失獨者喪失特征與心理健康的關系研究

張宇迪，賈曉明

中國的失獨群體是一個數量龐大的群體。據人口學家估算，2010年中國的失獨家庭數量就已經超過100萬［1］，且其規模至今仍在不斷擴大［2］。許多研究表明，比起非失獨的個體，失獨者的心理健康狀況不容樂觀［3-4］。失獨者的心理健康存在許多影響因素，其中，喪失特征作為外顯因素，容易被失獨服務機構所掌握，對提升相關服務的針對性具有較大的價值。喪失特征是指與喪失對象或喪失事件直接相關的特征，如喪失對象的人口統計學特征、喪失事件發生的距今時長和原因等。一些研究涉及喪失特征與失獨者心理健康的關系，例如，有學者結合哀傷理論，提出當孩子死亡的原因不同時，失獨者的心理狀況應有較大差異［5］；亦有實證研究分析了失獨時長、孩子去世時的年齡與失獨者情緒障礙的相關性［6］；還有研究發現，失獨者若有孫輩，其抑郁程度更低［7］。前述研究對厘清喪失特征與失獨者心理健康的關系做出了貢獻，但仍然有兩點待改進之處：第一，以往研究對喪失特征與失獨者心理健康關系的考察比較零散，未來需要設計更全面的喪失特征調查工具，以便更綜合地厘清二者的關系。第二，以往研究多采用消極指標描述失獨者的心理健康，但心理健康的定義不僅僅包括沒有心理疾病，還包括處于一種積極發展的心理狀態［8］。因此，未來研究應綜合采用消極和積極兩方面的指標，來更加全面地考察失獨者的心理健康狀況。本研究采用抑郁、焦慮、創傷后應激障礙及延長哀傷4項消極指標，以及創傷后成長和希望2項積極指標，綜合考察子女去世時長、子女去世時的年齡等7項喪失特征與失獨者心理健康的關系。

1 對象與方法

1.1 研究對象 于2017年6—12月，采用方便取樣和滾雪球取樣法，樣本量計算公式為n=t2P（1-P）/d2，其中n為所需樣本量，t為α取值所對應的標準正態離差，本研究設檢驗水準α=0.05，則t=1.96。設允許誤差d=0.05，概率值

P=0.5，則根據公式計算得出需要樣本量為384。考慮到無效問卷等問題，將擬抽取樣本量擴大到500。從北京、哈爾濱、鄭州、重慶、包頭進行取樣。研究者在選擇取樣地點時，從如下兩方面考慮了樣本的代表性：第一，從城鎮化的角度來說，抽樣地點包括一線城市（北京）、大型城市（重慶/哈爾濱/鄭州）、普通城市及鄉村地區（包頭）；第二，從行政區劃的角度來說，抽樣地點包括華北地區（北京/包頭）、中南地區（鄭州）、西南地區（重慶）、東北地區（哈爾濱）。因此，本研究樣本對全國的失獨者群體具有良好的代表性。取樣的納入標準：唯一的孩子去世，并未再生或養育新孩子的失獨者；排除標準：閱讀理解能力不足，不能夠理解本研究的量表內容。

1.2 研究方法 本研究設計通過了北京理工大學人文與社會科學學院的倫理審查。采用集體施測和個別施測相結合的方式。在失獨服務機構對前來參加調查的失獨者進行集體施測，對沒有條件出門且愿意接受調查的失獨者采用上門個別施測。施測的程序為：由主試向被試介紹調查的內容和目的、可能的風險、被試的權利及匿名和保密原則，征得被試的知情同意后，主試發放問卷，被試開始作答，填答過程大約需要30 min。被試填答完畢后，主試當場回收問卷，并支付被試50元作為報酬。回收問卷后，主試需要觀察被試的情緒，若發現被試處于嚴重的不良情緒中，則主試應視情況采取陪伴、開導、提供專業的心理幫助資源等手段。在本研究中，未出現需要提供專業心理幫助資源的情況。共發放問卷497份，回收問卷486份，其中有效問卷466份，有效回收率為93.8%。被試中，男210人（45.1%），女252人（54.1%），缺失數據4人（0.8%）；年齡為（60.23±6.99）歲（范圍為49～89歲）；農村被試124人（26.6%），城市被試337人（72.3%），缺失數據5人（1.1%）；初中或以下學歷者303人（65.0%），高中或中專學歷者118人（25.3%），大專或本科學歷者39人（8.4%），缺失數據6人（1.3%）；已婚者327人（70.2%），離異者67人（14.4%），喪偶者60人（12.9%），缺失數據12人（2.5%）；獨居者123人（26.4%），與家人同住者326人（70.0%），與其他人同住者10人（2.1%），缺失數據7人（1.5%）。

1.3 研究工具

1.3.1 喪失特征調查表 包括孩子去世時長、孩子去世時的年齡、孩子的性別、失獨者對失獨事件的預期、失獨事件后其他重要親人去世的經歷、孩子去世時是否留有后代、孩子去世的原因7項喪失特征，共7題。

1.3.2 流調用抑郁量表（the Center for Epidemiologic Studies Depression Scale，CES-D） CES-D 由 RADLOFF［9］編 制，包括20道題目，得分越高說明抑郁越嚴重。國內學者對其進行了中文版修訂并檢驗了信效度，發現其信效度符合測量學標準［10］，該量表在本研究中的Cronbach's α系數為0.92。

1.3.3 Zung焦慮自評量表（the Zung Self-rating Anxiety Scale，SAS） SAS由ZUNG［11］編制，包括20道題目，得分越高說明焦慮越嚴重。國內學者對其進行了中文版修訂并檢驗了信效度，發現其信效度符合測量學標準［10］，該量表在本研究中的Cronbach's α系數為0.88。

1.3.4 創傷后應激障礙檢查表（the PTSD checklist，PCL）PCL由WEATHERS等［12］編制，包括17道題目，分為再體驗、回避、高警覺3個維度，用于評估被試的創傷后應激障礙狀況。國內學者對其進行了中文版修訂并檢驗了信效度，發現其信效度符合測量學標準［10］，該量表在本研究中的Cronbach's α系數為0.96。

1.3.5 延長哀傷問卷（the Prolonged Grief Disorder-13，PG-13）PG-13由PRIGERSON等［13］編制，共13道題目，包括反映分離痛苦的題目2項，反映認知、情緒和行為癥狀的9項，病程1項，功能受損1項，用于測量被試的延長哀傷狀況。國內學者對其進行了中文版修訂并檢驗了信效度，發現其信效度符合測量學標準［14］，該問卷在本研究中的Cronbach's α系數為0.91。

1.3.6 創傷后成長量表（the Posttraumatic Growth Inventory，PTGI） PTGI由TEDESCHI等［15］編制，共22道題目，包括個人力量、新的可能、他人關聯、生命欣賞及靈性變化5個維度，用于評估被試在經歷創傷事件后的個人成長，得分越高表明被試有越高的創傷后成長水平。國內學者對其進行了中文版修訂并檢驗了信效度，發現其信效度符合測量學標準［16］，該量表在本研究中的Cronbach's α系數為0.94。

1.3.7 希望量表（the Adult Dispositional Hope Scale，ADHS）ADHS由SNYDER［17］編制，共12道題目，分為路徑思維和動力思維2個維度，得分越高說明被試的希望水平越高。國內學者檢驗了其信效度，發現其信效度符合測量學標準［18］，該量表在本研究中的Cronbach's α系數為0.89。

1.4 統計學方法 采用SPSS 21.0軟件進行數據處理。計數資料以相對數表示，符合正態分布的計量資料以（x ±s）表示。在分析可能與其他變量存在相關的某一喪失特征時，將可能與其存在相關的其他變量加以控制。對作為連續變量的喪失特征，用偏相關分析描述其與失獨者心理健康的關系。采用Q-Q法對數據進行正態性檢驗和方差齊性檢驗。分兩類的喪失特征，心理健康評分呈正態分布且方差齊時，采用t檢驗，心理健康評分呈正態分布方差不齊時采用t'檢驗，并用Cohen'sd描述效應量；分3類及以上的喪失特征，心理健康評分呈正態分布且方差齊時，采用方差分析，多重比較采用LSD-t檢驗，心理健康評分呈正態分布方差不齊時采用加權最小二乘法［19］，多重比較采用Games-Howell檢驗，并用Cohen'sd描述效應量。以P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 孩子去世時長與失獨者心理健康的關系 孩子去世時長平均為（9.55±7.20）年，與失獨者焦慮呈負相關（P＜0.05），與抑郁、創傷后應激障礙、延長哀傷、創傷后成長及希望均無相關（P＞0.05，見表1）。

表1 孩子去世時長與失獨者心理健康的關系Table 1 The relationship between duration since the child's death and mental health of shiduers

2.2 孩子去世時的年齡與失獨者心理健康的關系 孩子去世時的平均年齡為（24.28±8.30）歲，與抑郁和延長哀傷呈正相關（P＜0.05），與焦慮、創傷后應激障礙、創傷后成長及希望無相關（P＞0.05，見表2）。

表2 孩子去世時的年齡與失獨者心理健康的關系Table 2 The relationship between the child's age at the time of death and mental health of shiduers

2.3 孩子的性別與失獨者心理健康的關系 在創傷后應激障礙的得分上，喪失女孩的失獨者得分高于喪失男孩者，差異有統計學意義（P＜0.05）；在延長哀傷的得分上，喪失女孩的失獨者得分也高于喪失男孩者，差異有統計學意義（P＜0.05）；在抑郁、焦慮、創傷后成長及希望的得分上，喪失女孩或男孩的失獨者得分差異無統計學意義（P＞0.05，見表3）。將失獨父親和失獨母親的問卷分開統計，發現無論喪失的是男孩還是女孩，失獨父親的任何一種心理健康指標都無差異，但在抑郁（t=-2.00，P＜0.05，Cohen'sd=-0.29）、創傷后應激障礙（t=-2.05，P＜0.05，Cohen'sd=-0.29）、延長哀傷（t=-2.83，P＜0.01，Cohen'sd=-0.40）3項得分上，喪失女孩的失獨母親得分高于喪失男孩的失獨母親。

2.4 對失獨事件的預期與失獨者心理健康的關系 對失獨事件有預期者的創傷后應激障礙得分低于沒有預期者，有預期者的創傷后成長得分高于沒有預期者，差異有統計學意義（P＜0.05）；在抑郁、焦慮、延長哀傷及希望的得分上，兩者差異無統計學意義（P＞0.05，見表4）。

2.5 孩子去世后是否有其他重要親人去世與失獨者心理健康的關系 孩子去世后有其他重要親人去世的失獨者與沒有其他重要親人去世者，抑郁、焦慮、創傷后應激障礙、延長哀傷、創傷后成長及希望的得分差異均無統計學意義（P＞0.05，見表5）。

2.6 孩子去世時是否有后代與失獨者心理健康的關系 孩子去世時有后代的失獨者比孩子去世時沒有后代的失獨者焦慮、創傷后應激障礙得分更低，差異有統計學意義（P＜0.05）；兩者抑郁、延長哀傷、創傷后成長及希望的得分差異均無統計學意義（P＞0.05，見表6）。

2.7 孩子去世原因與失獨者心理健康的關系 在延長哀傷、創傷后成長及希望的得分上，孩子去世原因不同的失獨者得分差異有統計學意義（P＜0.05）。多重比較的結果顯示，孩子因意外事故去世的失獨者的延長哀傷得分高于孩子因疾病去世者（P＜0.01，Cohen'sd=0.44）和孩子因其他原因去世者（P＜0.01，Cohen'sd=0.48）；孩子因意外事故去世的失獨者的創傷后成長得分低于孩子因疾病去世者（P＜0.01，Cohen'sd=-0.43）；孩子因意外事故去世的失獨者的希望得分低于孩子因疾病去世者（P＜0.01，Cohen'sd=-0.47）和孩子因其他原因去世者（P＜0.05，Cohen'sd=-0.63）。在抑郁、焦慮及創傷后應激障礙的得分上，孩子因不同原因去世的失獨者的得分差異無統計學意義（P＞0.05，見表7）。

3 討論

3.1 孩子去世時長與失獨者心理健康的關系分析 本研究發現，孩子去世時長與失獨者焦慮呈負相關，與抑郁、延長哀傷、創傷后應激障礙、創傷后成長及希望均無相關。與本研究不同，尚志蕾［6］的研究發現孩子去世時長與失獨者抑郁和延長哀傷存在負相關。但是，在本研究的結果中，孩子去世時長與抑郁和延長哀傷的相關達到了臨界顯著的水平。因此，相關結果可能需要在未來的研究中，通過改進取樣方法和樣本量來進一步探究。值得注意的是，上述負相關雖然顯著或臨界顯著，但相關系數卻并不高，這說明時間雖是良藥，卻不是“萬能神藥”，只能在一定程度上幫助失獨者撫平內心的傷痛。另一方面，隨著時間的推移，失獨者的創傷后成長和希望水平并沒有提升，說明這兩種正性心理狀態的獲得不能依靠“時間之手”的點化。

表3 孩子的性別與失獨者心理健康的關系（x±s，分）Table 3 The relationship between the child's gender and mental health of shiduers

表4 對失獨事件的預期與失獨者心理健康的關系（x±s，分）Table 4 The relationship between forewarning of the loss event and mental health of shiduers

表5 孩子去世后是否有其他重要親人去世與失獨者心理健康的關系（x±s，分）Table 5 The relationship between the death of other important relatives after the child loss event and mental health of shiduers

表6 孩子去世時是否有后代與失獨者心理健康的關系（x±s，分）Table 6 The relationship between whether the deceased child had offspring and mental health of shiduers

表7 孩子去世原因與失獨者心理健康的關系（x±s，分）Table 7 The relationship between the death cause of the child and mental health of shiduers

3.2 孩子去世時的年齡與失獨者心理健康的關系分析 本研究發現，孩子去世時的年齡與抑郁和延長哀傷呈正相關，與焦慮、創傷后應激障礙、創傷后成長及希望均不相關。有既往研究與本研究結論相似，如尚志蕾［6］的研究發現子女的死亡年齡越大，失獨父母的延長哀傷和抑郁癥狀越嚴重。亦有一些研究的發現和本研究存在不同，如PAN等［21］研究發現，孩子去世時的年齡越大，失獨者經歷到的創傷后成長越少；徐慰等［20］針對重大疾病喪親者的研究發現，延長哀傷得分與逝者去世時的年齡呈明顯負相關，作者解釋為，逝者年紀越小，個體可能越無法接受其相對年輕就離世的現實。但該研究針對的是重大疾病喪親者，其心理特征可能與失獨者不同。總體來講，本研究及同類研究的結果提示，孩子去世時的年齡越大，失獨者可能面臨越大的心理健康風險。

3.3 孩子的性別與失獨者心理健康的關系分析 本研究發現，喪失女孩的失獨母親有更高的抑郁、創傷后應激障礙和延長哀傷得分，但失獨父親則無此差異。中國的俗語說，“女兒是媽媽的貼心小棉襖”，這或許是因為中國的母女之間存在更深的依戀關系，未來可以引入依戀水平作為變量來進一步探究。這樣的結果表明，喪失男孩的失獨者并不會因為“重男輕女”的傳統封建思想作祟而有更高的心理風險，反倒是喪失女孩的失獨母親的心理狀況更值得關注。

3.4 對失獨事件的預期與失獨者心理健康的關系分析 本研究發現，相比對失獨事件沒有預期的失獨者，事先就有預期的失獨者的創傷后應激障礙得分更低、創傷后成長得分更高。如果事先就有預期，失獨者就會經歷預期性哀傷，而并非從失獨事件發生時才開始哀傷的歷程，這種事先的鋪墊已經使失獨者完成了一部分哀傷的歷程，而哀傷的過程是修通喪失、避免形成創傷的過程［22］。因此，事先有預期可以降低失獨者的創傷，并能夠幫助其從創傷中提煉出正性的成長。

3.5 孩子去世后是否有其他重要親人去世與失獨者心理健康的關系分析 本研究沒有發現失獨事件后的其他重要親人去世能夠預測失獨者的抑郁、焦慮、創傷后應激障礙、延長哀傷、創傷后成長及希望的得分。一些學者對多次喪失進行了研究，姜彤［23］研究發現，與單次喪友相比，多次喪友的青少年展現出一些獨特的心理及行為特征，如關心逝者親朋、對朋友角色產生陰影、減少社交、尋求刺激與發泄、暴力傾向、努力學習等。本研究的特殊之處在于，失獨者絕大多數是老人，作為本研究被試的失獨者的平均年齡超過了60歲。若在失獨事件之后有重要親人去世，很大概率可能是失獨者的父母。在中國文化下，老年人去世在一定程度上被視為自然而然的事情，不一定會導致喪親者心態的巨大波動。未來研究可以對失獨者再次喪失的親人類型進行區分，分別討論不同的二次喪失對其心理狀態的影響。

3.6 孩子去世時是否有后代與失獨者心理健康的關系分析本研究發現，失獨者的孩子去世時若留有后代，即失獨者有孫輩，能夠預測其更低的焦慮和創傷后應激障礙得分。中國文化中視“兒孫繞膝”為天倫之樂，可見孫輩在中國老人心中的分量是相當重的。孫輩作為失獨者血脈的延續，也是一種精神上的寄托。有了這樣的精神寄托，失獨者內心感受到更多的踏實，因此產生更少的焦慮和更輕的創傷后應激癥狀。

3.7 孩子去世原因與失獨者心理健康的關系分析 本研究發現，若孩子因意外事故去世，失獨者有較重的延長哀傷及較低的創傷后成長和希望水平。其他的研究得出了相似的結論，例如，尚志蕾［6］發現，子女意外死亡的失獨者比子女因病死亡的失獨者有更高的創傷后應激障礙得分；PAN等［21］發現，相比因其他原因喪子的父母，因突發意外喪子的父母的創傷后成長水平更低；針對喪偶者的研究發現，如果配偶是自然死亡，則創傷后應激障礙的發生率約為十分之一，而如果配偶是死于意外事故，則其發生率超過三分之一［24］。意外的突發性能夠解釋本研究和上述其他研究的結論，如前所述，若失獨事件可以提前預期，失獨者往往會啟動預期性哀傷，這種提前開始的哀傷有利于避免失獨事件真正發生后的創傷形成。

總之，孩子去世時長、去世時的年齡、孩子的性別、對失獨事件的預期、是否有孫輩、孩子去世原因等喪失特征均與失獨者的心理健康有關，失獨后的其他重要親人去世事件與失獨者的心理健康無明顯關聯。心理工作者可以參考本研究結果，對可能具有心理高風險的失獨者早發現、早干預，從而改善失獨群體的心理健康狀況。本研究的局限性：第一，本研究是橫斷面研究，無法對因果關系做出有力的推斷；第二，本研究采用方便和滾雪球取樣的方法，所取得的樣本可能存在一定的偏向性。

作者貢獻：張宇迪收集數據并撰寫論文；賈曉明設計研究框架并審閱論文。

本文無利益沖突。