精神病态与亲密伴侣暴力的关系:自尊的调节作用

施春华,李冕怡,王宝军

精神病态是一种与反社会人格障碍、犯罪密切相关的人格障碍或人格特质。临床认为精神病态包含情感或人际关系维度、冲动或反社会维度,但将其推广到普通人群,反社会维度被弱化,而主要强调其思想信念和情感特征。在精神病态的概念中,究竟是否将反社会行为包含在内?抑或是把反社会行为只看作精神病态的一个结果?对此的看法目前越来越倾向于后者[1]。与对精神病态的概念争论有关,精神病态分为两个亚型:原发性和继发性。原发性精神病态表现为低焦虑、冷漠、冲动性低、易工具性攻击,与先天性生物因素有关;继发性精神病态表现为高焦虑、冲动、易反应性攻击,与后天不良环境有关[2-3]。可见,精神病态两个亚型存在不同的神经生物学基础和发生发展机制,而两者在反社会行为的种类和数量上可能存在差异[4]。简言之,精神病态的概念内涵并非十分确定,这主要集中在它与反社会行为的关系上。目前对精神病态的心理学研究主要探究它与内化问题(如焦虑)、外化问题(如攻击行为)的关系,并依靠神经生物学的技术,进一步探究精神病态的概念和理论[1,4]。许多心理学实证研究均发现,精神病态和攻击行为关系紧密,且主要和工具性攻击、反应性攻击以及躯体攻击有关[5]。在精神医学领域,一般也认为,各类精神障碍和攻击行为有密切的关系,并致力于研究精神障碍攻击行为的风险因素和评估工具[6]。

亲密伴侣暴力(intimate partner violence,IPV)是一类发生在伴侣之间、通常带有隐秘性的攻击行为,主要包括躯体暴力、心理或精神暴力、性胁迫等几类,且IPV通常是双向的,既可以指施暴,又可以指受虐,或者是指伴侣之间相互暴力的总和[7-8]。IPV可能给受虐方带来严重的身心伤害,因此是一个值得关注的社会问题和公共健康问题[9-10]。心理学向来注重对自尊这一人格变量的研究。国内外大量研究都发现,自尊和攻击行为负相关,但也有少量研究发现二者为正相关或不相关[11]。有关IPV的研究常常依据Finkel提出的I3模型[12],即认为IPV的发生一般经历刺激、促进和抑制三个过程。本研究假设:精神病态很可能在对IPV的刺激过程和促进过程中起作用,而自尊在对IPV的抑制过程中起作用。

本研究旨在从精神病态的角度探讨它与IPV的关系,且探讨自尊在二者关系中的作用机制,从而有利于对精神病态与攻击行为关系的认识更加细化。

1 对象和方法

1.1 对象

2020年底到2021年上半年,方便选取江苏、河南两省三所重点高校的在校大学生、研究生以及高校周边的社区居民共659名。剔除没有恋爱经历的,得到有恋爱经历的被试共549名。再剔除填写问卷时长不合要求的,以及随机或规律作答的被试,最后得到有效问卷476份,有效回收率86.70%。其中,身份为机关或事业单位的员工173名(36.34%),企业员工44名(9.24%),学生253名(53.15%),其他6名(1.26%);学历为大专24名(5.04%),本科212名(44.54%),研究生240名(50.42%);性别男153名(32.14%),女323名(67.86%);婚恋状况为已婚145名(30.46%),离异3名(0.63%),正在恋爱188名(39.50%),已分手140名(29.41%);年龄18～43岁,平均(25.32±5.31)岁,分为两组,18～25岁为低年龄组252名(52.94%)、26～43岁为高年龄组225名(47.27%);对伴侣关系非常不满意的9名(1.89%)、比较不满意的20名(4.20%)、一般的115名(24.16%)、比较满意的224名(47.06%)、非常满意的108名(22.69%)。将原来549名被试中剔除掉的73名和最后保留的正式被试476名进行人口统计学因素比较,发现在性别上差异有统计学意义(χ2=4.495,P<0.05),被去掉的不合格被试中男性占比(45.2%)高于正式被试中男性占比(32.4%),表示对参与本次调查来说,男性相比于女性,由于某些原因,他们的配合度较低。由于我们已经把这部分配合度低的被试去掉,所以可以认为本研究的有效被试都可能是对调查比较认真的被试,数据的真实性可能较好。

1.2 方法

1.2.1 研究流程 采用问卷星进行调查。先由主试在大学生和社区居民的QQ群或微信群中简要发布消息,告知所在大学研究机构为了科学研究的目的,将请大家配合完成性格和人际冲突解决策略的调查问卷。在调查问卷指导语中说明,匿名作答,但务必认真、真实,并告知完成时间一般在200 s到1 000 s之间,对被试的配合表示衷心感谢。然后对问卷星收集到的调查问卷进行分析,剔除无效被试。

1.2.2 研究工具 ①初级精神病态量表。由于本研究的被试不是临床患者或犯罪人群,所以采用Levenson精神病态自评量表(Levenson self-report psychopathy scale,LSRP)的初级精神病态分量表[13]:共16条,每个条目1～4计分,得分越高,表示精神病态水平越高。本次研究中,该分量表内部一致性系数为0.81。② 自尊量表。采用Rosenberg自尊量表(self-esteem scale,SES)[14]:共10个题目。每个条目1～4计分。分值越高,表示自尊程度越高。本次研究中,内部一致性系数为0.83。③IPV量表。采用Straus简版冲突策略量表(short form of the revised conflict tactics scales,CTS2S)[15]:在对IPV 的测量中,Straus编制的自评量表。为了消除被试的顾虑,量表的指导语告知被试要调查的是其与伴侣之间遇到问题时解决冲突的策略。量表维度包括精神暴力、躯体暴力、伤害、性胁迫和协商(协商不是暴力,在实际算分中不计入IPV),分为施暴和受虐两方面。采用8点计分,分数越高,代表IPV状况越严重。在本次研究中,IPV量表的精神暴力α=0.81、躯体暴力α=0.86、伤害暴力α=0.89、性胁迫α=0.91。

1.3 统计处理

采用SPSS 20.0软件对数据进行分析,主要用描述统计、t检验、F检验、χ2检验、相关分析和回归分析等统计方法。以P<0.05为差异具有统计学意义。采用SPSS 插件程序[16]进行调节效应检验。

2 结果

2.1 精神病态的发生率和人口统计学比较

按照精神病态量表的计分方法,1“非常不赞成”、2 “有点不赞成”、3“有点赞成”、4“非常赞成”,因此,以总分均分=3来划分,≥3,表示可能有精神病态;<3,表示可能没有精神病态;=4,表示比较确定有精神病态;=1,表示比较确定没有精神病态。结果发现,可能有精神病态的218人(45.80%),这其中包含了比较确定为精神病态的28名(5.88%)。可能没有精神病态的258名(54.20%),这其中包含了比较确定没有精神病态的17名(3.57%)。

可能有和可能无精神病态在不同年龄组(χ2=4.137,P<0.05)、文化程度(专科生太少,只考查本科生和研究生,χ2=5.122,P<0.05)、婚恋状态(离异人太少,只考查已婚、恋爱中和已分手,χ2=4.199,P<0.05)、身份(选其他人太少,只考虑机关或事业单位、企业和学生,χ2=4.305,P<0.05)差异有统计学意义。具体来看,可能有精神病态的在低年龄组中的比例(41.4%)要低于高年龄组(50.7%);可能有精神病态的在研究生中的比例(51.70%)高于本科生(41.00%);可能有精神病态的在婚恋状况为已婚和恋爱中的被试比例都接近50%,而在已分手的被试中这一比例较低(34.30%);机关或事业单位可能有精神病态的比例(52.60%)高于它在企业和学生中的比例,后两者都不到45%。可能有和可能无精神病态在性别(χ2=2.435,P>0.05)、婚恋关系满意度(非常不满意和比较不满意人数少,合并为不满意,χ2=1.681,P>0.05)上均显著无统计学意义。

2.2 精神病态、自尊和IPV三者得分的相关性分析

精神病态得分与自尊得分显著负相关(r=-0.913,P<0.01);精神病态得分与IPV总分及其各维度、以及施暴和受虐得分都是显著正相关(P均<0.01);自尊得分与IPV总分及其各维度、与施暴和受虐得分都是显著负相关(P均<0.01)。见表1。

表1 精神病态、自尊与IPV得分的相关系数(r值)

2.3 自尊的调节作用分析

利用分层回归模型,以IPV总分为因变量,考察自尊在精神病态得分与IPV得分关系中的调节效应。模型1:参考国内外对IPV影响因素的研究,把性别、年龄以及伴侣关系满意度放入,作为控制变量[7-10,13,15]。模型2:把精神病态和自尊放入。模型3:把精神病态和自尊的交互项放入。见表2。可知,在控制了可能影响IPV的性别、年龄和伴侣关系满意度之后,精神病态仍能够显著正向预测IPV(β=0.645,t=6.826,P<0.01),在加入“精神病态×自尊”交互项后,自尊在精神病态与亲密伴侣暴力的关系之间起到调节作用(β=-0.171,P<0.01)。

表2 精神病态、自尊与IPV总分的调节效应检验

简单效应分析发现,在自尊低分组(M-SD)中,精神病态对IPV具有显著的预测作用(β=0.500,P<0.01),但在自尊高分组(M+SD)中,精神病态对IPV的预测作用不显著(β=0.194,P>0.05)。为了更清楚地说明调节效应,绘制自尊在精神病态和IPV关系中的简单斜率检验图。见图1。

图1 自尊水平在精神病态与IPV关系中的调节作用

3 讨论

按照莱文森的精神病态量表中初级精神病态分量表的计分方法,本研究发现,比较确定有精神病态的发生率是5.88%,而可能有精神病态包括比较确定有精神病态的发生率则达到45.80%。可能有精神病态的发生率为低年龄组高于高年龄组,这一发现和既往研究中人格障碍的发病率一般会随年龄增加而下降的结论相一致[17]。可能有精神病态的发生率是研究生学历的高于本科生学历、机关和事业单位的员工高于企业员工和学生,可能表明高学历以及工作在国家机关、事业单位等因素会在某种意义上增加个体适应环境的压力,例如更高的学业压力和更高的工作压力,导致个体的焦虑水平更高、冲动性更强、或攻击性更强。婚恋状况为已婚和恋爱中的个体中,可能有精神病态发病率高于已分手个体,究其原因,前者正处于亲密伴侣关系中,不可避免会增加人际交往中的摩擦,导致冲动性增强、焦虑水平提升,而后者暂时处于亲密伴侣关系的空窗期,相对易激惹性较低。

关于如何看待本研究发现的精神病态的发病率有两点值得提及:一是对人格障碍的诊断工具不同,则结果不同。例如,对近万名北京高中生的人格偏离和人格障碍进行调查发现,当采用人格诊断问卷第四版进行测量时,高三学生的发病率是5.8%。而当采用国际人格障碍检查表时,这一数据下降为1.83%[17];二是由于研究者的人力和时间等条件限制,往往报道的人格障碍发病率数据并不严格,例如,以上对北京高中生人格偏离和人格障碍的报道即存在这样的情况[17]。因此,国内外关于人格障碍发病率的调查结果并不能直接相互比较。

本研究发现的局限性主要在于三个方面:一是有效样本不足500人,以及取样方式为方便取样,样本不具有很好的代表性,限制了结论的推广性;二是本研究采用的测量工具是初级精神病态量表,只考察了与精神病态有关的思想信念和情感,未包括反社会行为。而精神病态是否应该把反社会行为的维度包含在内,对此学界的看法并不完全一致[1];三是测评方式为自评。且对于自评为没有精神病态的个体没有再直接面对面进行核查,就可能存在假阴性、对于自评为有精神病态的个体也没有核查,不能排除假阳性。总之,本研究发现的精神病态发病率虽然具有一定参考意义,但是仍有待今后进一步研究。

本研究发现,精神病态与IPV正相关,与自尊负相关。也就是说,精神病态水平高者有更多的IPV,并且自尊水平较低。精神病态者,忽视或违反社会规范,具有无责任心、欺骗性和缺乏焦虑等特点[5],即使是面对亲密伴侣,他们也容易实施暴力行为,或遭受来自伴侣的更多暴力。他们关注的是自己的冲动能否得到释放,缺乏对自我价值的体验。本研究发现,自尊与IPV负相关。对自尊的已有研究[11]发现,真实自尊而非虚假自尊、稳定自尊而非不稳定自尊,往往会促使个体形成不易受偶然事件影响的一贯的积极品质,有利于减少与他人的冲突。

本研究发现,精神病态能正向预测IPV,自尊在精神病态与IPV的关系中起到调节作用,也即自尊能够缓冲精神病态与IPV之间的正向联系。研究证实了根据I3理论模型[12]作出的假设。根据已有研究,不仅精神病态[4]而且自尊[11]都会受到环境的影响。如果个体在早期环境中经历较多的被忽视、被虐待等体验,更易导致心理异常[18-20]。因此,有必要关注父母教养方式和学校教育方式,如借鉴人本主义心理学的无条件积极关注,尽量做到对儿童的真诚、尊重和共情;推广正念疗法缓解焦虑[20],都有利于减少个体的精神病态、养成较高水平的自尊,减少亲密伴侣之间的暴力行为。