失独是中国的一种独特社会现象。虽然国家已实施二孩政策，但人口学家估计，失独群体已超百万的规模仍将在长时间内不断扩大[1]。失独群体的哀伤在近几年逐渐成为研究的热点。西方学者提出丧子将会导致最持久且痛苦的哀伤[2]。国内学者的质性研究也发现，失独者在认知、情绪、行为、生理等方面都出现了非常强烈的哀伤反应[3]，并有三成的可
能性会罹患延长哀伤（prolonged grief ）[4]。延长哀伤
又称复杂哀伤（complicated grief ），是指亲近者去世给丧失者带来的持久并具有渗透性的哀伤反应，以对逝者的渴念和持续的心神贯注为特征，并伴有强烈的情感痛苦[5]。前述调查发现失独者的延长哀伤阳性率在三成左右，说明对失独群体来说，延长哀伤较为普遍，是亟需重视的议题。
弗洛伊德指出，正常哀伤过程的自我感觉是保
持完整的，非正常的哀伤状态则伴随着自责、自怨和自我价值感的下降[6]。一项针对丧亲者的调查发现自我概念的清晰性与延长哀伤的严重程度呈负相关
[7]
，亦有临床心理学家使用包括提升自我概念在内
的手段来干预延长哀伤的患者，并取得了不错的效果[8]。这说明自我概念是影响延长哀伤的重要因素。那么，自我概念对延长哀伤的影响是通过什么途径发生的呢？有学者认为，自我概念是自我知识（lf-knowledge ）的一个部分，另一个部分是自传体记忆（autobiographical memory ），自我概念对自传体记忆具有选择和激活作用[9]。一项研究使用自传体记忆的线索词技术对失独者进行访谈，并同时用延长哀伤障碍问卷（Prolonged Grief Disorder Scale,PGDS ）进行施测，发现失独者提取的自传体记忆中，与丧子相关的哀伤事件越多，延长哀伤得分就越高；而人际事件越多，延长哀伤得分就越低[10]。上述研
通讯作者：贾晓明，Email:*******************
自我概念对失独者延长哀伤的影响：有调节的中介模型
张宇迪，贾晓明
（北京理工大学人文与社会科学学院，北京100081）
【摘要】目的：考察自传体记忆的功能在失独者的自我概念和延长哀伤之间的中介效应，以及该中介效应是否受到依恋安全性和不安全性的调节。方法：采用中国成年人一般自我概念量表、生活经历回想问卷、成人依恋问卷和延长哀伤问卷对105名失独者进行调查。结果：①自传体记忆的功能在失独
者的自我概念和延长哀伤之间发挥部分中介效应。②依恋不安全性能调节上述中介过程，对依恋不安全性得分较高的失独者来说，自传体记忆功能的中介效应不显著；对依恋不安全性得分较低的失独者来说，自传体记忆的功能起完全中介效应。③依恋安全性对上述中介过程不发挥调节效应。结论：较高的依恋不安全性具有“破坏作用”，能够阻止失独者自我概念对自传体记忆功能的激活，使得自传体记忆功能的中介作用失效。
【关键词】失独者；自我概念；延长哀伤；自传体记忆；依恋中图分类号：R395.2
DOI:10.16128/jki.1005-3611.2018.02.019
Effect of Self-concept on Prolonged Grief
of Parents Who Lost Their Only Child
ZHANG Yu-di,JIA Xiao-ming
School of Humanities and Social Science,Beijing Institute of Technology,Beijing 100081,China百事可乐广告语
【Abstract 】Objective:To explore the mediating role of autobiographical memory in the relationship between lf-con⁃cept and prolonged grief of parents who lost their only child,and whether this proce
ss is moderated by attachment curity and incurity.Methods:105parents who lost their only child were investigated with General Self-Concept Scale for Chi⁃ne Adults,Thinking About Life Experiences,Adult Attachment Scale and Prolonged Grief Questionnaire.Results:①Au⁃tobiographical memory played a partial mediating effect in the relationship between lf-concept and prolonged grief of par⁃ents who lost their only child.②Attachment incurity moderated the aforementioned mediating process.For parents who lost their only child and have higher records on attachment incurity,the mediating effect of autobiographical memory is not significant.However,for tho with lower records,autobiographical memory played a full mediating effect.Conclusion:Higher level of attachment incurity posss “damaging effects ”and prevents the lf-concept of parents who lost their only child from activating their autobiographical memory,thus invalidating its mediating effect.
【Key words 】Parents who lost their only child;Self-concept;Prolonged grief;Autobiographical memory;Attachment
究提示，自传体记忆很可能在自我概念对延长哀伤的影响中发挥中介效应。自传体记忆具有自我功能、社会功能和指导功能，自我功能帮助个体维持稳定的自我表征，社会功能帮助个体建立亲密关系和社会连接，指导功能帮助个体设定未来目标并作出相应的行为[11，12]，自传体记忆的中介效应很
可能是通过其功能的发挥来实现的。
在自我概念对自传体记忆功能的影响中，是否存在调节变量？在以内隐自尊为自变量、外显自尊为因变量[13]，以安全依恋启动为自变量、人际信任为因变量[14]，以重要他人启动为自变量、目标追求为因变量的研究中[15]，分别发现了依恋的调节效应。由于自尊、人际信任和目标追求与自传体记忆的自我功能、社会功能、指导功能涵义接近，据此推测，依恋有可能在自我概念对自传体记忆功能的影响中发挥调节效应。
根据上述分析，提出如下两项假设模型：
图1以依恋安全性为调节变量的假设模型图
图2以依恋不安全性为调节变量的假设模型图
本研究探讨失独者自我概念、依恋、自传体记忆对延长哀伤的影响机制，研究结果既有助于学术界更深刻地理解延长哀伤的成因，也可为对失独者开展心理疏导工作提供借鉴依据。
1方法
1.1被试
采用整群抽样法，在北京、河南两地的失独社会服务机构抽取105名失独者作为被试。其中，男性
34人，女性67人，性别数据缺失4人；被试的年龄在47至75岁之间，平均年龄为62.8岁（SD=5.40）。在他们去世的孩子中，有69人为男孩，36人为女孩；孩子去世时的平均年龄为23.18岁（SD=8.34），孩子去世的平均时长为11.27年（SD=8.01）。
1.2研究工具
1.2.1中国成年人一般自我概念量表该量表由方晓义等人编制[16]。该量表有43道题，总分越高表示一般自我概念越好。量表采用4点计分，1=“几乎完全不符合”，4=“几乎完全符合”。本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为0.89。
1.2.2生活经历回想问卷Bluck等人编制了生活经历回想问卷（Thinking About Life Experiences,
TALE）[17]，后来将其简化[18]并编制了中文版。该问卷的中文版包括17道题，通过自我功能、社会功能和指导功能三个维度来测量被试自传体记忆的功能。问卷采用5点计分，1=“几乎从不”，5=“非常频繁”。本研究中，该问卷的Cronbach’sα系数为0.96。
1.2.3成人依恋问卷成人依恋问卷（Adult At⁃tachment Scale,AAS）是由Collins和Read编制[19]，吴薇莉等人对其进行了中文修订[20]。包括18道题，用于评估成人的依恋安全性和不安全性，可根据测量结果得出被试在依恋安全性上的得分“亲近依赖均分”，以及在依恋不安全性上的得分“焦虑均分”。采用5点计分，1=“完全符合”，5=“完全不符合”。本研究中，该问卷在依恋安全性维度（亲近依赖复合维度）上的Cronbach’sα系数为0.85，在依恋不安全性维度（焦虑维度）上的Cronbach’sα系数为0.87。1.2.4延长哀伤问卷延长哀伤问卷（prolonged grief questionnaire,PG-13）由Prigerson等人编制[21]，并由何丽等人进行了中文修订[22]，该问卷包括13道题，用于测量被试的延长哀伤水平。其中，前11道题采用5点计分，1=“不符合”，5=“完全符合”；后2道题用“是”或“否”作答。后2道题分别反映病程和功能受损情况，用于延长哀伤障碍的诊断，在本研究中不计算分值。本研究中，该问卷的Cronbach’sα系数为0.92。
曹操生平简介
1.2.5研究过程在失独者社会服务机构举办集体活动时，向参加活动的失独者说明问卷调查的目的和情
况，在征得他们的同意后进行现场集体施测。要求被试认真阅读指导语，然后独立作答。完成问卷约需30分钟，所有问卷当场回收。
2结果
2.1共同方法偏差的控制与检验
由于客观条件的限制，本研究仅采用问卷调查法来搜集数据，研究结果可能会受到共同方法偏差
的影响。根据周浩和龙立荣[23]的建议，本研究采用了一些程序控制的方法，例如强调被试的匿名性和研究结果的保密性、适当采用反向计分题等。在数据搜集并整理完毕后，采用Harman单因子检验法对本研究的共同方法偏差进行统计检验。检验结果表明，无论旋转或不旋转，均得到17个特征根大于1的因子。当不旋转时，第一个因子解释的变异量为
22.01%；旋转后，第一个因子解释的变异量为13.69%。上述两项百分比均小于40%的临界值，这提示本研究不存在明显的共同方法偏差。2.2各变量的描述性统计与相关分析
各变量的描述性统计及相关矩阵如表1所示。其中，自我概念与自传体记忆的功能呈显著正相关、与延长哀伤呈显著负相关，自传体记忆的功能与延长哀伤呈显著正相关，提示可以进行进一步的中介效应检验。性别（虚拟变量）与依恋不安全性以及延长哀伤呈显著负相关，年龄与自我概念呈显著正相
关、与依恋不安全性以及延长哀伤呈显著负相关，因此在后续分析中，将性别和年龄作为控制变量。
变量
1.性别
2.年龄
3.自我概念
4.自传体记忆的功能
5.依恋安全性
6.依恋不安全性
7.延长哀伤
M
—
62.76
116.54
31.12
36.68
13.48
34.18
SD
—
5.40
16.60
9.92
6.42
6.41
11.83
1
1
0.37***
-0.02
怎样写诉讼状0.01
0.19
-0.22*
-0.29**
2
1
0.22*
0.06
0.15
-0.28**
-0.47***
3
1
0.22*
0.43***
-
0.43***
-0.44***
4
1
0.36***
-0.16
-0.26*
5
1
-0.63***
-0.56***
6
1
0.57***怀孕后出血
7
1表1各变量的描述性统计与相关分析
注：性别为虚拟变量，男性=1，女性=0；*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001，下同。
2.3自我概念对失独者延长哀伤的影响：有调节的中介模型
为方便说明，将自我概念（自变量）设为X，自传
体记忆的功能（中介变量）设为W，依恋安全性（调
节变量）设为U1，依恋不安全性（调节变量）设为U2，延长哀伤（因变量）设为Y。参考温忠麟和叶宝娟[24]
的观点，为了检验有调节的中介模型，需要对三个方
程的参数进行显著性检验，根据前文的文献综述，本
研究的理论假设是只有前半路径受到调节，因此三
个方程分别是：Y=c0+c1X+c2U+c3UX+e1（方程1）、W= a0+a1X+a2U+a3UX+e2（方程2）和Y=c'0+c'1X+c'2U+c'
3UX+b1W+e3（方程3）。在上述方程中，U是调节变量，在本研究中分别指代U1和U2。
2.3.1自传体记忆功能的中介效应按照温忠麟等人的建议[25]，依次进行如下操作：第一步，对所有预测变量进行标准化处理；第二步，检验方程Y= cX+e1中c的显著性，发现c显著（c=-0.43，t=-4.72，P<0.001）；第三步，检验方程M=aX+e2中a的显著性，发现a显著（a=0.21，t=2.08，P<0.05）；第四步，检验方程Y=c'X+bM+e3中c'和b的显著性，发现c'（c'=-0.36，t=-3.76，P<0.001）和b（b=-0.25，t=2.51，P<0.05）均显著。说明自传体记忆的功能在自我概念对延长哀伤的影响中发挥部分中介效应。
2.3.2以依恋安全性作为调节变量依次进行如下操作：第一步，对所有预测变量进行标准化处理；第二步，检验方程1中c1和c3的显著性，发现c1和c3均不显著；第三步，检验方程2中a1和a3的显著性，发现a1和a3均不显著；第四步，检验方程3中b1的显著性，发现b1不显著。在上述检验过程中，所有
预测变量的方差膨胀因子均不高于1.41，说明不存在多重共线性问题。检验结果表明，a1b2和a3b1两组乘积项均不显著，说明依恋安全性不能调节自传体记忆的功能在自我概念和延长哀伤之间的中介效应。2.3.3以依恋不安全性作为调节变量依次进行如下操作：第一步，对所有预测变量进行标准化处理；第二步，检验方程1中c1和c3的显著性，发现c1和c3均不显著；第三步，检验方程2中a1和a3的显著性，发现a1不显著但a3显著；第四步，检验方程3中b1的显著性，发现b1显著。在上述检验过程中，所有预测变量的方差膨胀因子均不高于1.37，说明不存在多重共线性问题。检验结果表明，a3b1这一组乘积项显著，说明依恋不安全性可以调节自传体记忆的功能在自我概念和延长哀伤之间的中介效应，根据理论假设和数据验证结果，中介效应的前半路径受到调节。
为了更清楚地描述依恋不安全性的调节效应，进行简单斜率分析。将依恋不安全性按照正负一个标准差分成高低分组，结果表明，当依恋不安全性高于平均数1个标准差时，自我概念对自传体记忆功能的预测作用不显著（b simple=-1.386,SE=1.60,P=
3讨论
本研究以性别为虚拟变量（男=1，女=0），发现性别与依恋不安全性及延长哀伤之间均存在显著负相关。这说明比起男性失独者，女性失独者的依恋不安全性及延长哀伤得分更高。这种情况可能是因为，绝大部分丧子女性由于年龄因素不可再生育，但部分丧子男性会为了传宗接代而离婚、再婚，导
致一些女性失独者经历“失独又失婚”的双重丧失，因此导致依恋不安全性的增加，也导致罹患延长哀伤的风险增加。
本研究还发现，年龄与自我概念呈显著正相关、与依恋不安全性以及延长哀伤呈显著负相关。对该结果可能的解释有：第一，随着年龄的增长，丧子时间也在变长，时间作为治愈伤痛的良药发挥了一定的作用，使得失独者的自我概念水平有所恢复，依恋不安全性和延长哀伤的水平有所下降。有研究发现丧子时长和延长哀伤呈显著负相关[10]，支持了这一解释。第二，失独者多是老年人，具有老年群体的心态变化特点。一项涉及16020名中国老年人的大型调查发现，老年人的生活满意度随着年龄升高而升高[26]，因此失独老人的心态或许也随着年龄的增长而更加豁达。
本研究发现，自传体记忆的功能在自我概念对延长哀伤的影响中起部分中介效应。依恋不安全性能够调节该中介效应，具体的调节点位于前半路径，即“自我概念→自传体记忆的功能”当中。当依恋不安全性水平高时，自我概念不能预测自传体记忆的功能；当依恋不安全性水平低时，自我概念完全通过对自传体记忆功能的影响而间接影响到延长哀伤。但是，依恋安全性却不能起到同样的调节效应。依恋理论的提出者Bowlby描述了依恋的“安全基地”作用[27]，并且研究证明这种作用不仅存在于母婴依恋，也存在于成人依恋[28]。本研究结果未能发现依恋安全性的保护作用，却发现了依恋不安全性的破坏作用。对依恋不安全性较高的失独者，即想到依恋关系时更多唤起焦虑情绪的失独者来说，他们的自我概念不能激活自传体记忆的功能。失独服务机
龙潭峡谷表2依恋安全性对延长哀伤有调节的中介效应检验
变量
性别年龄
X U1 U1X W R2 F
方程1（效标：Y）
B
-1.12
-4.01
-1.75
-4.85
-0.06
0.50
16.66***
t
-1.12
-4.02***
-1.69
-4.76***
-0.07
95%CI
[-3.11,0.87]
[-5.99,-2.02]
[-3.81,0.31]
[-6.87,-2.82]
[-1.66,1.55]
方程2（效标：W）
B
0.22
0.06
0.10
2.91
1.13
0.14
被动语态的构成2.60*
t
0.20
0.06
0.09
2.58*
1.26
95%CI
[-1.98,2.42]
[-2.11,2.24]
[-2.15,2.36]
[0.66,5.15]
[-0.65,2.91]
方程3（效标：Y）
B
-1.01
-3.96
-1.64
-4.46
0.14
-1.36
0.49
11.93***
t
-0.96
-3.80***
-1.52
-4.01***
0.16
-1.26
95%CI
[-3.12,1.10]
[-6.04,-1.89]
[-3.79,0.51]
[-6.67,-2.24]
[-1.56,1.84]
[-3.51,0.79]表3依恋不安全性对延长哀伤有调节的中介效应检验
变量
女人来自金星性别年龄
X U2 U2X W R2 F
方程1（效标：Y）
B
-1.32
-3.47
-
1.89
4.64
1.51
0.49
15.87***
t
-1.30
-3.45***
-1.81
4.49***
1.61
95%CI
[-3.33,0.69]
[-5.48,-1.47]
[-3.96,0.19]
[2.59,6.69]
[-0.36,3.37]
方程2（效标：W）
B
0.64
-0.22
1.14
-
1.12
-2.53
数学与生活论文0.10
2.81*
t
0.57
-0.20
0.98
-0.98
-2.43**
95%CI
[-1.62,2.90]
[-2.45,2.01]
[-1.17,3.45]
[-3.41,1.16]
[-4.60,-0.45]
方程3（效标：Y）
B
-0.96
-3.38
-1.30
4.66
0.76
-2.13
0.51
12.79***
t
-0.91
-3.30**
-1.22
4.42***
0.78
-2.05*
95%CI
[-3.04,1.13]
[-5.43,-1.34]
[-3.43,0.83]
[2.56,6.75]
[-1.19,2.72]
[-4.19,-0.06]
0.388）；当依恋不安全性低于平均数1个标准差时，自我概念对自传体记忆功能的预测作用显著（b simple= 3.66,SE=1.52,P=0.018）。整体而言，自传体记忆的功能在自我概念和延长哀伤之间的中介效应受到依恋不安全性的调节。对依恋不安全性得分较高的失独者来说，自传体记忆的功能在自我概念和延长哀伤之间的中介效应不显著；对依恋不安全性得分较低的失独者来说，自传体记忆的功能在自我概念和延长哀伤之间起完全中介效应。
构应当考虑这部分失独者的特殊性，通过专业的心理咨询或社工服务，帮助他们重建对环境和他人的信任，降低他们的依恋不安全性水平。
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(收稿日期:2017-07-11)
