“被掩蓋的自我”：親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷對(duì)高中生自我加工的影響機(jī)制

摘 要 采用知覺(jué)匹配范式，探討親子關(guān)系配偶化對(duì)高中生自我加工的影響機(jī)制以及情緒面孔在其中的作用，旨在揭示我國(guó)文化背景下親子關(guān)系配偶化對(duì)個(gè)體自我加工的影響。結(jié)果顯示，有親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷的個(gè)體依然存在自我加工優(yōu)勢(shì)，同時(shí)表現(xiàn)出母親加工優(yōu)勢(shì)；在高興情緒的作用下，有親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷的個(gè)體自我加工優(yōu)勢(shì)消失；悲傷情緒條件下，母親加工優(yōu)勢(shì)增強(qiáng)；而憤怒情緒條件下，自我優(yōu)勢(shì)效應(yīng)穩(wěn)定存在。因此，親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷破壞了個(gè)體自我加工的穩(wěn)定性，表現(xiàn)為母親加工優(yōu)勢(shì)的增強(qiáng)對(duì)自我加工優(yōu)勢(shì)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(yōu)勢(shì)的消失、維持與并存現(xiàn)象。

關(guān)鍵詞 自我；親子關(guān)系配偶化；知覺(jué)匹配范式；情緒

分類(lèi)號(hào) B844

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2025.07.001

1 引言

親子關(guān)系配偶化描述了一種適應(yīng)不良的親子關(guān)系，表現(xiàn)為父母向孩子尋求情感、關(guān)系上的需求滿足，迫使孩子成為情感的支持對(duì)象或配偶角色的替代者，這反映了父母在構(gòu)建、維系親子及伴侶關(guān)系中健康心理邊界缺失的現(xiàn)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(wú)能、工作上的不如意等，并向孩子尋求一定的支持。此時(shí)，孩子被迫充當(dāng)一個(gè)調(diào)停者、傾聽(tīng)者，甚至問(wèn)題解決者的角色。親子關(guān)系配偶化的發(fā)生往往伴隨著父母亞系統(tǒng)的功能障礙（羅軍， 2012）。經(jīng)歷過(guò)親子配偶化的個(gè)體會(huì)在這一過(guò)程中反復(fù)經(jīng)歷親子邊界的融解、相互糾纏、對(duì)他人負(fù)責(zé)，甚至自我的喪失（Kerig， 2005），最后表現(xiàn)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(fā)展受損等問(wèn)題（Adams et al.，1999; Fullinwider-Bush amp; Jacobvitz， 1993; Greenberg， 1999）。大量研究表明，自我在個(gè)體人格發(fā)展與心理健康水平上發(fā)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(gè)體自我異常表現(xiàn)的不同形式（周愛(ài)保， 潘超超， 2021; Cui et al.， 2022）。所以，了解親子關(guān)系配偶化誘發(fā)的這些危害并理解這些危害是如何產(chǎn)生的，是目前研究的重點(diǎn)。

自我加工是個(gè)體在處理與自身相關(guān)的信息時(shí)所涉及的認(rèn)知過(guò)程。與他人相比，自我具有其獨(dú)特的加工優(yōu)勢(shì)（王凌云等， 2019），表現(xiàn)為對(duì)自我相關(guān)性信息加工能力強(qiáng)于或速度快于自我無(wú)關(guān)性信息的加工，情緒在此過(guò)程起到調(diào)控作用（Sui et al.， 2016）。然而，自我邊界的形成并非絕對(duì)清晰，當(dāng)個(gè)體基于模糊的心理界限構(gòu)建自我概念時(shí)，通常難以避免地融合了他人的意識(shí)與情緒體驗(yàn)。家庭系統(tǒng)理論能很好地解釋這一現(xiàn)象，即當(dāng)家庭成員之間情感界限模糊、過(guò)度依賴或過(guò)度卷入彼此情緒狀態(tài)時(shí)，會(huì)導(dǎo)致個(gè)體難以區(qū)分自己的情感與他人的情感，進(jìn)而抑制自主性和獨(dú)立自我的發(fā)展。在此情境下，子女為維持家庭系統(tǒng)穩(wěn)定，被迫壓抑情緒迎合父母需求（Nuttall et al.， 2021）。當(dāng)子女不能滿足父母的需求時(shí)，則會(huì)破壞自我的積極屬性，將消極自我內(nèi)化，進(jìn)而直接削弱其自我面孔識(shí)別優(yōu)勢(shì)（關(guān)麗麗等， 2012; Sui amp; Humphreys， 2015）。更為隱蔽的是，此類(lèi)扭曲的代際互動(dòng)常被社會(huì)文化合理化，將這一現(xiàn)象包裝為“服從父母的孝順表現(xiàn)”（葛梟語(yǔ)， 2021），實(shí)質(zhì)掩蓋了情感責(zé)任不對(duì)等的轉(zhuǎn)移以及個(gè)體自我需求的忽視現(xiàn)象。

當(dāng)前該領(lǐng)域的研究困境在于難以捕捉這種被掩蓋的親子關(guān)系對(duì)個(gè)體自我的危害，主要表現(xiàn)為兩方面。一是現(xiàn)有親子關(guān)系配偶化研究主要依賴自我報(bào)告法與問(wèn)卷測(cè)量，缺乏本土化的實(shí)證研究。二是多數(shù)研究采用積極/消極情緒二分框架，既未能細(xì)化不同情緒類(lèi)型的功能，也忽視了群體特異性對(duì)不同情緒類(lèi)型不同的表現(xiàn)的現(xiàn)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(guān)聯(lián)增益效應(yīng)（譚群等， 2018; Stolte et al.， 2017）。而另一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，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(yōu)勢(shì)（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(jī)制的差異。具體而言，憤怒情緒能夠提高個(gè)體的認(rèn)知激活水平（白衛(wèi)明等， 2021; 程瑞等， 2021），觸發(fā)威脅預(yù)警系統(tǒng)，從而促使個(gè)體優(yōu)先關(guān)注自身利益與安全。但從個(gè)體助人決策方面來(lái)講，而悲傷情緒則更易誘發(fā)社會(huì)聯(lián)結(jié)需求，導(dǎo)致助人行為傾向顯著增加（楊昭寧等， 2017）。在此機(jī)制下，具有長(zhǎng)期家庭角色錯(cuò)位經(jīng)歷的個(gè)體（如被迫承擔(dān)調(diào)停者、情緒傾聽(tīng)者或問(wèn)題解決者角色的兒童），會(huì)逐漸將優(yōu)先滿足他人需求的行為模式內(nèi)化為自我認(rèn)知圖式，使個(gè)體對(duì)母親的情緒線索產(chǎn)生更多的反應(yīng)，最終導(dǎo)致注意資源向母親傾斜（Byng-Hall， 2008）。

為了更系統(tǒng)地探索這一加工機(jī)制，本研究擬采用知覺(jué)匹配范式，從而克服由傳統(tǒng)自我面孔研究中熟悉度帶來(lái)的干擾，并且該范式中幾何圖形與人稱的聯(lián)結(jié)具有顯著的自我加工優(yōu)勢(shì)（高敏等， 2020; Sui et al.， 2012）。基于親子邊界溶解理論，實(shí)驗(yàn)1將通過(guò)中性條件下的自我-他人圖形匹配任務(wù)，考察不同組別（有無(wú)親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷）的自我加工優(yōu)勢(shì)，揭示親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷對(duì)個(gè)體自我的影響；實(shí)驗(yàn)2通過(guò)引入情緒變量（高興/中性情緒/憤怒/悲傷），探討親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷的個(gè)體是否更容易受到情緒環(huán)境的影響，導(dǎo)致自我的脆弱性與敏感性，從而解構(gòu)“被掩蓋的自我”的形成機(jī)制。

據(jù)此，本研究提出兩個(gè)研究假設(shè)。研究假設(shè)1：有親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷的個(gè)體會(huì)導(dǎo)致自我加工優(yōu)勢(shì)的異常，會(huì)降低個(gè)體在知覺(jué)匹配任務(wù)中的自我加工優(yōu)勢(shì)；沒(méi)有親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷的個(gè)體自我加工優(yōu)勢(shì)將穩(wěn)定存在。研究假設(shè)2：有親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷的個(gè)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(xiàn)會(huì)減弱其自我加工優(yōu)勢(shì)，憤怒或悲傷的情緒出現(xiàn)會(huì)強(qiáng)化其自我加工優(yōu)勢(shì)，悲傷面孔的出現(xiàn)會(huì)增強(qiáng)母親優(yōu)勢(shì)；而沒(méi)有親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷的個(gè)體自我加工優(yōu)勢(shì)并不受情緒的影響。

2 實(shí)驗(yàn)1 親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷對(duì)高中生自我加工特點(diǎn)的影響

2.1 方法

2.1.1 被試

采用整群抽樣的方法，發(fā)放中文版親子關(guān)系配偶化量表共700份，回收有效數(shù)據(jù)595份。有效回收率為0.85，得到總分平均值為2.67，標(biāo)準(zhǔn)差為1.04，將得分高于平均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的被試歸為實(shí)驗(yàn)組（即≥3.71分），將得分低于1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的被試歸為對(duì)照組（即≤1.63分）。

使用G*Power軟件對(duì)實(shí)驗(yàn)計(jì)劃樣本量進(jìn)行估算。實(shí)驗(yàn)1設(shè)置統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1-β=0.80，效應(yīng)量為0.25，顯著性水平α=0.05，為開(kāi)展重復(fù)測(cè)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(shí)驗(yàn)1隨機(jī)選取實(shí)驗(yàn)組被試44名（其中男性15名，女性29名），對(duì)照組被試44名（其中男性15名，女性29名）。實(shí)驗(yàn)均為自愿參加，實(shí)驗(yàn)完畢后均贈(zèng)送相應(yīng)小禮品。

2.1.2 研究工具

本研究采用經(jīng)跨文化調(diào)試的中文修訂版親子關(guān)系配偶化量表（Cim?ir amp; Akdo?an， 2020）。在征得原作者同意后，通過(guò)返回翻譯法對(duì)該量表進(jìn)行翻譯。該量表共含替代性的配偶與不滿意的童年兩個(gè)維度，共11個(gè)條目，采用5點(diǎn)計(jì)分（從“1從不”到“5總是”），分?jǐn)?shù)越高說(shuō)明兒童期親子關(guān)系配偶化的水平越高。在本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.94。驗(yàn)證性因子分析結(jié)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(jié)果較為理想，具有良好的結(jié)構(gòu)效度。該問(wèn)卷?xiàng)l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(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)1采用制圖軟件制作圖形3個(gè)（三角形、圓形、六邊形），將每個(gè)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(shí)呈現(xiàn)。圖形與人稱均為白色，呈現(xiàn)在灰色背景上，實(shí)驗(yàn)采用17寸顯示屏，分辨率為1024×768。

2.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)采用2（組別：實(shí)驗(yàn)組、對(duì)照組）×3（人稱：母親、自我、陌生人）兩因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。其中，組別為組間變量，人稱為組內(nèi)變量，因變量是反應(yīng)時(shí)。

通過(guò)E-prime 2.0軟件，編寫(xiě)運(yùn)行實(shí)驗(yàn)程序并收集數(shù)據(jù)。整個(gè)實(shí)驗(yàn)分為兩個(gè)階段，一是學(xué)習(xí)練習(xí)階段，二是正式實(shí)驗(yàn)階段。在練習(xí)階段，共有24個(gè)試次。被試在此期間進(jìn)行人稱和圖形的匹配學(xué)習(xí)，人稱與圖形的匹配在被試間進(jìn)行平衡。若被試在練習(xí)階段的準(zhǔn)確率低于60%，將重新開(kāi)始練習(xí)。若其準(zhǔn)確率高于60%，即可進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)階段。

正式實(shí)驗(yàn)階段，同樣也是對(duì)人稱和圖形是否匹配作出判斷。正式實(shí)驗(yàn)階段共4個(gè)實(shí)驗(yàn)區(qū)組，一個(gè)實(shí)驗(yàn)區(qū)組有108個(gè)試次。在每個(gè)試次中，首先，在屏幕中央呈現(xiàn)500ms的白色十字注視點(diǎn)。隨后，在注視點(diǎn)上方會(huì)出現(xiàn)一個(gè)隨機(jī)形狀（三角形、圓形、六邊形），下方出現(xiàn)一個(gè)隨機(jī)人稱（母親、自我、陌生人），呈現(xiàn)時(shí)間為100ms。接著，在之后1100ms的空屏階段，被試則需要對(duì)呈現(xiàn)的人稱和圖形的連接是否匹配，作出快速且準(zhǔn)確地判斷，如果匹配按J鍵，如果不匹配按F鍵。反應(yīng)結(jié)束后，對(duì)應(yīng)出現(xiàn)“答對(duì)了”“答錯(cuò)了”“太慢了”的反饋，反饋屏呈現(xiàn)時(shí)間為500ms。實(shí)驗(yàn)1中單個(gè)試次的流程如圖1所示。

2.2 結(jié)果

首先，刪除反應(yīng)時(shí)小于200ms，并剔除3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差以外的數(shù)據(jù)，將整理后的數(shù)據(jù)納入重復(fù)測(cè)量方差分析中，以匹配條件的反應(yīng)時(shí)作為因變量。實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的平均反應(yīng)時(shí)，參見(jiàn)表1。重復(fù)測(cè)量方差分析結(jié)果顯示，組別主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1， 86）=1.38， p=0.24， η2p=0.02。人稱主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2， 172）=184.09， plt;0.001， η2p=0.68，實(shí)驗(yàn)組被試對(duì)與自我匹配的反應(yīng)時(shí)顯著短于與母親匹配（plt;0.01），對(duì)與母親匹配的反應(yīng)時(shí)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(xiàn)（2， 172）=8.29， plt;0.001， η2p=0.09。

另外，簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)（見(jiàn)表2），實(shí)驗(yàn)組被試與母親匹配的反應(yīng)時(shí)顯著短于對(duì)照組，F(xiàn)（1， 172）=13.14， plt;0.001，實(shí)驗(yàn)組被試與自我匹配的反應(yīng)時(shí)顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001），與母親匹配的反應(yīng)時(shí)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(yīng)時(shí)差異不顯著（p=0.58）。而對(duì)照組被試對(duì)自我匹配的反應(yīng)時(shí)顯著短于與母親匹配（plt;0.001），與母親匹配的反應(yīng)時(shí)顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。

為了進(jìn)一步對(duì)比兩組在自我優(yōu)勢(shì)上的差異，需要根據(jù)自我優(yōu)勢(shì)效應(yīng)指標(biāo)=母親匹配反應(yīng)時(shí)–自我匹配反應(yīng)時(shí)（Sui et al.， 2015），計(jì)算出自我優(yōu)勢(shì)效應(yīng)指標(biāo)，并開(kāi)展獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，考察實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組效應(yīng)指標(biāo)的差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組自我優(yōu)勢(shì)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(guān)系配偶化經(jīng)歷的被試的相對(duì)自我優(yōu)勢(shì)要顯著弱于未經(jīng)歷親子關(guān)系配偶化的被試。

3 實(shí)驗(yàn)2 情緒對(duì)有親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷的高中生自我加工的調(diào)控

3.1 方法

3.1.1 被試

實(shí)驗(yàn)2設(shè)置統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1-β=0.80，效應(yīng)量為0.25，顯著性水平α=0.05，為開(kāi)展重復(fù)測(cè)量方差分析，計(jì)算需要的被試量至少為14名。為此，實(shí)驗(yàn)2隨機(jī)選取實(shí)驗(yàn)組被試35名（男性13名，女性22名），對(duì)照組被試35名（男性13名，女性22名）。實(shí)驗(yàn)均為自愿參加，實(shí)驗(yàn)完畢后均贈(zèng)送相應(yīng)小禮品。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

在實(shí)驗(yàn)1圖形的基礎(chǔ)上，實(shí)驗(yàn)2在每個(gè)圖形中嵌入表情符號(hào)（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(gè)圖形（見(jiàn)圖2）。在正式實(shí)驗(yàn)前，向38名研究生發(fā)放問(wèn)卷，要求他們分別從情緒圖片的愉悅度、喚醒度以及優(yōu)勢(shì)度評(píng)定這12個(gè)情緒圖片，采用9點(diǎn)計(jì)分。結(jié)果顯示，愉悅度的差異顯著，F(xiàn)（3， 148）=104.92， plt;0.001， η2p=0.68，具體表現(xiàn)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(xiàn)（3， 148）=15.12， plt;0.01， η2p=0.09，具體表現(xiàn)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(yōu)勢(shì)度的差異顯著，F(xiàn)（3， 148）=11.53， plt;0.05， η2p=0.07，具體表現(xiàn)為在優(yōu)勢(shì)度上，高興、中性情緒要顯著低于消極情緒（plt;0.05）。

將每個(gè)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(shí)呈現(xiàn)。圖形與人稱均為白色，呈現(xiàn)在灰色背景上，實(shí)驗(yàn)采用17寸顯示屏，分辨率為1024×768，通過(guò)E-prime 2.0軟件運(yùn)行實(shí)驗(yàn)程序并收集數(shù)據(jù)。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)采用2（組別：實(shí)驗(yàn)組、對(duì)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(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。其中，組別為組間變量，人稱為組內(nèi)變量。因變量是反應(yīng)時(shí)。實(shí)驗(yàn)程序同實(shí)驗(yàn)1。

3.2 結(jié)果

以匹配條件的反應(yīng)時(shí)作為因變量，重復(fù)測(cè)量方差分析結(jié)果顯示（見(jiàn)表3），人稱主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2， 96）=142.58， plt;0.001， η2p=0.75，被試與自我匹配的反應(yīng)時(shí)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(xiàn)（2， 96）=7.89， plt;0.01， η2p=0.14。情緒與人稱交互作用顯著，F(xiàn)（6， 288）=4.62， plt;0.001， η2p=0.09。組別、情緒與人稱交互作用顯著，F(xiàn)（6， 288）=2.39， plt;0.05， η2p=0.05。其他主效應(yīng)和交互作用均不顯著。

進(jìn)一步開(kāi)展簡(jiǎn)單效應(yīng)分析（見(jiàn)表4），考察實(shí)驗(yàn)組被試在不同情緒效價(jià)下的反應(yīng)時(shí)差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在高興的積極情緒條件下，人稱主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2， 47）=14.59， plt;0.001，與自我匹配的反應(yīng)時(shí)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(yīng)時(shí)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(yīng)顯著，F(xiàn)（2， 47）=19.08， plt;0.001，與自我匹配的反應(yīng)時(shí)顯著短于與母親匹配（plt;0.01），對(duì)母親匹配反應(yīng)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(yīng)顯著，F(xiàn)（2， 47）=15.59， plt;0.001，對(duì)與自我匹配的反應(yīng)時(shí)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(yīng)時(shí)顯著短于與陌生人匹配（plt;0.05）。在悲傷條件下，人稱主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2， 47）=53.79，與自我匹配和與母親匹配的反應(yīng)時(shí)差異不顯著（p=0.33），但是與自我匹配和與母親匹配的反應(yīng)時(shí)均顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。

分析對(duì)照組被試在不同情緒效價(jià)下的反應(yīng)時(shí)差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在高興的積極情緒條件下，人稱主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2， 47）=42.46， plt;0.001，與自我匹配的反應(yīng)時(shí)顯著短于與母親匹配（plt;0.001），與母親匹配的反應(yīng)時(shí)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(yīng)顯著，F(xiàn)（2， 47）=43.60， plt;0.001，與自我匹配的反應(yīng)時(shí)顯著短于與母親匹配（plt;0.01），與母親匹配的反應(yīng)時(shí)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(yīng)顯著，F(xiàn)（2， 47）=63.29， plt;0.001，與自我匹配的反應(yīng)時(shí)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(yīng)時(shí)差異不顯著（p=0.23）。在悲傷的消極情緒條件下，人稱主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2， 47）=99.96，與自我匹配的反應(yīng)時(shí)顯著短于與母親匹配（plt;0.01），與母親匹配的反應(yīng)時(shí)顯著短于與陌生人匹配（plt;0.001）。

開(kāi)展獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，比較實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的差異，發(fā)現(xiàn)在高興的積極情緒條件下，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組自我優(yōu)勢(shì)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(guān)系配偶化經(jīng)歷的被試的自我優(yōu)勢(shì)要顯著弱于未經(jīng)歷親子關(guān)系配偶化的被試。在悲傷的消極情緒條件下，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的自我優(yōu)勢(shì)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(guān)系配偶化經(jīng)歷的被試和未經(jīng)歷親子關(guān)系配偶化的被試的自我優(yōu)勢(shì)不存在顯著差異。

4 討論

4.1 親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷對(duì)于個(gè)體自我的掩蓋

實(shí)驗(yàn)1發(fā)現(xiàn)，親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷對(duì)于個(gè)體自我的掩蓋表現(xiàn)為個(gè)體的自我優(yōu)勢(shì)相對(duì)減弱。由于自我優(yōu)勢(shì)效應(yīng)被定義為相對(duì)于其他信息，個(gè)體對(duì)于自我相關(guān)信息識(shí)別的速度更快、記憶的成績(jī)更好（Sui et al.， 2012）。但在實(shí)驗(yàn)1中，經(jīng)歷親子關(guān)系配偶化的個(gè)體并未呈現(xiàn)顯著的自我優(yōu)勢(shì)，反而出現(xiàn)自我優(yōu)勢(shì)與母親優(yōu)勢(shì)并存的現(xiàn)象，且實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組間的自我優(yōu)勢(shì)差異未達(dá)顯著水平。這一研究結(jié)果與白衛(wèi)明等（2021）的研究結(jié)果類(lèi)似，他們發(fā)現(xiàn)兒童期遭受心理虐待的個(gè)體的自我優(yōu)勢(shì)效應(yīng)仍然存在。不同的是，本研究在對(duì)比實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組自我優(yōu)勢(shì)的基礎(chǔ)上，比較了相對(duì)自我優(yōu)勢(shì)并發(fā)現(xiàn)經(jīng)歷親子關(guān)系配偶化個(gè)體的相對(duì)自我優(yōu)勢(shì)減弱。以往研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)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(dú)立自我與互依自我）并非二元對(duì)立的存在狀態(tài)，而呈現(xiàn)動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)化特征。研究表明，當(dāng)個(gè)體被家庭系統(tǒng)表征時(shí)，其個(gè)體自我與關(guān)系自我被定義為同一等級(jí)（王沛等， 2022）。此時(shí)，自我優(yōu)勢(shì)的減弱或許只是個(gè)體自我被掩蓋。進(jìn)一步實(shí)驗(yàn)證實(shí)，自我優(yōu)勢(shì)較低的個(gè)體會(huì)在關(guān)系自我啟動(dòng)后，自我優(yōu)勢(shì)效應(yīng)進(jìn)一步減弱（Jiang et al.， 2022）。換言之，具有親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷的個(gè)體，更容易在個(gè)體自我與關(guān)系自我中相互轉(zhuǎn)換。而轉(zhuǎn)換可能是導(dǎo)致實(shí)驗(yàn)1中經(jīng)歷親子關(guān)系配偶化個(gè)體自我優(yōu)勢(shì)相對(duì)減弱的主要原因。

未經(jīng)歷過(guò)親子關(guān)系配偶化的個(gè)體并未發(fā)生個(gè)體自我與關(guān)系自我轉(zhuǎn)換的沖突，在同樣的家庭表征下，個(gè)體的自我優(yōu)勢(shì)依然存在。因此，在今后的研究中可以考慮情境性與個(gè)體差異性在個(gè)體自我與關(guān)系自我層級(jí)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(diào)控存在雙向聯(lián)結(jié)：一方面，自我相關(guān)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(jià)評(píng)估（Glisky et al.， 2009）；另一方面，情緒狀態(tài)可直接調(diào)節(jié)自我認(rèn)知效率，如消極情緒會(huì)顯著削弱自我關(guān)聯(lián)刺激的加工優(yōu)勢(shì)（Sui et al.， 2016）。雖然個(gè)體的自我優(yōu)勢(shì)具有其獨(dú)特的意義（王凌云等， 2019），但長(zhǎng)期處于由于配偶化下的扭曲親子關(guān)系中，被迫接受來(lái)自父親或母親的情緒信息，可能使其自我對(duì)特定情緒刺激（如憤怒、悲傷）產(chǎn)生敏感。那么情緒會(huì)對(duì)加工結(jié)果產(chǎn)生怎樣的影響則需要進(jìn)一步探究，因此實(shí)驗(yàn)2將情緒圖形納入，加入情緒效價(jià)（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(jìn)而拓展親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷對(duì)個(gè)體自我作用機(jī)制的理解。

4.2 親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷對(duì)于個(gè)體自我的破壞性

實(shí)驗(yàn)2進(jìn)一步驗(yàn)證了親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷對(duì)自我優(yōu)勢(shì)的破壞性影響，揭示其導(dǎo)致個(gè)體自我加工易受情緒效價(jià)影響的特性。實(shí)驗(yàn)2結(jié)果顯示，對(duì)照組保持穩(wěn)定的自我優(yōu)勢(shì)效應(yīng)（對(duì)與自我匹配的反應(yīng)速度最快，與母親匹配的反應(yīng)速度次之，與陌生人匹配的反應(yīng)速度最慢），而實(shí)驗(yàn)組表現(xiàn)出顯著的情緒-組別交互效應(yīng)：在高興情緒下，實(shí)驗(yàn)組的自我、母親反應(yīng)時(shí)差異不顯著，自我優(yōu)勢(shì)下降，自我信息加工和母親信息加工的區(qū)分被弱化。悲傷情緒則強(qiáng)化了母親優(yōu)勢(shì)。憤怒情緒維持穩(wěn)定的自我優(yōu)勢(shì)（對(duì)與自我匹配的反應(yīng)速度最快，與母親匹配的反應(yīng)速度次之，與陌生人匹配的反應(yīng)速度最慢）。值得注意的是，無(wú)親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷個(gè)體的自我優(yōu)勢(shì)表現(xiàn)出跨情緒的穩(wěn)定性，表明情緒特異性與是否有親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷存在關(guān)聯(lián)。

配偶化經(jīng)歷導(dǎo)致的消極自我表征與積極情緒環(huán)境存在適應(yīng)性沖突，致使高興代表的積極情緒條件下自我加工優(yōu)勢(shì)顯著減弱。根據(jù)客體關(guān)系理論（王禮軍等， 2020），這種沖突源于自我-他人關(guān)系質(zhì)量的損傷（如消極親子教養(yǎng)方式），促使個(gè)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(jìn)一步指出，早期親子關(guān)系質(zhì)量塑造個(gè)體依戀模式，安全依戀通過(guò)自我價(jià)值確認(rèn)促進(jìn)積極自我表征，使個(gè)體在親密關(guān)系中準(zhǔn)確定義自我。而糾纏的關(guān)系（表現(xiàn)為過(guò)度依賴、需求表達(dá)抑制等）則導(dǎo)致消極自我表征的形成，表現(xiàn)為在消極情緒條件下，自我加工優(yōu)勢(shì)的存續(xù)機(jī)制呈現(xiàn)情緒特異性分化。憤怒情緒條件下，會(huì)使當(dāng)下個(gè)體感受到威脅，促使個(gè)體趨利避害，增加對(duì)自我的關(guān)注。此時(shí)個(gè)體的認(rèn)知激活水平提高，迫使個(gè)體調(diào)用更多認(rèn)知資源以優(yōu)先維持自我優(yōu)勢(shì)（程瑞等， 2021）。因此，憤怒條件下，有配偶化經(jīng)歷的個(gè)體自我仍然具有穩(wěn)定的優(yōu)勢(shì)。而悲傷情緒不具有威脅性，或許是因?yàn)楸瘋葢嵟菀自黾觽€(gè)體的助人決策（楊昭寧等， 2017）。由此，悲傷條件下，有配偶化經(jīng)歷的個(gè)體的母親優(yōu)勢(shì)增強(qiáng)，與自我優(yōu)勢(shì)并存。

5 結(jié)論

親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷破壞了個(gè)體自我加工的穩(wěn)定性，表現(xiàn)為母親加工優(yōu)勢(shì)的增強(qiáng)，以及對(duì)自我加工優(yōu)勢(shì)的掩蓋，在高興情緒、憤怒情緒、悲傷情緒條件下自我加工優(yōu)勢(shì)的消失、維持與并存現(xiàn)象。有親子關(guān)系配偶化經(jīng)歷的個(gè)體在自我形成過(guò)程中可能會(huì)導(dǎo)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(huì)降低其在知覺(jué)匹配任務(wù)中的相對(duì)自我加工優(yōu)勢(shì)。情緒將會(huì)進(jìn)一步調(diào)控這一過(guò)程，經(jīng)歷親子關(guān)系配偶化的個(gè)體，憤怒情緒的出現(xiàn)會(huì)維持其自我加工優(yōu)勢(shì)；悲傷情緒的出現(xiàn)會(huì)強(qiáng)化其母親加工優(yōu)勢(shì)；高興情緒的出現(xiàn)則導(dǎo)致個(gè)體自我加工優(yōu)勢(shì)消失。

參考文獻(xiàn)

白衛(wèi)明， 劉愛(ài)書(shū)， 劉明慧 （2021）. 兒童期遭受心理虐待個(gè)體的自我加工特點(diǎn). 心理科學(xué)， 44（2）， 473-480.

程瑞， 盧克龍， 郝寧 （2021）. 憤怒情緒對(duì)惡意創(chuàng)造力的影響及調(diào)節(jié)策略. 心理學(xué)報(bào)， 53（8）， 847-860.

高敏， 隋雪， 常若松 （2020）. 自我優(yōu)勢(shì)效應(yīng)直接與間接研究進(jìn)展與未解決的問(wèn)題. 心理科學(xué)， 43（4）， 918-924.

關(guān)麗麗， 張慶林， 齊銘銘， 侯燕， 楊娟 （2012）. 自我概念威脅以及與重要他人的比較共同削弱自我面孔優(yōu)勢(shì)效應(yīng). 心理學(xué)報(bào)， 44（6）， 789-796.

葛梟語(yǔ) （2021）. 孝的多維心理結(jié)構(gòu)： 取向之異與古今之變. 心理學(xué)報(bào)， 53（3）， 306-321.

侯永青， 侯婉瀅， 周愛(ài)保 （2020）. 不同類(lèi)型自戀者對(duì)自我相關(guān)信息的認(rèn)知加工偏好. 心理發(fā)展與教育， 36（5）， 528-537.

羅軍 （2012）. 結(jié)構(gòu)式家庭治療理論述評(píng). 衡陽(yáng)師范學(xué)院學(xué)報(bào)， 33（4）， 138-142.

譚群， 尹月陽(yáng)， 劉燊， 韓尚鋒， 徐強(qiáng)， 張林 （2018）. 自我積極表情加工優(yōu)勢(shì)效應(yīng)： 來(lái)自ERPs的證據(jù). 心理學(xué)報(bào)， 50（10）， 1120-1130.

王禮軍， 郭本禹 （2020）. 客體關(guān)系取向的發(fā)展模型： 獨(dú)立學(xué)派的心理與人格理論析評(píng). 心理科學(xué)， 43（4）， 1017-1023.

王凌云， 王愛(ài)君， 齊宇欣， 范丫， 張明 （2019）. 內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)驗(yàn)中他人重要性對(duì)自我心理表征的影響. 心理科學(xué)， 42（3）， 633-638.

王沛， 金哲宇， 高凡 （2022）. 三重自我的動(dòng)機(jī)層級(jí)： 自我積極偏差的視角. 中國(guó)臨床心理學(xué)雜志， 30（1）， 1-7.

徐萍萍 （2006）. 自我·客體關(guān)系·人格——費(fèi)爾貝恩的純粹心理的人格發(fā)展觀. 南京師大學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）， （5）， 98-102.

楊昭寧， 顧子貝， 王杜娟， 譚旭運(yùn)， 王曉明 （2017）. 憤怒和悲傷情緒對(duì)助人決策的影響： 人際責(zé)任歸因的作用. 心理學(xué)報(bào)， 49（3）， 393-403.

周愛(ài)保， 潘超超 （2021）. 精神分裂癥患者的自我信息加工. 心理科學(xué)， 44（2）， 465-472.

Adams， K. M. （1991）. Silently seduced： When parents make their children partners-Understanding covert incest. Deerfield Beach， FL： Health Communications.

Byng-Hall， J. （2008）. The significance of children fulfilling parental roles： Implications for family therapy. Journal of Family Therapy， 30（2）， 147-162.

Cim?ir， E.， amp; Akdo?an， R. （2020）. Childhood Emotional Incest Scale （CEIS）： Development， validation， cross-validation， and reliability. Journal of Counseling Psychology， 68（1）， 98-111.

Cui， Q.， Chen， Y.， Tang， Q.， Sheng， W.， Li， D.， Zeng， Y.， ... Chen， H. （2022）. Neural mechanisms of aberrant self-referential processing in patients with generalized anxiety disorder. Progress in Neuro-Psychopharmacology and Biological Psychiatry， 119， 110519.

Fullinwider-Bush， N.， amp; Jacobvitz， D. B. （1993）. The transition to young adulthood： Generational boundary dissolution and female identity development. Family Process， 32（1）， 87-106.

Glisky， E. L.， amp; Marquine， M. J. （2009）. Semantic and self-referential processing of positive and negative trait adjectives in older adults. Memory， 17（2）， 144-157.

Greenberg， R. （1999）. [Review of Lost Childhoods： The Plight of the Parentified Child， by G. J. Jurkovic]. Family Relations， 48（1）， 101.

Jiang， M.， amp; Sui， J. （2022）. Bicultural minds： A cultural priming approach to the self-bias effect. Behavioral Sciences， 12（2）， 45.

Kerig， P. K. （2005）. Revisiting the construct of boundary dissolution： A multidimensional perspective. Journal of Emotional Abuse， 5（2-3）， 5-42.

McIvor， L.， Sui， J.， Malhotra， T.， Drury D.，" amp; Kumar S. （2021）. Self-referential processing and emotion context insensitivity in major depressive disorder. European Journal of Neuroscience， 53， 311-329.

Nuttall， A. K.， Valentino， K.， Mark Cummings， E.， amp; Davies， P. T. （2021）. Contextualizing children's caregiving respo-nses to interparental conflict： Advancing assessment of parentification. Journal of Family Psychology， 35（3）， 276-287.

Stolte， M.， Humphreys， G.， Yankouskaya， A.， amp; Sui， J. （2017）. Dissociating biases towards the self and positive emotion. Quarterly Journal of Experimental Psychology， 70（6）， 1011-1022.

Sui， J.， He， X.， amp; Humphreys， G. W. （2012）. Perceptual effects of social salience： Evidence from self-prioritization effects on perceptual matching. Journal of Experimental Psychology： Human Perception and Performance， 38， 1105-1117.

Sui， J.， amp; Humphreys， G. W. （2015）. Super-size me： Self biases increase to larger stimuli. Psychonomic Bulletin amp; Review， 22（2）， 550-558.

Sui， J.， Ohrling， E.， amp; Humphreys， G. W. （2016）. Negative mood disrupts self- and reward-biases in perceptual matching. Quarterly Journal of Experimental Psychology， 69（7）， 1438-1448.

van der Weiden， A.， Prikken， M.， amp; van Haren， N. E. M. （2015）. Self-other integration and distinction in schizop-hrenia： A theoretical analysis and a review of the evidence. Neuroscience amp; Biobehavioral Reviews， 57（10）， 220-237.

Vignoli， E.， Croity-Belz， S.， Chapeland， V.， de Fillipis， A.， amp; Garcia， M. （2005）. Career exploration in adolescents： The role of anxiety， attachment， and parenting style. Journal of Vocational Behavior， 67（2）， 153-168.

Wang， F.， Wang， Z.， amp; Wang， R. （2019）. The Taiji Model of Self. Frontiers in Psychology， 10， 1443.