(寧波大學(xué)心理學(xué)系暨研究所，寧波 315211)

1 引 言

施虐(sadism)行為是個(gè)體對(duì)他人身體、性或心理上的傷害，該類行為不僅具有攻擊性，而且可給施虐者帶來愉悅體驗(yàn)(Davies & O’Meara，2007;Reidy，Zeichner，&Seibert，2011;Buckels，Jones，& Paulhus 2013)。施虐行為不是偶發(fā)性行為，而是具有跨時(shí)間和跨對(duì)象的一致性(Magnusson，1977)，因而是一種穩(wěn)定的行為特質(zhì)。既往研究發(fā)現(xiàn)，施虐行為涉及各種不同類型的反社會(huì)行為，諸如校園霸凌(Twemlow & Sacco，2013)、虐童行為(Buckels，2012)、性虐待(Holt，Meloy，& Strack，1999;Nell，2006;Fedoroff，2008;Reidy et al.，2011)等等，可給他人生理和心理帶來巨大傷害。

早期研究發(fā)現(xiàn)，施虐行為多見于臨床心理疾病患者(Davies & O’Meara，2007;Kirsch & Becker，2007)以及犯罪人群(Dietz，Hazelwood，& Warren，1990;Holt et al.，1999;Stone，1998;Warren，Hazelwood，& Dietz，1996)，因而被美國精神疾病診斷手冊(cè)(DSM-III-R，American Psychiatric Association，1987)界定為一種施虐人格障礙(sadistic personality disorder)，其癥狀主要表現(xiàn)為用殘酷的、侮辱性的、攻擊性的行為來控制和虐待他人，是一種持久的適應(yīng)不良的行為模式(Millon，Grossman，Millon，Meagher，& Ramnath，2004)。然而，后續(xù)的研究顯示，在正常群體中也存在著不同程度的施虐傾向。例如，有研究者(O’Meara，Davies，& Hammond，2004)通過對(duì)407名愛爾蘭大學(xué)生自陳式報(bào)告數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，其中6.9%大學(xué)生報(bào)告有較嚴(yán)重的施虐傾向，即認(rèn)為自己存在施虐癥狀。也有研究(Chabrol，Van Leeuwen，Rodgers，& Séjourné，2009)發(fā)現(xiàn)，高中生存在不同程度的施虐傾向，且該傾向可預(yù)測(cè)男生的反社會(huì)行為。近期，Reidy等人(2011)要求大學(xué)生被試首先觀看暴力圖片，隨后完成詞匯判斷任務(wù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于“傷心”、“憤怒”、“恐懼”和“厭惡”等情緒性詞語，被試對(duì)諸如“快樂”和“愉悅”等正性詞語的判斷速度更快，且該反應(yīng)時(shí)差異量能有效預(yù)測(cè)被試的主動(dòng)攻擊行為(unprovoked aggression)，亦即對(duì)“快樂”和“愉悅”等正性詞語的判斷速度越快，被試在未受到激惹的情況下實(shí)施的故意且有目的的攻擊行為的可能性越大。由于高施虐人群試圖從暴力行為中獲得快感體驗(yàn)，因此研究者認(rèn)為暴力圖片對(duì)“快樂、愉悅”類詞語判斷的易化作用，可被認(rèn)為是衡量施虐傾向的行為指標(biāo)。據(jù)此，Reidy等人(2011)認(rèn)為，即使健康人群也存在一定程度的施虐傾向。此外，Buckels等人(2013)的研究也發(fā)現(xiàn)，高施虐特質(zhì)的被試更傾向于選擇執(zhí)行諸如“虐殺蟲子”等相對(duì)殘忍的任務(wù)，且在完成任務(wù)后體驗(yàn)到的愉悅感也較高，他們甚至為攻擊他人寧愿付出更高的成本。

基于上述研究，有研究者認(rèn)為，施虐行為不僅僅存在于臨床精神疾病以及特殊的犯罪個(gè)體中，正常人也有不同程度的施虐傾向，因而是一種人格特質(zhì)，即施虐人格(Sadistic Personality;O’Meara，2011)。近期有研究者(Buckels et al.，2013;Chabrol，et al.，2009;Paulhus & Jones，2015)將施虐特質(zhì)和馬基雅維里主義特質(zhì)(Machiavellianism：為達(dá)成個(gè)體目的，不惜違反常規(guī)道德，不擇手段操縱他人行為的傾向)、自戀特質(zhì)(Narcissism：自我中心、愛慕虛榮、自我吹噓、高支配性、優(yōu)越感、傲慢無禮和自以為是傾向)以及精神病態(tài)(Psychopathy：高沖動(dòng)性，高感覺尋求，低共情和低焦慮傾向)合稱為“黑暗四人格”(Dark Tetrad)，用以描述正常人內(nèi)心世界中相對(duì)消極的人格特征。

如果施虐傾向是一種普遍的人格特質(zhì)，那么以往用于甄別施虐癥的臨床診斷量表(如：Millon臨床多軸問卷，Millon，Millon，Davis，& Grossman，2009；施虐者態(tài)度和行為量表，Davies & Hand，2003等)便不適用于測(cè)量正常人群的施虐特質(zhì)。據(jù)此，O’Meara(2011)參考Davies和Hand(2003)編制的用于臨床診斷的“施虐者態(tài)度和行為量表”(Sadistic Attitudes and Behaviors Scale，SABS)，以大學(xué)生為對(duì)象，開發(fā)了適用于正常人群的單維度“簡(jiǎn)版施虐沖動(dòng)量表”(Short Sadistic Impulse Scale，SSIS)，該量表包含10個(gè)“是/否”自陳評(píng)定項(xiàng)目。然而，有研究者對(duì)SSIS的外部效度提出質(zhì)疑(Buckels，2012)，認(rèn)為：(1)SSIS的項(xiàng)目內(nèi)容主要指向由憤怒引發(fā)的傷害性攻擊行為，而該類行為并不限于高施虐特質(zhì)人群，也出現(xiàn)于非施虐特質(zhì)人群，如精神病態(tài)人群也會(huì)在受到挑釁之后攻擊他人(Jones & Paulus，2010)；(2)SSIS所描述的事件主要是直接傷害他人的行為，而施虐者的愉悅體驗(yàn)也可通過諸如觀看他人的施虐行為而獲得滿足，因此施虐特質(zhì)可能也包括間接的替代性施虐傾向。

與基于施虐特質(zhì)的單維觀編制的SSIS不同，“施虐傾向類型量表”(Varieties of Sadistic Tendencies，VAST)是Paulhus等人(Paulhus，Jones，Dutton，& Klonsky，2011)基于施虐特質(zhì)的二維結(jié)構(gòu)觀點(diǎn)，在吸收SSIS的部分測(cè)驗(yàn)項(xiàng)目，并補(bǔ)充若干反映替代性施虐傾向的測(cè)驗(yàn)項(xiàng)目的基礎(chǔ)上形成的。他們認(rèn)為，施虐者的愉悅體驗(yàn)不僅源于直接施虐(Direct Sadism，即對(duì)他人直接施加身體或心理上的傷害行為)，也可源于間接的或替代性施虐(Vicarious Sadism，即觀看他人實(shí)施施虐行為，如觀看拳擊比賽或恐怖殺人電影等)；施虐者的施虐行為如果遇阻，傾向于以替代性施虐行為來維持或獲得愉悅感。基于施虐特質(zhì)的二維結(jié)構(gòu)觀編制的VAST包括16項(xiàng)5點(diǎn)自陳評(píng)定項(xiàng)目，分別用于測(cè)量直接施虐和替代施虐。目前該量表已被用于有關(guān)健康人群施虐行為的相關(guān)研究(Buckels et al.，2013)。然而，由于VAST是基于SSIS發(fā)展而來的，其部分項(xiàng)目(如，直接施虐項(xiàng)目“我喜歡傷害他人身體”；替代施虐項(xiàng)目“我喜歡看到他人受苦的樣子”)直接取自SSIS，因此有必要考察VAST的結(jié)構(gòu)成分是否與施虐特質(zhì)的二維假設(shè)相一致，但迄今為止尚未有研究直接探討VAST對(duì)施虐特質(zhì)二維假設(shè)的有效性和合理性。

此外，就臨床觀察而言，施虐人格和沖動(dòng)性人格均可引發(fā)個(gè)體的攻擊行為，并均可導(dǎo)致對(duì)受害者的攻擊行為和傷害性后果(Paulhus，et al.，2011;Buckels et al.，2013;Steinberg，Sharp，Stanford，& Tharp，2013)，因而在人際行為評(píng)價(jià)中容易將施虐特質(zhì)與沖動(dòng)性特質(zhì)相混淆。那么，施虐人格與沖動(dòng)性人格間是什么關(guān)系？就該問題探討對(duì)于深入理解基于施虐人格的攻擊行為，與基于沖動(dòng)性人格的攻擊行為的內(nèi)在機(jī)制具有重要意義，但迄今為止尚未有文獻(xiàn)對(duì)此問題進(jìn)行系統(tǒng)探討。

基于上述分析，本研究以中國文化背景中的大學(xué)生為樣本，采用修訂后的VAST、SSIS和Barratt沖動(dòng)性人格量表(BIS-11中文版)，考察了施虐特質(zhì)的結(jié)構(gòu)特征及其與沖動(dòng)性人格的關(guān)系。

2 方法與程序

2.1 被試

采用隨機(jī)抽樣的方法，從寧波大學(xué)本科一至三年級(jí)抽取550名學(xué)生作為被試，回收536份。此后剔除漏答、未認(rèn)真作答的問卷51份，剩余有效樣本為485份(有效率為90.5%)。根據(jù)本研究的目的和統(tǒng)計(jì)分析的要求，將有效樣本隨機(jī)分成A、B兩個(gè)子樣本，其中樣本A由247人構(gòu)成(男生132人，女生115人)，主要用于對(duì)VAST的項(xiàng)目質(zhì)量分析和篩選；樣本B由238人構(gòu)成(男生139人，女生99人)，主要用于對(duì)VAST結(jié)構(gòu)特征的驗(yàn)證性因素分析。其余統(tǒng)計(jì)指標(biāo)均基于總樣本的測(cè)量數(shù)據(jù)獲得。

2.2 測(cè)量

2.2.1 施虐傾向類型量表(VAST)

VAST英文版包括兩個(gè)分量表16個(gè)項(xiàng)目，其中“直接施虐”分量表由9個(gè)項(xiàng)目(如，“我喜歡傷害他人身體”)構(gòu)成，“替代性施虐”分量表由7個(gè)項(xiàng)目(如，“在玩電子游戲時(shí)，我喜歡逼真的血噴場(chǎng)景”)構(gòu)成。所有項(xiàng)目均采用從“1”(非常不同意)到“5”(非常同意)的五點(diǎn)量表計(jì)分(其中4個(gè)項(xiàng)目為反向計(jì)分項(xiàng)目)。“直接施虐”、“替代性施虐”以及總量表的分?jǐn)?shù)以項(xiàng)目均值表示，分?jǐn)?shù)越高，表示施虐傾向越高。為消除被試的反應(yīng)定式，英文原量表插入11個(gè)與施虐行為無關(guān)的填充項(xiàng)目。基于四個(gè)獨(dú)立樣本獲得量表英文版項(xiàng)目同質(zhì)性系數(shù)分別為：0.77≤α直接施虐≤0.83，0.81≤α替代性施虐≤0.84和0.85≤α總量表≤0.92(Paulhus & Jones，2015)。

本研究中，首先由3位心理學(xué)研究人員分別獨(dú)立將全部量表的27個(gè)項(xiàng)目(含填充項(xiàng)目)逐句翻譯成中文，并經(jīng)集體討論后形成中譯本初稿；然后，請(qǐng)2位留學(xué)歸國心理學(xué)專家參照量表英文版本對(duì)譯文的合適性與準(zhǔn)確性逐一進(jìn)行核查，對(duì)存在異議的項(xiàng)目通過集體討論予以確認(rèn)；同時(shí)，在保持原項(xiàng)目語義不變的前提下，對(duì)中文譯本個(gè)別項(xiàng)目的個(gè)別詞句或表達(dá)形式作了改動(dòng)，以盡可能符合漢語的表達(dá)習(xí)慣，形成譯文審校稿；最后，為確保該量表的英文版本與中文譯本表達(dá)意義的一致性，請(qǐng)翻譯學(xué)教授對(duì)照英文版對(duì)譯文審校稿的語義再次進(jìn)行核校，形成最終的VAST中文譯本。

2.2.2 Barratt沖動(dòng)性人格量表(BIS-11中文版)

該量表英文版最初由Patton等人(1995)編制，用于測(cè)量個(gè)體的沖動(dòng)性人格特質(zhì)，李獻(xiàn)云等人(2007)將其修訂為中文版，包括運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性(如：“我做事不加思考”)、認(rèn)知沖動(dòng)性(如：“遇到問題時(shí)我能想出好辦法”)和無計(jì)劃沖動(dòng)性(如：“我認(rèn)真安排每件事”)三個(gè)維度。每個(gè)維度均由10個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成，每個(gè)項(xiàng)目采用5點(diǎn)計(jì)分(1=不是，2=極少，3=有時(shí)，4=經(jīng)常，5=總是)，分?jǐn)?shù)越高，表示個(gè)體的沖動(dòng)性水平越高。BIS-11中文版的項(xiàng)目同質(zhì)性系數(shù)分別為：α運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性=0.81，α認(rèn)知沖動(dòng)性=0.80，α無計(jì)劃沖動(dòng)性=0.84，α總量表=0.89(李獻(xiàn)云等，2007)。與此一致，在本研究(N=485)中，該量表的同質(zhì)性系數(shù)分別為：α運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性=0.83，α認(rèn)知沖動(dòng)性=0.82，α無計(jì)劃沖動(dòng)性=0.85，α總量表=0.79。

2.2.3 簡(jiǎn)版施虐沖動(dòng)量表(SSIS)

SSIS英文版由O’Meara等人(2011)編制，用以測(cè)量單維度的施虐特質(zhì)，由10個(gè)項(xiàng)目(如：“傷害別人是一件很讓人刺激的事”)構(gòu)成，采用“同意/不同意”兩點(diǎn)計(jì)分，以被試選擇“同意”選項(xiàng)的項(xiàng)目個(gè)數(shù)為衡量施虐沖動(dòng)水平的指標(biāo)，分?jǐn)?shù)越高，施虐沖動(dòng)越高。既往研究(O’Meara et al.，2011)表明，該量表的單維結(jié)構(gòu)具有穩(wěn)定性，其同質(zhì)性信度系數(shù)為0.86，且與共情特質(zhì)呈負(fù)相關(guān)，而與病態(tài)性人際關(guān)系呈正相關(guān)，表明該量表具有良好的信度和效度。筆者采用與VAST相同的程序和方法將其翻譯為中文本。在本研究中，采用Mplus中分類變量模型的默認(rèn)估計(jì)法對(duì)基于總樣本(N=485)自陳評(píng)定數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果顯示：在單維模型對(duì)數(shù)據(jù)的各項(xiàng)擬合指數(shù)中，χ2/df=1.606(符合小于5.0且大于1.0的參考標(biāo)準(zhǔn))，CFI=0.943，TLI=0.927，WRMR=0.937，RMSEA=0.049，表明SSIS單維模型對(duì)測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)具有較好的擬合度。此外，本研究中該量表的同質(zhì)性系數(shù)(rxx=0.69)雖略低于國外研究，但達(dá)到可接受標(biāo)準(zhǔn)，故將該量表作為考察VAST量表效度的校標(biāo)量表。

2.3 數(shù)據(jù)收集與共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究所采用的三種測(cè)量問卷按照VAST、SSIS、BIS-11的順序編輯成統(tǒng)一的施測(cè)小冊(cè)子，由心理學(xué)專業(yè)工作者以團(tuán)體測(cè)驗(yàn)方式收集測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)，施測(cè)過程沒有嚴(yán)格的時(shí)間限制，一般在10分鐘左右即可完成全部測(cè)試。

本研究的數(shù)據(jù)源于被試對(duì)多個(gè)自陳問卷的自我評(píng)定，因此需檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的共同方法偏差程度。采用Harman單因子模型法(Podsakoff，MacKenzie，& Podsakoff，2012)對(duì)所有變量進(jìn)行探索性因子分析，結(jié)果顯示，特征根大于1的因子共19個(gè)，其中第一個(gè)因子解釋的變異量為15.03%，小于40%的臨界值，表明本研究各個(gè)變量不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.4 項(xiàng)目分析與項(xiàng)目篩選

首先，計(jì)算樣本A(n=247)在VAST各項(xiàng)目上的反應(yīng)通俗度(P)，結(jié)果顯示，所有16個(gè)項(xiàng)目的P值在0.27～0.74之間，屬于合理區(qū)間。

其次，為考察項(xiàng)目的鑒別力，以被試對(duì)VAST的項(xiàng)目反應(yīng)總分為校標(biāo)分?jǐn)?shù)，采用極端組法各取其中27%的高分被試和低分被試，分別命名為高施虐組和低施虐組，然后，計(jì)算兩組被試在每個(gè)項(xiàng)目上評(píng)定分?jǐn)?shù)的鑒別指數(shù)(D)，并檢驗(yàn)了兩個(gè)極端組在每個(gè)項(xiàng)目上的評(píng)定均值差異的顯著性。結(jié)果表明，除“替代性施虐”維度的1個(gè)項(xiàng)目(第18項(xiàng))因其D值僅為0.04，且兩極端組評(píng)定均值間的差異不顯著(t=0.84)而需剔除外，其余15個(gè)項(xiàng)目的D值介于0.20～0.36之間，且高施虐組的評(píng)定分?jǐn)?shù)均顯著高于低施虐組被試(ps<0.001)。

最后，為甄別VAST各測(cè)驗(yàn)項(xiàng)目對(duì)中國大學(xué)生被試的文化適應(yīng)性，基于施虐特質(zhì)的二維假設(shè)(Paulhus et al.，2011)，采用探索性因素分析方法分別對(duì)其中兩個(gè)分量表的項(xiàng)目品質(zhì)進(jìn)行了考察。其中，蘊(yùn)含在“直接施虐”9項(xiàng)目相關(guān)矩陣(χ2=490.79，p<0.001，KMO=0.86)的特征根大于1的公共因子雖為兩個(gè)，但Direct Oblimin斜交旋轉(zhuǎn)后的負(fù)荷值顯示，第6和第25項(xiàng)單獨(dú)構(gòu)成第二個(gè)因子，因其與理論假設(shè)不符，予以剔除。對(duì)剩余7項(xiàng)目評(píng)定分?jǐn)?shù)相關(guān)矩陣(χ2=461.61，p<0.001，KMO=0.87)的主成分抽取結(jié)果顯示，特征根大于1的公共因子為1個(gè)，該因子可解釋47.84%的總變異，且所有7個(gè)項(xiàng)目的負(fù)荷值均在0.63～0.74之間。同理，對(duì)“替代性施虐”6項(xiàng)目相關(guān)矩陣(χ2=268.31，p<0.001，KMO=0.79)的主成分抽取結(jié)果顯示，特征根大于1的公共因子為1個(gè)，該因子可解釋43.05%的總變異，且所有6個(gè)項(xiàng)目的負(fù)荷值均在0.35～0.74之間。

綜合上述項(xiàng)目分析的各項(xiàng)指標(biāo)，在刪除第6、18和25項(xiàng)后，確定以剩余13個(gè)項(xiàng)目的測(cè)量數(shù)據(jù)作為檢驗(yàn)施虐傾向結(jié)構(gòu)特征的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。

2.5 統(tǒng)計(jì)方法

采用SPSS 20.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)樣本A的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析和基于總樣本數(shù)據(jù)的其他統(tǒng)計(jì)量的分析；采用MPLUS 7.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)樣本B的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。

3 結(jié)果與分析

3.1 對(duì)VAST的結(jié)構(gòu)分析

為了檢驗(yàn)施虐特質(zhì)二維假設(shè)是否較其一維假設(shè)更為合理，首先構(gòu)建了施虐特質(zhì)的一維模型和二維模型，然后基于樣本B(n=238)的測(cè)量數(shù)據(jù)，采用極大似然法利用Mplus分析軟件分別對(duì)兩個(gè)模型的擬合度進(jìn)行檢驗(yàn)。

一維假設(shè)的數(shù)學(xué)模型設(shè)定為：x=Δξ+δ，式中：x=(x1，x2，…，x13)為13×1的觀測(cè)變量向量，即VAST13個(gè)項(xiàng)目測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)；ξ=ξ1′為1×1的因素向量，為VAST的1個(gè)因素，ξ1為因素Ⅰ；δ=(δ1，δ2，…，δ13)′為13×1的觀測(cè)變量的唯一性方差向量；Λ為假設(shè)的VAST施虐傾向單維模型的因素負(fù)荷矩陣。矩陣模式的具體設(shè)定為：因素Ⅰ的13個(gè)項(xiàng)目中，項(xiàng)目1在ξ1上的負(fù)荷值為1，剩余12個(gè)項(xiàng)目在ξ1上的負(fù)荷值為待估參數(shù)λij。

二維假設(shè)的數(shù)學(xué)模型設(shè)定為：x=Δξ+δ，式中：x=(x1，x2，…，x13)為13×1的觀測(cè)變量向量，即VAST13個(gè)項(xiàng)目測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)；ξ=(ξ1，ξ2)′為2×1的因素向量，為VAST的2個(gè)因素，ξ1為因素Ⅰ，ξ2為因素Ⅱ；δ=(δ1，δ2，…，δ13)′為13×1的觀測(cè)變量的唯一性方差向量；Λ為假設(shè)的VAST施虐傾向二維模型的因素負(fù)荷矩陣。矩陣模式的具體設(shè)定為：因素Ⅰ的7個(gè)項(xiàng)目中，項(xiàng)目3在ξ1上的負(fù)荷值為1，剩余6個(gè)項(xiàng)目在ξ1上的負(fù)荷值為待估參數(shù)λij，且所有6個(gè)項(xiàng)目在ξ2上的負(fù)荷值為0；因素Ⅱ的6個(gè)項(xiàng)目中，項(xiàng)目1在ξ2上的負(fù)荷值為1，剩余5個(gè)項(xiàng)目在ξ2上的負(fù)荷值為待估參數(shù)λij，且所有5個(gè)項(xiàng)目在ξ1上的負(fù)荷值為0。

對(duì)兩個(gè)假設(shè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，初設(shè)的一維模型和二維模型的部分?jǐn)M合指標(biāo)均不夠理想。根據(jù)系統(tǒng)運(yùn)行提示，對(duì)于一維模型，分別將“替代施虐”項(xiàng)目1與4以及項(xiàng)目10與13之間的誤差相關(guān)項(xiàng)由固定值改為自由參數(shù)；對(duì)于二維模型，分別將“替代施虐”項(xiàng)目1與4以及“直接施虐”項(xiàng)目13與23之間的誤差相關(guān)項(xiàng)由固定值改為自由參數(shù)?；谝酝芯?王濟(jì)川，2011)的建議，以AIC、BIC和ABIC為指標(biāo)，對(duì)兩個(gè)修正模型的擬合度指數(shù)(見表1)進(jìn)行比較，結(jié)果顯示二維模型的AIC、BIC和ABIC指數(shù)均低于單維模型的指數(shù)，且BIC=9.547，屬于強(qiáng)證據(jù)(參考值為6～10;Raftery，1995)。此外，對(duì)一維模型與二維模型的擬合指數(shù)的卡方差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Δχ2=15.019(當(dāng)Δdf=1時(shí)，p≤0.01)。這些結(jié)果均表明，二維模型對(duì)樣本B數(shù)據(jù)的擬合度優(yōu)于一維模型，是一個(gè)可接受的模型(見圖1)。

表1 VAST單維模型和二維模型修正擬合指數(shù)值(n=238)

圖1施虐傾向的二維模型

3.2 對(duì)施虐人格與沖動(dòng)性人格關(guān)系的分析

為了明確施虐特質(zhì)與沖動(dòng)性特質(zhì)的關(guān)系，基于總樣本的測(cè)量數(shù)據(jù)，計(jì)算了修訂后的VAST的評(píng)定分?jǐn)?shù)與BIS-11中文版評(píng)定分?jǐn)?shù)間的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果(見表2)顯示，無論是直接施虐和替代性施虐分?jǐn)?shù)，還是VAST總分與BIS-11總分的相關(guān)盡管達(dá)到統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性(ps<0.01)，但二者間均為弱相關(guān)(rs<0.2)。進(jìn)一步的分析發(fā)現(xiàn)，VAST及其兩個(gè)維度與BIS-11間的相關(guān)主要體現(xiàn)為其與“運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性”維度的相關(guān)，但仍屬低相關(guān)范圍(rs<0.4)。這些結(jié)果表明，施虐特質(zhì)與沖動(dòng)性特質(zhì)是兩個(gè)獨(dú)立的人格維度，施虐人格不是非理性的沖動(dòng)性。由此，可以推斷，基于施虐人格的傷害性行為不同于基于沖動(dòng)性人格的傷害性行為，而可能具有獨(dú)特的行為動(dòng)機(jī)和認(rèn)知機(jī)制。

表2 VAST與BIS-11評(píng)定分?jǐn)?shù)的皮爾遜積差相關(guān)分析結(jié)果(N=485)

注:*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

3.3 VAST的信度和效度分析

以內(nèi)部一致性系數(shù)(α)為指標(biāo)，考察了VAST量表中文版的信度，結(jié)果顯示，“直接施虐”α=0.822，“替代性施虐”α=0.709，總量表α=0.857，表明修訂后的VAST量表同質(zhì)性信度達(dá)到可接受的水平。以VAST量表13個(gè)項(xiàng)目分?jǐn)?shù)與所屬因素總分的相關(guān)系數(shù)為指標(biāo)，考察了各項(xiàng)目的區(qū)分度(項(xiàng)目效度)，結(jié)果顯示，所有項(xiàng)目與其所屬因素總分的相關(guān)系數(shù)在0.376～0.676之間(ps<0.001)，表明各個(gè)評(píng)定項(xiàng)目具有較高的區(qū)分度。此外，VAST總分與直接施虐分?jǐn)?shù)的相關(guān)(r=0.894)以及與替代性施虐的相關(guān)(r=0.864)均為高相關(guān)，表明兩個(gè)維度對(duì)特質(zhì)性施虐具有較高的同質(zhì)性。

“直接施虐”與“替代性施虐”分量表間的相關(guān)系數(shù)r=0.547(df=485，p<0.001)，其與Buckels(2012)報(bào)告的結(jié)果(r=0.41，p<0.01)基本一致，表明具有良好的區(qū)分效度。以用于評(píng)定單維度直接施虐特質(zhì)的SSIS量表的評(píng)定分?jǐn)?shù)為校標(biāo)分?jǐn)?shù)，考察了VAST量表的相容效度。結(jié)果顯示，SSIS分?jǐn)?shù)與VAST總分的相關(guān)系數(shù)r=0.524，與其“直接施虐”分?jǐn)?shù)的相關(guān)系數(shù)r=0.553，而與“替代性施虐”分?jǐn)?shù)的相關(guān)系數(shù)r=0.359(df=485，ps<0.001)。對(duì)SSIS與“直接施虐”間的相關(guān)系數(shù)(r1)和其與“替代性施虐”間的相關(guān)系數(shù)(r2)的差異性檢驗(yàn)結(jié)果表明，r1顯著大于r2(t=10.961，df=482，p<0.001)，表明VAST直接施虐與SSIS的相容性顯著高于其“替代性施虐”與SSIS的相容性。

4 討 論

4.1 特質(zhì)性施虐的結(jié)構(gòu)特征

本研究以485名中國大學(xué)生為被試，考察了“施虐傾向類型量表”中文版的結(jié)構(gòu)特征，在刪除3個(gè)不當(dāng)項(xiàng)目后，驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果支持關(guān)于特質(zhì)性施虐傾向的二維假設(shè)(Paulhus et al.，2011;Paulhus & Jones，2015)，其各項(xiàng)擬合指數(shù)均優(yōu)于其備擇假設(shè)(一維假設(shè))。相對(duì)于該量表的英文版，修訂后的中文版不僅結(jié)構(gòu)和內(nèi)涵沒有發(fā)生改變，而且剩余各項(xiàng)目的因子歸屬也與原量表保持一致。其中，“直接施虐”維度主要反映日常生活中對(duì)他人身心實(shí)施傷害后的主觀體驗(yàn)，而“替代性施虐”主要反映日常生活中觀察到他人身心受到傷害后的主觀體驗(yàn)。根據(jù)該二維模型，健康人群的特質(zhì)性施虐傾向表現(xiàn)為通過對(duì)他人身心實(shí)施直接的傷害行為以及通過觀看他人被虐待而獲得愉悅感。盡管“替代性施虐”與單維度“簡(jiǎn)版施虐沖動(dòng)量表”(O’Meara，2011)的相關(guān)系數(shù)顯著低于“直接施虐”與單維度“簡(jiǎn)版施虐沖動(dòng)量表”的相關(guān)系數(shù)(p<0.001)，但前二者間存在顯著相關(guān)(p<0.001)的事實(shí)仍然說明，通過觀察到他人身心受到傷害同樣可獲得類似于直接施虐獲得的愉悅性體驗(yàn)。因此，可以認(rèn)為，相對(duì)于SSIS，VAST的一個(gè)主要優(yōu)點(diǎn)在于包含了替代性施虐成分。

4.2 施虐特質(zhì)與沖動(dòng)性人格的關(guān)系

本研究的另一個(gè)目的在于考察特質(zhì)性施虐傾向與沖動(dòng)性人格的關(guān)系，為此在實(shí)施“施虐傾向類型量表”測(cè)量的同時(shí)，收集了被試對(duì)“Barratt沖動(dòng)性人格量表(BIS-11中文版)”的自陳評(píng)定數(shù)據(jù)。相關(guān)分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，特質(zhì)性施虐傾向二維模型中，直接施虐和替代性施虐僅同BIS-11的“運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性”維度存在弱的正相關(guān)(rs<0.4)，直接施虐與“認(rèn)知沖動(dòng)性”為弱的負(fù)相關(guān)(r<-0.2)。這些結(jié)果表明，施虐特質(zhì)與沖動(dòng)性特質(zhì)是兩個(gè)獨(dú)立的人格維度，特質(zhì)性施虐傾向不是非理性的沖動(dòng)性。既往研究發(fā)現(xiàn)，高沖動(dòng)性個(gè)體在受挑釁情況下，引發(fā)較高水平的憤怒情緒，從而導(dǎo)致攻擊性行為(Denson，Pedersen，F(xiàn)riese，Hahm，& Roberts，2011;Herpertz，Sass，& Favazza，1997)，但在造成傷害性后果后，會(huì)繼而激發(fā)高水平內(nèi)疚情緒(Berndsen，van der Pligt，Doosje，& Manstead，2004)。但新近的研究卻顯示，高施虐個(gè)體在實(shí)施傷害性行為后會(huì)激發(fā)高水平的愉快情緒(Reidy et al.，2011;Buckels et al.，2013)。換言之，高沖動(dòng)個(gè)體與高施虐個(gè)體針對(duì)攻擊性行為所產(chǎn)生的情緒體驗(yàn)有所不同。據(jù)此，可以推論，基于施虐人格的傷害性行為不同于基于沖動(dòng)性人格的傷害性行為，而可能具有獨(dú)特的行為動(dòng)機(jī)和認(rèn)知機(jī)制，即基于沖動(dòng)性的攻擊行為意在泄憤，而基于施虐特質(zhì)的攻擊行為則意在取樂，但該推論有待于未來進(jìn)行系統(tǒng)驗(yàn)證。

4.3 施虐傾向類型量表的測(cè)量學(xué)特性

“施虐傾向類型量表”的中文版最終由13個(gè)有效項(xiàng)目構(gòu)成，其中“直接施虐”包含7個(gè)項(xiàng)目，“替代性施虐”包含6個(gè)項(xiàng)目。兩個(gè)分量表和總量表的項(xiàng)目同質(zhì)性均達(dá)到測(cè)量學(xué)對(duì)非認(rèn)知性自陳測(cè)驗(yàn)的基本要求。量表的項(xiàng)目區(qū)分度以及分量表的相容效度和區(qū)分效度的各項(xiàng)指標(biāo)均達(dá)到理想水平。特別是，通過對(duì)VAST評(píng)定分?jǐn)?shù)與用于評(píng)定單維度直接施虐特質(zhì)的SSIS量表的評(píng)定分?jǐn)?shù)的相關(guān)分析表明，二者達(dá)到中等相關(guān)(r=0.524)，說明二者均是對(duì)特質(zhì)性施虐的有效測(cè)量。但SSIS評(píng)定分?jǐn)?shù)與VAST直接施虐分?jǐn)?shù)的相關(guān)顯著高于替代性施虐的事實(shí)(p<0.001)，其說明VAST直接施虐與SSIS的相容性顯著高于其替代性施虐與SSIS的相容性，提示替代性施虐是相對(duì)獨(dú)立的施虐特質(zhì)的構(gòu)成成分。

5 結(jié) 論

本研究的分析結(jié)果表明，VAST中文版的測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)支持施虐特征由直接施虐和替代性施虐構(gòu)成的二維假設(shè)，且該特質(zhì)是獨(dú)立于沖動(dòng)性人格的心理特質(zhì)。