自我污名的情況較嚴(yán)重。另外，精神障礙者在自我污名“疏離感”維度得分最高，在“污名抵抗”維度得分最低，意味著在污名被內(nèi)化的過程中，精神障礙者更容易感受到被主流社會所排斥，進(jìn)而產(chǎn)生疏離感，他們與污名抗?fàn)幍哪芰ο鄬^弱。同時，研究證實了精神障礙者總體希望水平為一般，且在“采取積極行動”維度的平均得分最高，在“與他人保持親密關(guān)系”維度的平均得分最低。也就是說，精神障礙者更愿意采取積極的行動來應(yīng)對疾病帶來的影響，例如積極主動地配合治療、尋求幫助。但在與人之間的交往方面如接受和給予他人愛的能力相對較弱。研究還發(fā)現(xiàn)，精神障礙者的家庭功能總體上處于中度障礙。各維度中，“適應(yīng)度”平均得分最高，說明他們在遇到困境時，可能較為滿意其家庭為自己所提供的資源與幫助。而“親密度”平均得分最低，可以理解為他們對家庭成員在時間、空間、金錢等方面的共享程度滿意度相對較差。精神疾病對精神障礙者產(chǎn)生的影響可能會使他們不被理解或無法恰當(dāng)表達(dá)情緒，阻礙家庭成員間的互動與情感交流，進(jìn)而損害家庭功能。研究還顯示，精神障礙者的求助態(tài)度較為積極，其中在“有效性”維度得分最高，在“獨(dú)立性”維度得分最低。這表明該群體更愿意肯定專業(yè)心理幫助給自己所帶來的效益，在遇到精神和心理上的困難時，他們不一定傾向于獨(dú)自解決問題。
（二） 自我污名的影響作用
研究證實，精神障礙者的自我污名程度越高，希望水平越低。早前國內(nèi)關(guān)于精神分裂癥的污名研究也有相似結(jié)論，污名在內(nèi)化的過程中可能會導(dǎo)致希望感和自尊水平的降低。該經(jīng)歷通過改變了個體對自我的認(rèn)知，使個體產(chǎn)生回避社交行為[12]，由此對個人的能力和價值產(chǎn)生懷疑并失去希望。而對于精神障礙人群來說，希望感能使他們戰(zhàn)勝面前的困難與障礙，在與疾病共存的過程中建構(gòu)起新的生命意義，而非以病患的角色去適應(yīng)患病后的狀態(tài)，它是復(fù)元的催化劑[37]。因此，應(yīng)關(guān)注希望感作為復(fù)元動力源泉的重要意義，探索如何通過降低自我污名來提升希望水平。
本研究關(guān)于自我污名程度越高、家庭功能障礙程度越高的結(jié)論與早前研究觀點相同。自我污名對個體感知家庭關(guān)懷具有消極影響。高自我污名的個體會降低對家庭關(guān)注和支持的感受度[38]。自我污名對家庭功能的損害可以從生理和社會角度理解。在生理方面，精神障礙者因疾病而產(chǎn)生的自我否定較容易引發(fā)情緒、行為問題的產(chǎn)生，由此增加他們與家人之間的相處困難；在社會方面，精神障礙者家屬可能會出于對遭受外界排斥的恐懼心理而減少提供家庭支持與關(guān)懷。由此可見，精神障礙者家庭功能的恢復(fù)需要通過降低自我污名來實現(xiàn)。研究還發(fā)現(xiàn)，自我污名程度越高，專業(yè)心理求助態(tài)度越消極?？赡艿慕忉屖?，精神障礙者對消極刻板印象的內(nèi)化與認(rèn)同加劇了他們對被歧視和被排斥的恐懼，為了避免遭受不公平的待遇，該群體可能會抗拒向外界專業(yè)力量尋求幫助，部分人甚至?xí)⑶笾袨榭醋骺蓯u和無能的表現(xiàn)。[39]顯然，對自我污名的經(jīng)歷進(jìn)行干預(yù)可以被視為改善個體求助態(tài)度的有效途徑。
（三） 家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的關(guān)系
研究表明，精神障礙者的家庭功能越好，專業(yè)心理求助態(tài)度越積極。有相關(guān)研究也表明親密的、具有彈性的家庭支持與互動，可為精神分裂癥患者提供相對穩(wěn)定的生活和情緒空間，提升他們對疾病的認(rèn)知和治療依從性。[16]也就是說，家庭功能的良性運(yùn)行，例如家庭給予精神障礙者充足的物質(zhì)與情感支持、家庭應(yīng)對危機(jī)的強(qiáng)大能力、家庭成員間的相互合作等都可以為精神障礙者創(chuàng)造良好的家庭環(huán)境，從而促使該群體能夠更加積極地應(yīng)對疾病。相應(yīng)地，從家庭層面出發(fā)，對精神障礙者的家庭功能進(jìn)行干預(yù)，有利于改善他們的求助態(tài)度，促使其主動鏈接專業(yè)支持。
（四） 家庭功能、專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名和希望感間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>
通過鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗得出，精神障礙者的自我污名可以通過三條路徑對其希望感產(chǎn)生影響。自我污名通過家庭功能對希望感產(chǎn)生作用；自我污名通過專業(yè)心理求助態(tài)度對希望感產(chǎn)生作用；自我污名受到家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈?zhǔn)街薪橛绊懀瑢οＭ挟a(chǎn)生作用。首先，在家庭功能的中介影響中，可發(fā)現(xiàn)自我污名程度越高，家庭功能障礙越嚴(yán)重，會導(dǎo)致更低的希望水平。原因在于，遭受歧視的精神障礙者會產(chǎn)生消極自我認(rèn)知、社交退縮行為和一系列負(fù)面情緒，這些個體的不良狀態(tài)不利于家庭成員間的互動。不良的家庭功能則使得個體無法擁有合適的角色定位、適切的情緒宣泄以及與家人保持良好的溝通與交流的機(jī)會，進(jìn)而產(chǎn)生消極的態(tài)度與行為，對生活失去希望。[40]而家庭功能的良性運(yùn)行能夠使精神障礙者與家人相處融洽，使家庭在適應(yīng)度、合作度、成長度、情感度和親密度方面維持動態(tài)平衡，為他們提供足夠的支持與關(guān)懷，令其產(chǎn)生更多的積極情緒和康復(fù)動機(jī)。因此，家庭的影響力在精神障礙者的康復(fù)過程中不容小覷。社會工作者在干預(yù)精神障礙者的自我污名時，應(yīng)當(dāng)尤其留意其家庭功能，如重視家庭成員之間的相互影響、家庭支持與家庭適應(yīng)力，協(xié)助精神障礙者家庭認(rèn)識家庭溝通與合作的重要意義。
在專業(yè)心理求助態(tài)度的中介影響方面，自我污名程度越高的精神障礙者向?qū)I(yè)渠道求助的態(tài)度就越消極，并導(dǎo)致更低的希望水平。這是因為較高的自我污名可能會使個體出現(xiàn)自我貶低的情況，認(rèn)同外界給予自己的負(fù)面評價，將自己視為無能者。為了不再損傷自尊，他們較容易傾向于拒絕向?qū)I(yè)人士求助，即使這些社會資源實際上對于他們順利獲得康復(fù)具有重要的推力影響。在此情形下，當(dāng)個體的這種求助傾向性越低，就越難通過專業(yè)途徑獲取支持和緩解精神疾病所帶來的種種負(fù)面影響，其對生活的希望感和積極性就會隨之下降?？梢姡瑢I(yè)心理求助態(tài)度作為精神障礙者與社會資源有效鏈接的重要體現(xiàn)，應(yīng)成為自我污名水平干預(yù)的著眼點之一。
另外，家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈?zhǔn)街薪樽饔蔑@著存在，自我污名可以通過家庭功能對專業(yè)心理求助態(tài)度的影響進(jìn)而作用于希望水平。這意味著提升精神障礙者的希望水平，不僅需要降低自我污名，也需要幫助該群體維持家庭功能的良性運(yùn)轉(zhuǎn)，激發(fā)該群體向?qū)I(yè)渠道求助的積極性。這一結(jié)果有助于精神康復(fù)領(lǐng)域的工作人員更加深刻地了解自我污名對精神障礙者及其家庭產(chǎn)生的負(fù)面影響，更清晰地認(rèn)識自我污名對希望感的內(nèi)在影響機(jī)制，從而實施更加精準(zhǔn)、高效的干預(yù)措施。
（五） 社會工作介入精神障礙者康復(fù)的干預(yù)策略
基于相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，本研究從社會工作的專業(yè)角度出發(fā)，分別對自我污名的消解、家庭功能的恢復(fù)和專業(yè)心理求助態(tài)度的提升三個方面提出干預(yù)建議。
首先，自我污名的消解主要可以通過糾正認(rèn)知、提升藥物管理能力、挖掘優(yōu)勢和社區(qū)教育來實現(xiàn)。社會工作者有必要從認(rèn)知層面幫助精神障礙者及其家庭成員轉(zhuǎn)變對精神疾病的不良認(rèn)知。污名經(jīng)歷使精神障礙者更容易形成負(fù)面認(rèn)知，若其照顧者無法對精神疾病產(chǎn)生正確的認(rèn)識，也可能導(dǎo)致該群體病情的反復(fù)，甚至對照顧者自身也產(chǎn)生嚴(yán)重的身心危害。社會工作者可以邀請精神障礙者及其家庭成員共同參與康復(fù)計劃的制定過程，帶領(lǐng)他們了解何為“復(fù)元”，幫助他們學(xué)習(xí)與疾病共存，尋求新的生命意義與價值的目的，進(jìn)而摒棄將精神障礙視作累贅與包袱的思想，激發(fā)尋求專業(yè)心理幫助、配合治療的意愿。同時，提升該群體及其家庭成員的病悉感和疾病管理能力也是消除自我污名的有效策略。動員家庭成員參與到精神障礙者的規(guī)律服藥、定期復(fù)診、日常護(hù)理中，能促使他們感受到來自家庭內(nèi)部的情感支持與關(guān)懷，增強(qiáng)該群體在遇到精神心理問題時對疾病與尋求幫助的正確認(rèn)識。由于對不同類型和嚴(yán)重程度的精神疾病的發(fā)病癥狀、康復(fù)治療方式和日常護(hù)理知識的了解和掌握程度會影響出院后的康復(fù)情況，社會工作者有必要通過精神疾病知識的科普活動帶領(lǐng)精神障礙者及家屬學(xué)習(xí)相關(guān)知識，提高對疾病的認(rèn)識和參與疾病管理的積極性。[41]社會工作者還可以借助挖掘精神障礙者優(yōu)勢的方式來消除污名。一方面應(yīng)當(dāng)強(qiáng)化精神障礙者的自我認(rèn)知，從提升自我效能感的角度出發(fā)，通過參與力所能及的事務(wù)與活動，挖掘他們的個人優(yōu)勢，增強(qiáng)其與疾病共生的“正常化”的可能性，減少負(fù)面的刻板印象；另一方面，可以協(xié)助他們積極梳理自身的康復(fù)成功經(jīng)驗，并制作“復(fù)元手冊”或進(jìn)行同路人活動分享，利用同伴支持等策略來促進(jìn)精神障礙者康復(fù)信心的提升。在社區(qū)層面，社會工作者通過開展社區(qū)宣傳與教育活動，從公眾意識層面減少社會大眾對精神障礙者的誤解與恐懼心理，進(jìn)而降低精神障礙者的自我貶低和社會抵觸。
其次，在改善家庭功能方面，社會工作者可以著力恢復(fù)精神障礙者的家庭角色，注重家庭決策過程中精神障礙者的參與程度，重視精神障礙者的個人能力與需求，通過調(diào)動參與積極性，提升家庭成員面對決策時的合作力，使精神障礙者能夠在家庭中擁有合適的家庭角色，參與到家庭決策中，避免在家庭中“失聲”。同時，開展家庭成員溝通技巧訓(xùn)練也可以創(chuàng)造家庭成員之間的互動機(jī)會，增強(qiáng)家庭親密度，形成家庭溝通的良性循環(huán)。另外，通過情景模擬、視頻演示、小組互動等方式開展護(hù)理培訓(xùn)與發(fā)病時的危機(jī)應(yīng)對訓(xùn)練，可幫助家庭成員更好地接納精神障礙者，降低因疾病危機(jī)而帶來的家庭傷害。而發(fā)揮資源鏈接作用，搭建家屬資源互助平臺則有助于提升精神障礙者及其家庭獲取資源的能力，提高他們在情緒支持、危機(jī)預(yù)防和應(yīng)對方面的知識和技巧，增強(qiáng)家庭改變動力與能力，從而確保家庭功能的健康。
最后，在改善求助態(tài)度方面，社會工作者在科普精神疾病護(hù)理工作的同時，可以通過個案或小組工作的方式帶領(lǐng)精神障礙者認(rèn)識到向社會工作者、專業(yè)醫(yī)生、心理咨詢師等人士尋求幫助的意義與價值。也可以借助康復(fù)成效較好的同輩群體的經(jīng)驗分享，使他們重視專業(yè)幫助在困境中的有效性，促進(jìn)其通過專業(yè)手段進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)與壓力舒緩。
五、總 結(jié)
本研究通過對精神障礙人群進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)精神障礙者較容易經(jīng)歷高度的自我污名，其希望水平與家庭功能狀況均不理想，保持消極專業(yè)心理求助態(tài)度的人群占比偏高。研究還證實了家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，較好地解釋了該群體中自我污名對希望感的內(nèi)在作用機(jī)制?；谙嚓P(guān)結(jié)果，本研究從社會工作角度提出了關(guān)于該群體污名問題、家庭功能障礙及消極求助態(tài)度的介入策略，為從事相關(guān)領(lǐng)域的專業(yè)人員指明了服務(wù)方向、拓寬了行動思路。盡管如此，本研究受到精神障礙者群體特殊性的限制，存在樣本獲取難度大、樣本范圍狹窄的缺點。同時研究角度較為局限，關(guān)于自我污名與希望之間影響機(jī)制的研究角度仍有待豐富。未來的研究可以嘗試進(jìn)一步擴(kuò)大樣本容量與樣本范圍，也應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步探討自我污名與希望之間是否存在倒因果關(guān)系以及其他值得探索的路徑，例如分析希望是否也會影響自我污名的產(chǎn)生、家庭功能與求助態(tài)度是否存在反向影響路徑、是否有其他變量產(chǎn)生中介效應(yīng)或調(diào)節(jié)效應(yīng)等，從而更深入地討論自我污名對精神障礙者積極應(yīng)對疾病、實現(xiàn)良好康復(fù)的影響，以便為該群體提供切實有效的社工康復(fù)介入服務(wù)。
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（文字編輯：鄒紅 責(zé)任校對：徐朝科）
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