梁露尹 張藝楠

摘 要：自我污名在精神障礙者中普遍存在，對他們的社會康復可能會帶來不利影響。通過問卷形式對330名精神障礙者進行調查，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系中的鏈式中介效應。研究發(fā)現，43.1%的受訪者自我污名程度嚴重，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。中介分析結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系間存在鏈式中介作用。因此，社會工作者在提供康復服務時，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面影響，提升希望水平。

關鍵詞：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 文獻標識碼：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調查結果顯示，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支持，降低患病和殘疾所帶來的負面影響至關重要。社會工作作為救助弱勢人群的專業(yè)力量，是現代精神健康服務體系的重要組成部分。[3]社會工作在跨學科合作中，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服務，促進其社會功能的恢復與社會融入。在此過程中，對精神障礙群體的心理健康機制及生存處境進行深入研究，不僅有助于社會工作服務在該領域的知識提升與實務水平完善，還能較好地滿足學科發(fā)展需求、回應殘障群體需要。

透過社會工作服務實踐可發(fā)現，污名現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歷中對公眾刻板印象的內化，它會帶來偏差的自我認知和退縮的社交行為。污名現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加于自身的負面刻板印象，進而形成自我污名。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等學者在歐洲一項研究中發(fā)現，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知行為模型、概化模型和社會建構視角進行解讀。根據認知行為模型，該群體所具有的身心特征更容易令公眾產生消極評價和歧視行為，他們又會進一步內化公眾的消極刻板印象，進而產生自我污名。概化模型傾向于認為污名是來源于優(yōu)勢群體對弱勢群體的標簽，是對弱者所進行的分類排斥。社會建構視角則關注歷史文化因素對污名形成的重要作用，指出污名的建構是長期、循環(huán)的過程。[7]自我污名可能會導致多種嚴重的心理健康后果。這些因刻板印象內化所誘發(fā)的負面情緒影響如孤獨感加深[8]、抑郁程度增加[9]、自殺意念增強[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重。自我恥辱感和尷尬感可能會使得他們不愿談論自己的狀況，由此限制自我理解、出現認知偏差，造成自我污名程度的進一步加深。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，降低參與康復的積極性，繼而喪失實現自我價值和人生目標的動力。[12]這些遭遇對于他們獲得全面康復、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，降低污名經歷在精神障礙者身上出現惡性循環(huán)的風險。

在前述關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，是以追求目標為中心的動力思維和路徑思維。[10]該心理特質在精神疾病康復過程中是必不可少的基礎組成部分，因為康復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的關鍵途徑，有利于促進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結的可能性。[13]希望感在精神康復領域的復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。相應地，一些精神病學家也把希望感視為精神疾病康復的“指導原則”，認為它有助于改變障礙者的生活信心、改善其精神面貌，因而應使之成為精神障礙者應對疾病的重要策略。[14]對精神障礙人群希望感的關注也與社會工作優(yōu)勢視角中提倡聚焦個體潛能，重視內在轉變可能性的主張較為契合。有關精神障礙者希望水平現狀的評價在學界暫未形成共識。有學者認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]但也有文獻指出他們的希望水平較差，生存處境需要被關心[17]。希望感的產生與諸多因素有關，如可實現目標的設立、康復技能的學習與應用、堅強果敢的性格特質、對疾病的良好接納與應對、和諧的醫(yī)患關系及充足的親友支持都是希望感的重要保護因素；而疾病或康復效果的惡化、個體對疾病的不良認知、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險因素。[18]其中，不良認知、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歷有關。在探究自我污名對希望感的影響方面，有跨文化調查表明，精神障礙者的自我污名對其希望感具有顯著負向作用。[19]相似地，Mashiach-Eizenberg等人發(fā)現，嚴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系，當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生作用。而這一心理機制過程具有其復雜性和動態(tài)性，需要被進一步研究和認識。

根據生態(tài)系統理論的觀點，精神障礙者的心路歷程可能會涉及與所處生活環(huán)境中不同系統因素之間（包括家庭系統和社會系統）的雙向互動。首先，在家庭系統層面，家庭功能失調可以被視為其在遭受到社會污名后對外界系統的負面應對，這些應對最終又會回到個體本身、反饋在希望水平的下降方面，并削弱其參與康復的動力。已有學者指出，精神障礙者的自我污名程度越高，越可能預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懷，這將有利于其恢復信念并且勇于對抗疾病。[22]盡管如此，現有文獻僅單獨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系，對于家庭功能是否會在自我污名與希望感的關系中產生中介作用鮮少關注。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狀態(tài)[23-25]，但證據仍不夠充分，成果有待豐富。

除了與家庭系統的互動，精神障礙者對社會系統作出的應對，如對于求助專業(yè)心理服務抱持的消極態(tài)度也可能是導致其自我污名及對希望感產生顯著影響的另一個中介因素。專業(yè)心理求助態(tài)度是一種內在反應傾向，體現了個體遇到無法解決的心理問題時，通過咨詢、輔導等方式向專業(yè)工作人員尋求專業(yè)幫助的積極性。[26]雖然當前文獻對于該因素的水平現狀鮮少分析，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，超過半數的重癥精神障礙受訪者因擔心歧視而放棄求醫(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聯性，如McDermott等人認為，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)度對希望感產生影響更是有待檢驗。

現有文獻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)度的關聯性也進行了探究。有研究指出，家庭功能的不良運作會降低精神障礙者參與康復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系機制中可能存在鏈式中介作用，這些變量之間的關聯性應得到進一步驗證。

綜上，精神障礙者經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，甚至喪失對康復和未來生活的希望等問題。這個數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前困境，使其重構生命的意義，從關注疾病到回歸個體本身，進而促進其全面康復是值得探究的話題。然而國內聚焦于精神障礙者自我污名及其負面影響的研究數量較少，對于自我污名經歷是否會對心理特質如希望感產生影響、發(fā)生機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)度的水平現狀，構建家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度在自我污名與希望感關系間的鏈式中介模型，并采集數據予以檢驗，最后基于結果，進一步提出社會工作實務建議。本研究的鏈式中介假設模型見圖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)度的鏈式中介效應影響希望水平。

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)康復的精神障礙者為被試人群。納入標準：①正在接受社會工作服務；②當前病情穩(wěn)定無須住院；③意識清楚，可以進行正常溝通；④自愿參與本研究。排除標準：①處于發(fā)病期且住院；②存在智力障礙或對問卷內容理解有困難，不能進行有效的回答者。通過方便抽樣的方式，在廣州市N區(qū)、Z區(qū)和C區(qū)三家社會工作機構共發(fā)放問卷330份。機構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行問卷調查。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)紙質問卷相結合的方式進行。紙質問卷由社會工作者入戶發(fā)放并指導填寫，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）、家庭關懷指數量表（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的版本對量表進行了刪減，形成了包含10道題目的簡化版。簡版量表的內容涉及疏離感、歧視經歷、刻板印象認同、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分為嚴重程度。Cronbachs α系數為0.79，信度情況良好。

2. Herth希望量表（HHI）

本研究運用由美國學者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系數為0.87，信度情況較為理想。

3. 家庭關懷指數量表（APGAR）

本研究選取由Smilkstein于1978年編制的家庭關懷指數量表（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，檢驗的內容包括家庭功能、評估家庭支持的適應度、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，根據總得分情況可將精神障礙者的家庭功能分為嚴重障礙（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，隨后孔雪燕等人進行中文翻譯并簡化。簡版量表包含“獨立性”“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系數為0.68，信度情況可接受。

（三） 數據分析

本研究采用SPSS 22進行數據分析。首先利用描述統計計算人口特征中分類變量的頻率及數值變量的均值，根據量表規(guī)則計算各變量的水平值；其次運用皮爾遜相關分析對各變量之間的關系進行檢驗。另外，采用Harman單因素檢驗方法來檢驗共同方法偏差，確認研究不存在嚴重的共同方法偏差后進行后續(xù)分析[35]。最后運用Hayes[36]開發(fā)的Process程序中的模型6做鏈式中介效應檢驗。通過抽取5 000個Bootstrap樣本，估計中介效應的Bootstrap95%置信區(qū)間檢驗回歸系數的顯著性，若95%置信區(qū)間不包含0，則表示相應效應顯著，中介效應成立。

三、研究結果分析

（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%）、強迫癥（1.0%）、雙相情感障礙（6.8%）、器質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，初中及以下的學歷占比達總人數的75.2%（n=234），初中以上學歷占比為24.8%（n=77）。關于家庭經濟水平，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）。詳細資料見表1。

（二） 主要研究變量的得分水平

據表2、表3結果顯示，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重障礙程度，40.8%處于中度障礙，僅有46.0%的調查對象家庭功能良好。也就是說，超過半數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數由高到低分別為：適應度（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），“獨立性”平均得分最低（M=7.27，SD=1.39）。

（三） 主要研究變量的相關分析

對自我污名、希望感、家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度進行皮爾遜相關分析后得出，各變量間存在顯著關聯。首先，自我污名與希望感之間存在顯著負相關。其次，自我污名分別與家庭功能、專業(yè)心理求助態(tài)度存在顯著負相關；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。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，詳見表4。

（四） 鏈式中介模型分析

1. 共同方法偏差檢驗

為了排除因相同數據來源或評分者、相同測量環(huán)境、項目語境以及項目本身特征所產生的系統誤差對研究結論的影響，本研究采用Harman單因素檢驗對所有變量的共37道題目進行未旋轉的主成分因素分析。結果顯示，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%的臨界標準，不存在明顯的共同方法偏差。

2. 中介效應分析

據表5的回歸分析結果顯示，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）具有負向預測作用；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）具有正向預測作用；專業(yè)心理求助態(tài)度也對希望感有正向預測作用（β=0.307，p＜0.001）。

通過Bootstrap法重復抽樣5 000次檢驗家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的中介效應顯著性。結果顯示，家庭功能在自我污名和希望感的關系中，95%的置信區(qū)間[?0.235，?0.111]不包含0，存在顯著中介影響，間接效應量為?0.168，效應占比為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，間接效應量為?0.112，效應占比為17.22%；在家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈式中介效應檢驗中，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式中介效應，間接效應量為?0.028，效應占比為4.30%（見表6）。

綜上所述，在自我污名與希望感的關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)度的鏈式中介效應影響希望水平。鏈式中介作用模型如圖2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生的三條間接路徑在自我污名對希望感的總效應中的占比為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)度現狀

研究發(fā)現，43.1%的精神障礙者擁有較高程度的自我污名，這一結果與早前部分國內外研究的結論較為一致，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，進而產生疏離感，他們與污名抗爭的能力相對較弱。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，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生的影響可能會使他們不被理解或無法恰當表達情緒，阻礙家庭成員間的互動與情感交流，進而損害家庭功能。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。早前國內關于精神分裂癥的污名研究也有相似結論，污名在內化的過程中可能會導致希望感和自尊水平的降低。該經歷通過改變了個體對自我的認知，使個體產生回避社交行為[12]，由此對個人的能力和價值產生懷疑并失去希望。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起新的生命意義，而非以病患的角色去適應患病后的狀態(tài)，它是復元的催化劑[37]。因此，應關注希望感作為復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。

本研究關于自我污名程度越高、家庭功能障礙程度越高的結論與早前研究觀點相同。自我污名對個體感知家庭關懷具有消極影響。高自我污名的個體會降低對家庭關注和支持的感受度[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生的自我否定較容易引發(fā)情緒、行為問題的產生，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懷。由此可見，精神障礙者家庭功能的恢復需要通過降低自我污名來實現。研究還發(fā)現，自我污名程度越高，專業(yè)心理求助態(tài)度越消極?？赡艿慕忉屖牵裾系K者對消極刻板印象的內化與認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，部分人甚至會將求助行為看作可恥和無能的表現。[39]顯然，對自我污名的經歷進行干預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知和治療依從性。[16]也就是說，家庭功能的良性運行，例如家庭給予精神障礙者充足的物質與情感支持、家庭應對危機的強大能力、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對疾病。相應地，從家庭層面出發(fā)，對精神障礙者的家庭功能進行干預，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式中介作用

通過鏈式中介效應檢驗得出，精神障礙者的自我污名可以通過三條路徑對其希望感產生影響。自我污名通過家庭功能對希望感產生作用；自我污名通過專業(yè)心理求助態(tài)度對希望感產生作用；自我污名受到家庭功能和專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈式中介影響，對希望感產生作用。首先，在家庭功能的中介影響中，可發(fā)現自我污名程度越高，家庭功能障礙越嚴重，會導致更低的希望水平。原因在于，遭受歧視的精神障礙者會產生消極自我認知、社交退縮行為和一系列負面情緒，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會，進而產生消極的態(tài)度與行為，對生活失去希望。[40]而家庭功能的良性運行能夠使精神障礙者與家人相處融洽，使家庭在適應度、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懷，令其產生更多的積極情緒和康復動機。因此，家庭的影響力在精神障礙者的康復過程中不容小覷。社會工作者在干預精神障礙者的自我污名時，應當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力，協助精神障礙者家庭認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專業(yè)渠道求助的態(tài)度就越消極，并導致更低的希望水平。這是因為較高的自我污名可能會使個體出現自我貶低的情況，認同外界給予自己的負面評價，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專業(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具有重要的推力影響。在此情形下，當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面影響，其對生活的希望感和積極性就會隨之下降。可見，專業(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，應成為自我污名水平干預的著眼點之一。

另外，家庭功能與專業(yè)心理求助態(tài)度的鏈式中介作用顯著存在，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轉，激發(fā)該群體向專業(yè)渠道求助的積極性。這一結果有助于精神康復領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生的負面影響，更清晰地認識自我污名對希望感的內在影響機制，從而實施更加精準、高效的干預措施。

（五） 社會工作介入精神障礙者康復的干預策略

基于相關研究發(fā)現，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、家庭功能的恢復和專業(yè)心理求助態(tài)度的提升三個方面提出干預建議。

首先，自我污名的消解主要可以通過糾正認知、提升藥物管理能力、挖掘優(yōu)勢和社區(qū)教育來實現。社會工作者有必要從認知層面幫助精神障礙者及其家庭成員轉變對精神疾病的不良認知。污名經歷使精神障礙者更容易形成負面認知，若其照顧者無法對精神疾病產生正確的認識，也可能導致該群體病情的反復，甚至對照顧者自身也產生嚴重的身心危害。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計劃的制定過程，帶領他們了解何為“復元”，幫助他們學習與疾病共存，尋求新的生命意義與價值的目的，進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、定期復診、日常護理中，能促使他們感受到來自家庭內部的情感支持與關懷，增強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識。由于對不同類型和嚴重程度的精神疾病的發(fā)病癥狀、康復治療方式和日常護理知識的了解和掌握程度會影響出院后的康復情況，社會工作者有必要通過精神疾病知識的科普活動帶領精神障礙者及家屬學習相關知識，提高對疾病的認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。一方面應當強化精神障礙者的自我認知，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與活動，挖掘他們的個人優(yōu)勢，增強其與疾病共生的“正常化”的可能性，減少負面的刻板印象；另一方面，可以協助他們積極梳理自身的康復成功經驗，并制作“復元手冊”或進行同路人活動分享，利用同伴支持等策略來促進精神障礙者康復信心的提升。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練也可以創(chuàng)造家庭成員之間的互動機會，增強家庭親密度，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理培訓與發(fā)病時的危機應對訓練，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、危機預防和應對方面的知識和技巧，增強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理工作的同時，可以通過個案或小組工作的方式帶領精神障礙者認識到向社會工作者、專業(yè)醫(yī)生、心理咨詢師等人士尋求幫助的意義與價值。也可以借助康復成效較好的同輩群體的經驗分享，使他們重視專業(yè)幫助在困境中的有效性，促進其通過專業(yè)手段進行情緒調節(jié)與壓力舒緩。

五、總 結

本研究通過對精神障礙人群進行研究，發(fā)現精神障礙者較容易經歷高度的自我污名，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式中介效應，較好地解釋了該群體中自我污名對希望感的內在作用機制?；谙嚓P結果，本研究從社會工作角度提出了關于該群體污名問題、家庭功能障礙及消極求助態(tài)度的介入策略，為從事相關領域的專業(yè)人員指明了服務方向、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，關于自我污名與希望之間影響機制的研究角度仍有待豐富。未來的研究可以嘗試進一步擴大樣本容量與樣本范圍，也應當進一步探討自我污名與希望之間是否存在倒因果關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、是否有其他變量產生中介效應或調節(jié)效應等，從而更深入地討論自我污名對精神障礙者積極應對疾病、實現良好康復的影響，以便為該群體提供切實有效的社工康復介入服務。

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（文字編輯：鄒紅 責任校對：徐朝科）