“被掩蓋的自我”：親子關系配偶化經歷對高中生自我加工的影響機制

摘 要 采用知覺匹配范式，探討親子關系配偶化對高中生自我加工的影響機制以及情緒面孔在其中的作用，旨在揭示我國文化背景下親子關系配偶化對個體自我加工的影響。結果顯示，有親子關系配偶化經歷的個體依然存在自我加工優勢，同時表現出母親加工優勢；在高興情緒的作用下，有親子關系配偶化經歷的個體自我加工優勢消失；悲傷情緒條件下，母親加工優勢增強；而憤怒情緒條件下，自我優勢效應穩定存在。因此，親子關系配偶化經歷破壞了個體自我加工的穩定性，表現為母親加工優勢的增強對自我加工優勢的掩蓋，以及在高興情緒、憤怒情緒、悲傷情緒條件下自我加工優勢的消失、維持與并存現象。

關鍵詞 自我；親子關系配偶化；知覺匹配范式；情緒

分類號 B844

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2025.07.001

1 引言

親子關系配偶化描述了一種適應不良的親子關系，表現為父母向孩子尋求情感、關系上的需求滿足，迫使孩子成為情感的支持對象或配偶角色的替代者，這反映了父母在構建、維系親子及伴侶關系中健康心理邊界缺失的現象（Cim?ir amp; Akdo?an， 2020）。如，父母一方或雙方向孩子抱怨婚姻的不幸、另一方的無能、工作上的不如意等，并向孩子尋求一定的支持。此時，孩子被迫充當一個調停者、傾聽者，甚至問題解決者的角色。親子關系配偶化的發生往往伴隨著父母亞系統的功能障礙（羅軍， 2012）。經歷過親子配偶化的個體會在這一過程中反復經歷親子邊界的融解、相互糾纏、對他人負責，甚至自我的喪失（Kerig， 2005），最后表現為自卑、消極的完美主義、抑郁、焦慮、自殺傾向、人格障礙、身份發展受損等問題（Adams et al.，1999; Fullinwider-Bush amp; Jacobvitz， 1993; Greenberg， 1999）。大量研究表明，自我在個體人格發展與心理健康水平上發揮著重要的影響作用（侯永青等， 2020; Qian et al.， 2022; van der Weiden et al.， 2015），而這些不同的臨床癥狀似乎只是個體自我異常表現的不同形式（周愛保， 潘超超， 2021; Cui et al.， 2022）。所以，了解親子關系配偶化誘發的這些危害并理解這些危害是如何產生的，是目前研究的重點。

自我加工是個體在處理與自身相關的信息時所涉及的認知過程。與他人相比，自我具有其獨特的加工優勢（王凌云等， 2019），表現為對自我相關性信息加工能力強于或速度快于自我無關性信息的加工，情緒在此過程起到調控作用（Sui et al.， 2016）。然而，自我邊界的形成并非絕對清晰，當個體基于模糊的心理界限構建自我概念時，通常難以避免地融合了他人的意識與情緒體驗。家庭系統理論能很好地解釋這一現象，即當家庭成員之間情感界限模糊、過度依賴或過度卷入彼此情緒狀態時，會導致個體難以區分自己的情感與他人的情感，進而抑制自主性和獨立自我的發展。在此情境下，子女為維持家庭系統穩定，被迫壓抑情緒迎合父母需求（Nuttall et al.， 2021）。當子女不能滿足父母的需求時，則會破壞自我的積極屬性，將消極自我內化，進而直接削弱其自我面孔識別優勢（關麗麗等， 2012; Sui amp; Humphreys， 2015）。更為隱蔽的是，此類扭曲的代際互動常被社會文化合理化，將這一現象包裝為“服從父母的孝順表現”（葛梟語， 2021），實質掩蓋了情感責任不對等的轉移以及個體自我需求的忽視現象。

當前該領域的研究困境在于難以捕捉這種被掩蓋的親子關系對個體自我的危害，主要表現為兩方面。一是現有親子關系配偶化研究主要依賴自我報告法與問卷測量，缺乏本土化的實證研究。二是多數研究采用積極/消極情緒二分框架，既未能細化不同情緒類型的功能，也忽視了群體特異性對不同情緒類型不同的表現的現象。部分研究顯示，積極情緒（如高興面孔）比消極情緒（如悲傷面孔）更具自我關聯增益效應（譚群等， 2018; Stolte et al.， 2017）。而另一項研究發現，積極情緒（如高興面孔）與消極情緒（如悲傷面孔）均不能增加其自我優勢（McIvor et al.， 2021）。值得注意的是，在消極情緒條件下，憤怒與悲傷可能存在加工機制的差異。具體而言，憤怒情緒能夠提高個體的認知激活水平（白衛明等， 2021; 程瑞等， 2021），觸發威脅預警系統，從而促使個體優先關注自身利益與安全。但從個體助人決策方面來講，而悲傷情緒則更易誘發社會聯結需求，導致助人行為傾向顯著增加（楊昭寧等， 2017）。在此機制下，具有長期家庭角色錯位經歷的個體（如被迫承擔調停者、情緒傾聽者或問題解決者角色的兒童），會逐漸將優先滿足他人需求的行為模式內化為自我認知圖式，使個體對母親的情緒線索產生更多的反應，最終導致注意資源向母親傾斜（Byng-Hall， 2008）。

為了更系統地探索這一加工機制，本研究擬采用知覺匹配范式，從而克服由傳統自我面孔研究中熟悉度帶來的干擾，并且該范式中幾何圖形與人稱的聯結具有顯著的自我加工優勢（高敏等， 2020; Sui et al.， 2012）。基于親子邊界溶解理論，實驗1將通過中性條件下的自我-他人圖形匹配任務，考察不同組別（有無親子關系配偶化經歷）的自我加工優勢，揭示親子關系配偶化經歷對個體自我的影響；實驗2通過引入情緒變量（高興/中性情緒/憤怒/悲傷），探討親子關系配偶化經歷的個體是否更容易受到情緒環境的影響，導致自我的脆弱性與敏感性，從而解構“被掩蓋的自我”的形成機制。

據此，本研究提出兩個研究假設。研究假設1：有親子關系配偶化經歷的個體會導致自我加工優勢的異常，會降低個體在知覺匹配任務中的自我加工優勢；沒有親子關系配偶化經歷的個體自我加工優勢將穩定存在。研究假設2：有親子關系配偶化經歷的個體的自我具有一定的脆弱性，易受情緒的影響。高興情緒的出現會減弱其自我加工優勢，憤怒或悲傷的情緒出現會強化其自我加工優勢，悲傷面孔的出現會增強母親優勢；而沒有親子關系配偶化經歷的個體自我加工優勢并不受情緒的影響。

2 實驗1 親子關系配偶化經歷對高中生自我加工特點的影響

2.1 方法

2.1.1 被試

采用整群抽樣的方法，發放中文版親子關系配偶化量表共700份，回收有效數據595份。有效回收率為0.85，得到總分平均值為2.67，標準差為1.04，將得分高于平均值一個標準差的被試歸為實驗組（即≥3.71分），將得分低于1個標準差的被試歸為對照組（即≤1.63分）。

使用G*Power軟件對實驗計劃樣本量進行估算。實驗1設置統計檢驗力1-β=0.80，效應量為0.25，顯著性水平α=0.05，為開展重復測量方差分析，需要的被試量至少為80人。篩選被試均為右利手、視力或矯正視力正常，不存在色盲色弱情況。共篩選有效被試142名，實驗1隨機選取實驗組被試44名（其中男性15名，女性29名），對照組被試44名（其中男性15名，女性29名）。實驗均為自愿參加，實驗完畢后均贈送相應小禮品。

2.1.2 研究工具

本研究采用經跨文化調試的中文修訂版親子關系配偶化量表（Cim?ir amp; Akdo?an， 2020）。在征得原作者同意后，通過返回翻譯法對該量表進行翻譯。該量表共含替代性的配偶與不滿意的童年兩個維度，共11個條目，采用5點計分（從“1從不”到“5總是”），分數越高說明兒童期親子關系配偶化的水平越高。在本研究中，該量表的Cronbach’s α系數為0.94。驗證性因子分析結果顯示，χ2/df=3.81lt;5，表示模型可接受。CFI=0.96，TLI=0.94，RMSEA=0.10，SRMR=0.03，表明模型擬合結果較為理想，具有良好的結構效度。該問卷條目因子載荷量范圍為0.65～0.89，各條目因子載荷均大于0.50；平均方差抽取量為0.68，大于0.50；組合信度為0.95，大于0.70。

2.1.3 實驗材料

實驗1采用制圖軟件制作圖形3個（三角形、圓形、六邊形），將每個圖形保存為視角3.5°×3.5°的白色圖形，與人稱（母親、自我、陌生人）匹配同時呈現。圖形與人稱均為白色，呈現在灰色背景上，實驗采用17寸顯示屏，分辨率為1024×768。

2.1.4 實驗程序

實驗采用2（組別：實驗組、對照組）×3（人稱：母親、自我、陌生人）兩因素混合實驗設計。其中，組別為組間變量，人稱為組內變量，因變量是反應時。

通過E-prime 2.0軟件，編寫運行實驗程序并收集數據。整個實驗分為兩個階段，一是學習練習階段，二是正式實驗階段。在練習階段，共有24個試次。被試在此期間進行人稱和圖形的匹配學習，人稱與圖形的匹配在被試間進行平衡。若被試在練習階段的準確率低于60%，將重新開始練習。若其準確率高于60%，即可進入正式實驗階段。

正式實驗階段，同樣也是對人稱和圖形是否匹配作出判斷。正式實驗階段共4個實驗區組，一個實驗區組有108個試次。在每個試次中，首先，在屏幕中央呈現500ms的白色十字注視點。隨后，在注視點上方會出現一個隨機形狀（三角形、圓形、六邊形），下方出現一個隨機人稱（母親、自我、陌生人），呈現時間為100ms。接著，在之后1100ms的空屏階段，被試則需要對呈現的人稱和圖形的連接是否匹配，作出快速且準確地判斷，如果匹配按J鍵，如果不匹配按F鍵。反應結束后，對應出現“答對了”“答錯了”“太慢了”的反饋，反饋屏呈現時間為500ms。實驗1中單個試次的流程如圖1所示。

2.2 結果

首先，刪除反應時小于200ms，并剔除3個標準差以外的數據，將整理后的數據納入重復測量方差分析中，以匹配條件的反應時作為因變量。實驗組和對照組的平均反應時，參見表1。重復測量方差分析結果顯示，組別主效應不顯著，F（1， 86）=1.38， p=0.24， η2p=0.02。人稱主效應顯著，F（2， 172）=184.09， plt;0.001， η2p=0.68，實驗組被試對與自我匹配的反應時顯著短于與母親匹配（plt;0.01），對與母親匹配的反應時顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。人稱與組別交互作用顯著，F（2， 172）=8.29， plt;0.001， η2p=0.09。

另外，簡單效應分析發現（見表2），實驗組被試與母親匹配的反應時顯著短于對照組，F（1， 172）=13.14， plt;0.001，實驗組被試與自我匹配的反應時顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001），與母親匹配的反應時顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001），但與自我匹配和與母親匹配的反應時差異不顯著（p=0.58）。而對照組被試對自我匹配的反應時顯著短于與母親匹配（plt;0.001），與母親匹配的反應時顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。

為了進一步對比兩組在自我優勢上的差異，需要根據自我優勢效應指標=母親匹配反應時–自我匹配反應時（Sui et al.， 2015），計算出自我優勢效應指標，并開展獨立樣本t檢驗，考察實驗組與對照組效應指標的差異。結果發現，實驗組與對照組自我優勢的差異顯著，t（86）=4.01， plt;0.001， Cohen’s D=0.85。這意味著有親子關系配偶化經歷的被試的相對自我優勢要顯著弱于未經歷親子關系配偶化的被試。

3 實驗2 情緒對有親子關系配偶化經歷的高中生自我加工的調控

3.1 方法

3.1.1 被試

實驗2設置統計檢驗力1-β=0.80，效應量為0.25，顯著性水平α=0.05，為開展重復測量方差分析，計算需要的被試量至少為14名。為此，實驗2隨機選取實驗組被試35名（男性13名，女性22名），對照組被試35名（男性13名，女性22名）。實驗均為自愿參加，實驗完畢后均贈送相應小禮品。

3.1.2 實驗材料

在實驗1圖形的基礎上，實驗2在每個圖形中嵌入表情符號（代表積極情緒的高興，中性情緒，代表消極情緒的憤怒和悲傷），形成共12個圖形（見圖2）。在正式實驗前，向38名研究生發放問卷，要求他們分別從情緒圖片的愉悅度、喚醒度以及優勢度評定這12個情緒圖片，采用9點計分。結果顯示，愉悅度的差異顯著，F（3， 148）=104.92， plt;0.001， η2p=0.68，具體表現為高興顯著高于中性情緒（plt;0.001），也顯著高于憤怒和悲傷（plt;0.001），而憤怒與悲傷在愉悅度上的差異不顯著（pgt;0.05）。喚醒度的差異顯著，F（3， 148）=15.12， plt;0.01， η2p=0.09，具體表現為高興、憤怒、悲傷情緒的喚醒度要顯著高于中性情緒的喚醒度（plt;0.01），高興的喚醒度要顯著高于悲傷的喚醒度（plt;0.05），而高興與憤怒在喚醒度上差異不顯著（pgt;0.05）。優勢度的差異顯著，F（3， 148）=11.53， plt;0.05， η2p=0.07，具體表現為在優勢度上，高興、中性情緒要顯著低于消極情緒（plt;0.05）。

將每個圖形保存為視角3.5°×3.5°的白色圖形。與人稱（母親、自我、陌生人）匹配同時呈現。圖形與人稱均為白色，呈現在灰色背景上，實驗采用17寸顯示屏，分辨率為1024×768，通過E-prime 2.0軟件運行實驗程序并收集數據。

3.1.3 實驗程序

實驗采用2（組別：實驗組、對照組）×3（人稱：母親、自我、陌生人）×3（情緒：高興、中性、憤怒、悲傷）三因素混合實驗設計。其中，組別為組間變量，人稱為組內變量。因變量是反應時。實驗程序同實驗1。

3.2 結果

以匹配條件的反應時作為因變量，重復測量方差分析結果顯示（見表3），人稱主效應顯著，F（2， 96）=142.58， plt;0.001， η2p=0.75，被試與自我匹配的反應時顯著短于與母親匹配（plt;0.001），也顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。組別與人稱交互作用顯著，F（2， 96）=7.89， plt;0.01， η2p=0.14。情緒與人稱交互作用顯著，F（6， 288）=4.62， plt;0.001， η2p=0.09。組別、情緒與人稱交互作用顯著，F（6， 288）=2.39， plt;0.05， η2p=0.05。其他主效應和交互作用均不顯著。

進一步開展簡單效應分析（見表4），考察實驗組被試在不同情緒效價下的反應時差異，結果發現：在高興的積極情緒條件下，人稱主效應顯著，F（2， 47）=14.59， plt;0.001，與自我匹配的反應時和與母親匹配的差異不顯著（p=0.58），但是與自我匹配和與母親匹配的反應時均顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。在中性情緒條件下，人稱主效應顯著，F（2， 47）=19.08， plt;0.001，與自我匹配的反應時顯著短于與母親匹配（plt;0.01），對母親匹配反應要顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。在憤怒的消極情緒條件下，人稱主效應顯著，F（2， 47）=15.59， plt;0.001，對與自我匹配的反應時不僅顯著短于與母親匹配（plt;0.05），也顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001），而與母親匹配的反應時顯著短于與陌生人匹配（plt;0.05）。在悲傷條件下，人稱主效應顯著，F（2， 47）=53.79，與自我匹配和與母親匹配的反應時差異不顯著（p=0.33），但是與自我匹配和與母親匹配的反應時均顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。

分析對照組被試在不同情緒效價下的反應時差異，結果發現：在高興的積極情緒條件下，人稱主效應顯著，F（2， 47）=42.46， plt;0.001，與自我匹配的反應時顯著短于與母親匹配（plt;0.001），與母親匹配的反應時顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。在中性情緒條件下，人稱主效應顯著，F（2， 47）=43.60， plt;0.001，與自我匹配的反應時顯著短于與母親匹配（plt;0.01），與母親匹配的反應時顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。在憤怒的消極情緒條件下，人稱主效應顯著，F（2， 47）=63.29， plt;0.001，與自我匹配的反應時顯著短于與母親匹配（plt;0.001），與母親匹配和與陌生人匹配的反應時差異不顯著（p=0.23）。在悲傷的消極情緒條件下，人稱主效應顯著，F（2， 47）=99.96，與自我匹配的反應時顯著短于與母親匹配（plt;0.01），與母親匹配的反應時顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。

開展獨立樣本t檢驗，比較實驗組與對照組的差異，發現在高興的積極情緒條件下，實驗組與對照組自我優勢差異顯著，t（48）=4.96， plt;0.001， Cohen’s D =1.40。這表示在高興的積極情緒條件下，有親子關系配偶化經歷的被試的自我優勢要顯著弱于未經歷親子關系配偶化的被試。在悲傷的消極情緒條件下，實驗組與對照組的自我優勢差異不顯著，t（48）=1.27， p=0.21。這表示在悲傷的消極情緒條件下，有親子關系配偶化經歷的被試和未經歷親子關系配偶化的被試的自我優勢不存在顯著差異。

4 討論

4.1 親子關系配偶化經歷對于個體自我的掩蓋

實驗1發現，親子關系配偶化經歷對于個體自我的掩蓋表現為個體的自我優勢相對減弱。由于自我優勢效應被定義為相對于其他信息，個體對于自我相關信息識別的速度更快、記憶的成績更好（Sui et al.， 2012）。但在實驗1中，經歷親子關系配偶化的個體并未呈現顯著的自我優勢，反而出現自我優勢與母親優勢并存的現象，且實驗組與對照組間的自我優勢差異未達顯著水平。這一研究結果與白衛明等（2021）的研究結果類似，他們發現兒童期遭受心理虐待的個體的自我優勢效應仍然存在。不同的是，本研究在對比實驗組與對照組自我優勢的基礎上，比較了相對自我優勢并發現經歷親子關系配偶化個體的相對自我優勢減弱。以往研究發現，中國人的自我是一種由文化匯聚而成的自我（Wang et al.， 2019）。自我的多維性（如獨立自我與互依自我）并非二元對立的存在狀態，而呈現動態轉化特征。研究表明，當個體被家庭系統表征時，其個體自我與關系自我被定義為同一等級（王沛等， 2022）。此時，自我優勢的減弱或許只是個體自我被掩蓋。進一步實驗證實，自我優勢較低的個體會在關系自我啟動后，自我優勢效應進一步減弱（Jiang et al.， 2022）。換言之，具有親子關系配偶化經歷的個體，更容易在個體自我與關系自我中相互轉換。而轉換可能是導致實驗1中經歷親子關系配偶化個體自我優勢相對減弱的主要原因。

未經歷過親子關系配偶化的個體并未發生個體自我與關系自我轉換的沖突，在同樣的家庭表征下，個體的自我優勢依然存在。因此，在今后的研究中可以考慮情境性與個體差異性在個體自我與關系自我層級建立中的作用。值得注意的是，既往研究揭示自我加工與情緒調控存在雙向聯結：一方面，自我相關信息的加工天然嵌入情緒維度，如自我圖式的形成依賴情緒效價評估（Glisky et al.， 2009）；另一方面，情緒狀態可直接調節自我認知效率，如消極情緒會顯著削弱自我關聯刺激的加工優勢（Sui et al.， 2016）。雖然個體的自我優勢具有其獨特的意義（王凌云等， 2019），但長期處于由于配偶化下的扭曲親子關系中，被迫接受來自父親或母親的情緒信息，可能使其自我對特定情緒刺激（如憤怒、悲傷）產生敏感。那么情緒會對加工結果產生怎樣的影響則需要進一步探究，因此實驗2將情緒圖形納入，加入情緒效價（代表積極情緒的高興，中性情緒以及代表消極情緒的憤怒和悲傷），進而拓展親子關系配偶化經歷對個體自我作用機制的理解。

4.2 親子關系配偶化經歷對于個體自我的破壞性

實驗2進一步驗證了親子關系配偶化經歷對自我優勢的破壞性影響，揭示其導致個體自我加工易受情緒效價影響的特性。實驗2結果顯示，對照組保持穩定的自我優勢效應（對與自我匹配的反應速度最快，與母親匹配的反應速度次之，與陌生人匹配的反應速度最慢），而實驗組表現出顯著的情緒-組別交互效應：在高興情緒下，實驗組的自我、母親反應時差異不顯著，自我優勢下降，自我信息加工和母親信息加工的區分被弱化。悲傷情緒則強化了母親優勢。憤怒情緒維持穩定的自我優勢（對與自我匹配的反應速度最快，與母親匹配的反應速度次之，與陌生人匹配的反應速度最慢）。值得注意的是，無親子關系配偶化經歷個體的自我優勢表現出跨情緒的穩定性，表明情緒特異性與是否有親子關系配偶化經歷存在關聯。

配偶化經歷導致的消極自我表征與積極情緒環境存在適應性沖突，致使高興代表的積極情緒條件下自我加工優勢顯著減弱。根據客體關系理論（王禮軍等， 2020），這種沖突源于自我-他人關系質量的損傷（如消極親子教養方式），促使個體形成固化的消極自我圖式，影響自我的完整性（徐萍萍， 2006; Vignoli et al.， 2005）。親子依戀理論進一步指出，早期親子關系質量塑造個體依戀模式，安全依戀通過自我價值確認促進積極自我表征，使個體在親密關系中準確定義自我。而糾纏的關系（表現為過度依賴、需求表達抑制等）則導致消極自我表征的形成，表現為在消極情緒條件下，自我加工優勢的存續機制呈現情緒特異性分化。憤怒情緒條件下，會使當下個體感受到威脅，促使個體趨利避害，增加對自我的關注。此時個體的認知激活水平提高，迫使個體調用更多認知資源以優先維持自我優勢（程瑞等， 2021）。因此，憤怒條件下，有配偶化經歷的個體自我仍然具有穩定的優勢。而悲傷情緒不具有威脅性，或許是因為悲傷比憤怒更容易增加個體的助人決策（楊昭寧等， 2017）。由此，悲傷條件下，有配偶化經歷的個體的母親優勢增強，與自我優勢并存。

5 結論

親子關系配偶化經歷破壞了個體自我加工的穩定性，表現為母親加工優勢的增強，以及對自我加工優勢的掩蓋，在高興情緒、憤怒情緒、悲傷情緒條件下自我加工優勢的消失、維持與并存現象。有親子關系配偶化經歷的個體在自我形成過程中可能會導致自我身份的整合混亂，傾向于形成消極自我表征。這種消極自我會降低其在知覺匹配任務中的相對自我加工優勢。情緒將會進一步調控這一過程，經歷親子關系配偶化的個體，憤怒情緒的出現會維持其自我加工優勢；悲傷情緒的出現會強化其母親加工優勢；高興情緒的出現則導致個體自我加工優勢消失。

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