大學(xué)生強(qiáng)迫傾向與外向人格、父母教養(yǎng)方式的關(guān)系

紀(jì)凌開(kāi)② 劉華山

強(qiáng)迫癥(Obsessive-Compulsive Disorder,OCD)是一種以反復(fù)出現(xiàn)的侵入性的強(qiáng)迫思維和/或強(qiáng)迫行為同時(shí)存在反強(qiáng)迫思維為臨床特征的常見(jiàn)精神障礙[1]。近年來(lái)許多研究表明,強(qiáng)迫癥是大學(xué)生群體最為常見(jiàn)的神經(jīng)癥之一,趙勇以湖南大學(xué)生群體為調(diào)查對(duì)象,調(diào)查發(fā)現(xiàn)大學(xué)生強(qiáng)迫癥患病率約為7.5%[2];陳振業(yè)等人以廣東工業(yè)大學(xué)生為調(diào)查對(duì)象,發(fā)現(xiàn)大學(xué)生強(qiáng)迫癥的患病率約為2.14%,但同時(shí)指出它是大學(xué)生群體發(fā)生率最高的神經(jīng)癥[3]。由于強(qiáng)迫癥85%為持續(xù)病程,并會(huì)明顯損害個(gè)體的認(rèn)知功能和生活質(zhì)量[4],因此,探討強(qiáng)迫癥的影響因素及影響因素之間的作用有助于深入理解強(qiáng)迫癥的成因以及為大學(xué)生群體中的強(qiáng)迫癥患者進(jìn)行針對(duì)性干預(yù)提供必要的理論依據(jù)。

已有的研究表明,父母教養(yǎng)方式對(duì)個(gè)體的強(qiáng)迫傾向水平有影響的[5-6],但是在具體教養(yǎng)方式對(duì)個(gè)體強(qiáng)迫傾向的影響結(jié)果卻并不一致,以大學(xué)生為研究對(duì)象,王建中等人認(rèn)為父母情感溫暖、理解(F1、M 1)、父親過(guò)分干涉(F3)、偏愛(ài)被試(F4)、母親拒絕、否認(rèn)(M 3)、母親懲罰、嚴(yán)厲(M 4)式的教養(yǎng)方式會(huì)總體增大孩子未來(lái)發(fā)展的強(qiáng)迫傾向水平,而父親懲罰、嚴(yán)厲(F2)、母親過(guò)分干涉、過(guò)分保護(hù)(M 2)的教養(yǎng)方式整體上有助于降低孩子未來(lái)發(fā)展的強(qiáng)迫傾向;而郭蕾等人以高中生作為研究對(duì)象,結(jié)果卻發(fā)現(xiàn)父母情感溫暖、理解(F1、M 1)、父母偏愛(ài)被試(F4、M 5)式的教養(yǎng)方式卻總體上有助于降低孩子的強(qiáng)迫傾向水平,而其他的教養(yǎng)方式總體上會(huì)增大孩子的強(qiáng)迫傾向水平。這種不一致表明,關(guān)于父母教養(yǎng)方式與個(gè)體強(qiáng)迫傾向之間的關(guān)系尚不明確,需要進(jìn)一步的探索。父母教養(yǎng)方式作為一種個(gè)體社會(huì)化穩(wěn)定的環(huán)境因素畢竟是一種外在因素,它對(duì)個(gè)體強(qiáng)迫傾向水平的影響很可能會(huì)因?yàn)閭€(gè)體內(nèi)在基本人格特質(zhì)的不同而不同,而外向人格是個(gè)體非常穩(wěn)定的一種基本人格特質(zhì),艾森克認(rèn)為遺傳有很大的關(guān)聯(lián)[7],內(nèi)向的人對(duì)外界比較敏感,關(guān)注自己的內(nèi)心體驗(yàn),而外傾性的人對(duì)外界不敏感,好社交、活潑、好動(dòng)、武斷、尋求刺激、快活、好支配人、感情激烈、好冒險(xiǎn)。因此,父母教養(yǎng)方式對(duì)個(gè)體的強(qiáng)迫傾向的影響會(huì)不會(huì)因個(gè)體的外向特質(zhì)的水平不同而有所不同,即外向人格可能在家庭教養(yǎng)方式與個(gè)體強(qiáng)迫傾向之間的關(guān)系中存在著調(diào)節(jié)作用,這個(gè)問(wèn)題值得進(jìn)一步討論。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 在武漢地區(qū)武漢大學(xué)(部屬重點(diǎn))、湖北大學(xué)(省屬重點(diǎn))及江漢大學(xué)(一般大學(xué))3所高校中按照方便取樣原則抽取不同年級(jí)的在校大學(xué)生318人進(jìn)行施測(cè),施測(cè)后刪除問(wèn)卷中漏答題目超過(guò)2項(xiàng)或答案呈明顯規(guī)律性的作答問(wèn)卷,最終獲得有效問(wèn)卷276份。其中武漢大學(xué)79人,湖北大學(xué)103人,一般大學(xué)94人;男性大學(xué)生154人,女性大學(xué)生122人;大一58人,大二40人,大三72人,大四106人。大學(xué)生年齡 18～ 24歲。

1.2 工具

1.2.1 耶魯-布朗強(qiáng)迫量表(Y-BOCS) 本量表選自《心理障礙臨床手冊(cè)》(第3版),由苗國(guó)棟教授翻譯的中文版:共10個(gè)項(xiàng)目(5個(gè)評(píng)估強(qiáng)迫思維,5個(gè)評(píng)估強(qiáng)迫動(dòng)作),每個(gè)項(xiàng)目采用從1(表示沒(méi)有癥狀)到5(表示癥狀非常嚴(yán)重)5點(diǎn)評(píng)分。該量表分為3個(gè)因子:強(qiáng)迫思維、強(qiáng)迫行為和總分。其中量表總分表示被試強(qiáng)迫傾向程度,以20分為標(biāo)準(zhǔn),高于20分的為強(qiáng)迫癥可疑組,低予20分的為正常組。研究表明該量表具有良好的信度與效度[8]。該量表在心理咨詢(xún)工作者現(xiàn)場(chǎng)指導(dǎo)下進(jìn)行施測(cè)。

1.2.2 艾森克人格問(wèn)卷簡(jiǎn)式量表中文版(EPQ-RSC) 此次調(diào)查采用的是由錢(qián)銘怡等人修訂的艾森克人格問(wèn)卷簡(jiǎn)式量表中文版(EPQ-RSC)中的分量表E量表(后稱(chēng)外向量表),共12個(gè)項(xiàng)目,被試作出是否回答,是記1分,否記0分,得分越高則越外向。該量表具有良好的信度與效度[9]。

1.2.3 父母教養(yǎng)方式問(wèn)卷(EMBU) 該量表中文版在1993年由岳冬梅[25]等人修訂,修訂后的量表中父親教養(yǎng)方式包括6個(gè)因素,分別為情感溫暖、理解(F1)、懲罰、嚴(yán)厲(F2)、過(guò)分干涉(F3)、偏愛(ài)被試(F4)、拒絕、否認(rèn)(F5)、過(guò)度保護(hù)(F6);母親教養(yǎng)方式包括情感溫暖、理解(M 1)、過(guò)分干涉、過(guò)分保護(hù)(M 2)、拒絕、否認(rèn)(M 3)、懲罰、嚴(yán)厲(M 4)、偏愛(ài)被試(M 5)。該量表具有良好的信度與效度[10]。

1.3 統(tǒng)計(jì)分析 所有數(shù)據(jù)采用SPSS 11.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析,具體分析技術(shù)包括t檢驗(yàn)、方差分析與分層回歸分析等。

2 結(jié) 果

2.1 不同性別、年級(jí)大學(xué)生的強(qiáng)迫傾向比較分析 將性別與年級(jí)兩兩組合共形成8組被試,分別是大一男生(n=31)、大二男生(n=22)、大三男生(n=38)、大四男生(n=63)、大一女生(n=27)、大二女生(n=18)、大三女生(n=34)及大四女生(n=43),這8組被試關(guān)于強(qiáng)迫傾向得分的()依次為:(12.48±6.68)、(11.14±5.87)、(11.89±6.10)、(13.57±4.78)、(9.48±6.6.54)、(13.50±4.73)、(11.24±5.83)與(11.98±5.24)。關(guān)于性別主效應(yīng),F(1,268)=0.973,P=0.325＞0.05,結(jié)果表明,不同性別的大學(xué)生在強(qiáng)迫傾向上的主效應(yīng)不存在顯著差異;關(guān)于年級(jí)的主效應(yīng),F(3,268)=1.432,P=0.234＞0.05,結(jié)果表明,不同年級(jí)的大學(xué)生在強(qiáng)迫傾向上的主效應(yīng)不存在顯著差異;關(guān)于年級(jí)與性別的交互效應(yīng),F(3,268)=1.873,P=0.134＞0.05,結(jié)果表明,大學(xué)生強(qiáng)迫傾向在性別與年級(jí)上不存在交互作用?？傊?結(jié)果表明性別因素與年級(jí)因素對(duì)大學(xué)生的強(qiáng)迫傾向程度沒(méi)有什么影響。

2.2 大學(xué)生強(qiáng)迫程度與外向水平、父母教養(yǎng)方式各分量表的相關(guān)分析見(jiàn)表1。

表1 大學(xué)生強(qiáng)迫程度與外向水平、父母教養(yǎng)方式各分量表的相關(guān)(r)

結(jié)果顯示,其一、大學(xué)生強(qiáng)迫傾向與外向人格特質(zhì)以及與父親情感溫暖理解、母親情感溫暖理解式教養(yǎng)方式存在顯著的負(fù)相關(guān);其二、大學(xué)生的強(qiáng)迫傾向與父親懲罰嚴(yán)厲式、父親拒絕否認(rèn)式、父親過(guò)度保護(hù)式以及與母親過(guò)分干涉、過(guò)分保護(hù)式、母親拒絕、否認(rèn)式、母親懲罰、嚴(yán)厲式等教養(yǎng)方式的得分呈明顯的正相關(guān);其三、大學(xué)生強(qiáng)迫傾向與父親過(guò)分干涉式、父親偏愛(ài)被試式以及母親偏愛(ài)被試式教養(yǎng)方式相關(guān)不顯著。

2.3 大學(xué)生外向人格特質(zhì)對(duì)父母教養(yǎng)方式與強(qiáng)迫傾向水平間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析 由于父親的過(guò)分干涉(F3)、父親偏愛(ài)被試(F4)以及母親偏愛(ài)被試(M 5)的教養(yǎng)方式與大學(xué)生的強(qiáng)迫傾向相關(guān)不顯著,本文在后續(xù)統(tǒng)計(jì)分析中只考慮剩下的8種教養(yǎng)方式對(duì)強(qiáng)迫傾向的影響。為分析外向人格特質(zhì)及父母8種教養(yǎng)方式對(duì)大學(xué)生強(qiáng)迫傾向的影響,同時(shí)也考察在父母教養(yǎng)方式對(duì)個(gè)體強(qiáng)迫傾向的影響關(guān)系中外向這種人格特質(zhì)是否起著調(diào)節(jié)效應(yīng),本文利用分層回歸的技術(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。具體而言:第一步,首先分別利用預(yù)測(cè)變量(8種教養(yǎng)方式中的一種)對(duì)大學(xué)生強(qiáng)迫傾向進(jìn)行回歸,考察每一種教養(yǎng)方式對(duì)大學(xué)生強(qiáng)迫傾向的主效應(yīng);第二步,在控制因變量作用的前提下,調(diào)節(jié)變量(外向)進(jìn)入回歸方程,考察調(diào)節(jié)變量對(duì)于因變量的主效應(yīng);第三步,為避免多重共線性的影響,將中心化后自變量與中心化調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)[11]進(jìn)入回歸方程,考察該效應(yīng)的大小,如果該效應(yīng)顯著,則表明調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。具體分層回歸分析的結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 外向人格特質(zhì)調(diào)節(jié)效應(yīng)情況結(jié)果

表2的結(jié)果顯示,個(gè)體外向水平能顯著地負(fù)向預(yù)測(cè)個(gè)體的強(qiáng)迫性水平,而個(gè)體外向人格分別與8種教養(yǎng)方式的交互項(xiàng)均統(tǒng)計(jì)不顯著。

3 討 論

3.1 父母教養(yǎng)方式與大學(xué)生強(qiáng)迫傾向 本次研究關(guān)于大學(xué)生強(qiáng)迫傾向與外向人格特質(zhì)以及與父母情感溫暖、理解(即F1、M 1)顯著負(fù)相關(guān)的結(jié)果表明父母情感溫暖、理解式的(F1、M 1)教養(yǎng)方式總體上有助于降低子女的未來(lái)發(fā)展中的強(qiáng)迫傾向水平。同時(shí),父親過(guò)分干涉式的(F3)、父親偏愛(ài)被試(F4)式的以及母親偏愛(ài)被試(M 5)式的教養(yǎng)方式與大學(xué)生強(qiáng)迫傾向相關(guān)不顯著這個(gè)結(jié)果則表明這3種教養(yǎng)方式對(duì)孩子未來(lái)強(qiáng)迫傾向水平的發(fā)展影響不顯著。其中關(guān)于父母情感溫暖、理解(即F1、M 1)的教養(yǎng)方式結(jié)果不支持王建中[5]等人的結(jié)果,但是與支持郭蕾[6]等人的研究結(jié)果一致,這與日常的常識(shí)是比較吻合的。同時(shí),在父親過(guò)分干涉式的(F3)、父親偏愛(ài)被試(F4)式及母親偏愛(ài)被試(M 5)式教養(yǎng)方式對(duì)個(gè)體強(qiáng)迫傾向的影響上王建中等人的結(jié)果與郭蕾等人的研究結(jié)果比較一致,與本次研究的結(jié)果有些差異,但需要指出的是王、郭等人的研究中父親偏愛(ài)被試(F4)式及母親偏愛(ài)被試(M 5)與強(qiáng)迫傾向的相關(guān)雖然顯著,但都不高(前者為0.0886,0;后者為-0.02,-0.03),效應(yīng)量很低,由于樣本容量(王建中等人研究的樣本容量n=1150,郭蕾等人研究中的樣本容量n=514)較大,在檢驗(yàn)時(shí)容易顯著,因此,這些研究實(shí)質(zhì)上與本研究的研究結(jié)果并無(wú)區(qū)別,這一點(diǎn)在管新麗等人的研究中得到印證[12]。但在父親過(guò)分干涉式的(F3)教養(yǎng)方式與個(gè)體強(qiáng)迫傾向之間的相關(guān)上與王(r=0.175)、郭(r=0.139)等人的研究結(jié)果有較大的差異,因?yàn)樗麄兙J(rèn)為這種教養(yǎng)方式會(huì)總體增大個(gè)體的強(qiáng)迫傾向水平,這一點(diǎn)還需要進(jìn)一步的探討。因此,后續(xù)研究想得出關(guān)于教養(yǎng)方式對(duì)大學(xué)生強(qiáng)迫傾向影響的確定性結(jié)論可以有2條途徑,一是通過(guò)改善被試樣本的代表性來(lái)解決這一問(wèn)題;二是通過(guò)元分析技術(shù)[13],將目前已有的研究整合在一起得出綜合性的結(jié)論,來(lái)避免個(gè)別研究的局限性。

3.2 外向人格特質(zhì)、父母教養(yǎng)方式與大學(xué)生強(qiáng)迫傾向 本次研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),個(gè)體外向人格特質(zhì)與11種父母教養(yǎng)方式中的10種在統(tǒng)計(jì)上并無(wú)顯著相關(guān),只與M 1具有效應(yīng)較低相關(guān)(r=0.144),這個(gè)結(jié)果顯示了外向這種人格特質(zhì)較少受外界因素的影響,故從一個(gè)側(cè)面上支持艾森克的觀點(diǎn)[7]。同時(shí),研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)外向人格特質(zhì)與大學(xué)生強(qiáng)迫傾向呈顯著地負(fù)相關(guān)(r=-0.231),這與已有的研究[2,14-15]一致。而且表2中的△R2結(jié)果顯示,較之于父母教養(yǎng)方式,外向人格是個(gè)體強(qiáng)迫傾向的一個(gè)更有力的預(yù)測(cè)指標(biāo),因此,目前已有的研究都比較一致地支持個(gè)體內(nèi)向人格特質(zhì)是個(gè)體強(qiáng)迫癥傾向的重要疑病素質(zhì)。但表3中外向與父母教養(yǎng)方式的交互項(xiàng)的系數(shù)均未達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著性水平,這個(gè)結(jié)果表明,在父母教養(yǎng)方式對(duì)個(gè)體強(qiáng)迫傾向的影響上,個(gè)體外向這種人格特質(zhì)并不存在調(diào)節(jié)效應(yīng)?？傊?在對(duì)個(gè)體強(qiáng)迫傾向的影響上,內(nèi)外人格特質(zhì)與父母教養(yǎng)方式大體上是相互獨(dú)立且平行產(chǎn)生影響的。

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