自尊異質(zhì)性在C類人格障礙傾向和冗思間的中介效應(yīng)研究

嚴婷丹

(深圳大學，廣東 深圳 518060)

自尊異質(zhì)性在C類人格障礙傾向和冗思間的中介效應(yīng)研究

嚴婷丹*

(深圳大學，廣東 深圳 518060)

目的：考察大學生自尊異質(zhì)性在C類人格障礙預(yù)測冗思間的中介效應(yīng)。方法：采用人格障礙篩查問卷、Rosenberg自尊量表、Marlowe-Crowne社會期望量表、條件自尊量表、不穩(wěn)定自尊量表、冗思思維量表和憤怒冗思量表對1500名在校大學生進行測量。結(jié)果：①各型C類人格障礙均能顯著預(yù)測抑郁冗思、而僅有依賴型和回避型人格障礙能夠顯著預(yù)測憤怒冗思；②各型自尊均能顯著預(yù)測抑郁冗思，而僅有總體自尊、防御自尊以及條件自尊能夠顯著預(yù)測憤怒冗思;③自尊異質(zhì)性在C類人格障礙傾向和冗思之間起中介作用。結(jié)論：C類人格障礙傾向既直接對冗思產(chǎn)生影響，又通過自尊異質(zhì)性間接對冗思產(chǎn)生影響。

人格障礙；自尊異質(zhì)性；冗思；中介效應(yīng)

人格障礙(personality disorders，PDs)是指個體自兒童青少年期發(fā)展過程中所形成的頑固但明顯偏離社會文化期望的生活模式，個體的自我認同、人際功能出現(xiàn)明顯損傷，給個體的社會功能帶來廣泛的負面影響。DSM-V將人格障礙分為三大類群(類群A、類群B、類群C)，類群C包括：回避型(AVD)、依賴型(DEP)、強迫型(OBC)，臨床表現(xiàn)通常為焦慮、恐懼習慣性退縮，以行為狹窄為特點[1-2]。其中，AVD者和DEP者人際模式不同，但均基于個體低水平自我價值的心理特質(zhì)。

自尊，通用定義為“個體對其自身整體的、全面的評價性觀點[3]”。以往研究將其進行高低之分，但隨著研究的深入，對高、低自尊內(nèi)部又進行了異質(zhì)性探討。研究發(fā)現(xiàn)有些高自尊(high self-esteem，HSE)在特定情形下，會表現(xiàn)出低自尊的特點，這些高自尊本身具有防御性和脆弱性，包括防御自尊、條件自尊、不穩(wěn)定自尊以及不一致自尊。

冗思，指對生活中所遭遇的負性事件及其起因、結(jié)果的一種持久且重復(fù)思考的認知過程[4]。精神病理學研究發(fā)現(xiàn)，冗思與抑郁癥、飲食障礙等問題都存在聯(lián)系[5]。進一步的研究按照情緒的不同類型，將冗思分為抑郁冗思、憤怒冗思、悲傷冗思、應(yīng)激冗思等，其中最突出的是前兩類。

以往研究發(fā)現(xiàn)，低自尊的個體會存在冗思現(xiàn)象，此外，相對于正常群體，冗思在人格障礙者身上更為普遍，對此，PD者更容易產(chǎn)生冗思的內(nèi)在機制是什么，這一點值得探討。綜上所述，本研究以大學生為研究對象，探究自尊異質(zhì)性、冗思和C類人格障礙傾向的關(guān)系，進而揭示自尊異質(zhì)性在C類人格障礙和冗思之間是否存在中介作用。

一、對象與方法

(一)對象

整群抽樣，對廣東省某大學的在校學生進行團體問卷施測，共發(fā)放問卷1500份，回收后剔除無效問卷，共獲有效問卷1300份。平均年齡19.29±1.09歲。其中，男生534人(占41.1%)。獨生子女427人(占32.8%)。C類人格障礙傾向者有641人，C類人格障礙傾向者的篩出率為49.3%。其中，強迫型人格障礙傾向者有330人(25.4%)；依賴型人格障礙傾向者有294人(22.6%)；回避型人格障礙傾向者有324人(24.9%)。

(二)研究工具

1.人格障礙篩查問卷(Personality Disorder Questionnaire for CCMD-2-R，PDQC)[6]

由盧寧、劉協(xié)和等編制，涵蓋8種人格障礙，104個條目，4級計分。在某型人格障礙上得2或3分的條目數(shù)超過該型總條目數(shù)的一半，則檢出該型陽性。

2.Rosenberg自尊量表(RSES)[7]

測量總體自尊水平即外顯自尊。由10個條目組成。得分越高，自尊水平越高。在本研究中，該量表α系數(shù)為0.881。

3.Marlowe-Crowne社會期望量表(MCSD)[7]

由Marlowe和Crowne在1960年編制，結(jié)合RSES，測量防御自尊：高總體自尊與高社會期望表示防御高自尊，高總體自尊與低社會期望表示真誠高自尊。共33個條目。本研究中，該量表的α系數(shù)為0.781。

4.條件自尊量表(The Self-Esteem Contingent Scale，CSES)[8]

由Paradise和Kernis編制，旨在測試競爭標準、事件結(jié)果、他人評價對自尊的影響。15個條目，5級計分，分數(shù)越高，自尊條件性越高。本研究中，該量表的α系數(shù)為0.724。

5.不穩(wěn)定自尊量表(Instability of Self-esteem Scale，ISES)[9]

Chabrol等人編制，共4個條目，4級計分。本研究中，該量表的α系數(shù)為0.907。

6.反芻思維量表(the Ruminative Response Scale，RRS)[10]

Nolen-Hoeksema和Morrow于1991年編制，共33個項目，描述個人情緒低落的反應(yīng)，4級評分，分數(shù)越高冗思傾向越高。本研究中，該量表的α系數(shù)為0.927。

7.憤怒冗思量表(the anger rumination scale，ARS)[11]Sukhodolsky于2001年編制，共19個項目，包括四個維度：事后憤怒、報復(fù)想法、憤怒記憶和理解原因。4級計分，本研究中，該量表的α系數(shù)為0.901。

(三)統(tǒng)計方法

采用SPSS17.0和AMOS24.0統(tǒng)計軟件包進行相關(guān)分析、多元逐步回歸分析和結(jié)構(gòu)方程模型處理。

二、結(jié)果

(一)相關(guān)分析結(jié)果

相關(guān)分析結(jié)果顯示，C類各型人格障礙(強迫型、依賴型、回避型)與冗思及其各維度均呈顯著正相關(guān)(p<0.01)。其中，回避型與兩類冗思相關(guān)程度最高，強迫型最低；但“癥狀反芻”、“強迫思考”與回避型相關(guān)最高；而“反省深思”維度與強迫型相關(guān)最高。

總體自尊與冗思呈顯著負相關(guān)，其余類型自尊與冗思呈顯著正相關(guān)。而且不論抑郁或憤怒冗思，防御自尊與冗思相關(guān)程度最低，而總體自尊與冗思相關(guān)程度最高；其次，與抑郁冗思的相關(guān)中，條件自尊和不穩(wěn)定自尊相差不大；而與憤怒冗思的相關(guān)中，條件自尊更為顯著。此外，總體自尊與“癥狀反芻”、“強迫思考”維度相關(guān)最高(p<0.01)，而不穩(wěn)定自尊與“反省深思”維度相關(guān)最高。

強迫型人格障礙與防御自尊、條件自尊呈顯著正相關(guān)，而與總體自尊、不穩(wěn)定自尊相關(guān)不顯著；依賴型、回避型人格障礙與各型自尊均呈顯著正相關(guān)(p<0.01)。且總體自尊與C類人格障礙呈顯著負相關(guān)，而其余自尊各型與C類人格障礙呈顯著正相關(guān)。

(二)回歸分析結(jié)果

將C類人格障礙得分、各型自尊得分作為預(yù)測變量，兩類冗思作為因變量進行多元逐步回歸分析，結(jié)果顯示如下：

1.C類各型 人格障礙對冗思的預(yù)測作用

C類各型人格障礙 對抑郁冗思有顯著的預(yù)測作用，其中回避型 人格障礙的預(yù)測作用最強。三者解釋了抑郁冗思總變異的28.4%；僅有回避型和依賴型 人格障礙對憤怒冗思有顯著預(yù)測作用，其中，回避型人格障礙的預(yù)測作用最強。二者解釋了憤怒冗思總變異的21.4%。

2.各型自尊對冗思的預(yù)測作用(表4)

各型自尊均對抑郁冗思有顯著預(yù)測作用，其中總體自尊的預(yù)測作用最強。四種類型自尊解釋了抑郁冗思總變異的27%；除不穩(wěn)定自尊，其余三型自尊均對憤怒冗思有顯著預(yù)測作用，其中，總體自尊的預(yù)測作用最強。三種類型自尊解釋了憤怒冗思總變異的13.5%。

(三)結(jié)構(gòu)方程模型的路徑分析

基于C類各型人格障礙，建立三組結(jié)構(gòu)方程模型。

1.強迫型人格障礙傾向、自尊異質(zhì)性與冗思的關(guān)系模型

根據(jù)上述的實證研究以及研究目的，本研究做出以下假設(shè)：1、強迫型人格障礙傾向、異質(zhì)性自尊分別對兩類冗思有直接影響；2、強迫型人格障礙傾向通過異質(zhì)性自尊對兩類冗思有間接影響。在模型擬合中采用最大似然法進行估計。建構(gòu)模型發(fā)現(xiàn)，強迫型人格障礙傾向到總體自尊、不穩(wěn)定自尊的路徑系數(shù)以及不穩(wěn)定自尊到憤怒冗思的路徑系數(shù)未達到p<0.05的顯著性水平，所以刪除了這三條路徑。經(jīng)過模型擬合和修正得到各項擬合指標(見表1)。

表1 強迫型人格障礙結(jié)構(gòu)方程擬合指標

2.依賴型人格障礙傾向、自尊異質(zhì)性與冗思的關(guān)系模型

根據(jù)上述的實證研究以及研究目的，本研究做出以下假設(shè)：1、依賴型人格障礙傾向、異質(zhì)性自尊分別對兩類冗思有直接影響；2、依賴型人格障礙傾向通過異質(zhì)性自尊對兩類冗思有間接影響。在模型擬合中采用最大似然法進行估計。建構(gòu)模型發(fā)現(xiàn)，不穩(wěn)定自尊到憤怒冗思的路徑系數(shù)未達到p<0.05的顯著性水平，所以刪除了這條路徑。經(jīng)過模型擬合和修正得到各項擬合指標(見表2)。

表2 依賴型人格障礙結(jié)構(gòu)方程的擬合指標

3.回避型人格障礙傾向、自尊異質(zhì)性與冗思的關(guān)系模型

根據(jù)上述的實證研究以及研究目的，本研究做出以下假設(shè)：1、回避型人格障礙傾向、異質(zhì)性自尊分別對兩類冗思有直接影響；2、回避型人格障礙傾向通過異質(zhì)性自尊對兩類冗思有間接影響。在模型擬合中采用最大似然法進行估計。建構(gòu)模型發(fā)現(xiàn)，不穩(wěn)定自尊到憤怒冗思的路徑系數(shù)未達到p<0.05的顯著性水平，所以刪除了這條路徑。經(jīng)過模型擬合和修正得到各項擬合指標(見表3)。

表3 回避型人格障礙結(jié)構(gòu)方程的擬合指標

三、討論

相關(guān)分析結(jié)果顯示，C類人格障礙各亞型與兩類冗思均呈顯著正相關(guān)(p<0.01)，此表明冗思是各型C類人格障礙共同的特征表現(xiàn)。冗思者常會為過去已發(fā)生的事件所困擾，對消極事件的起因、經(jīng)過和結(jié)果過分關(guān)注并受其影響，經(jīng)常陷入緊張、恐懼及焦慮不安的情緒之中而無所作為。這與C類人格障礙焦慮、退縮等特點一致。進一步分析發(fā)現(xiàn)，回避型與冗思的相關(guān)程度最高，強迫型最低。回避型個體的典型特點是內(nèi)在的沖突，由于缺乏自信，回避型個體渴望與他人有親密關(guān)系，卻又害怕與人交往，并對他人的排斥和拒絕過分敏感，因而回避型個體往往更容易產(chǎn)生冗思，體會焦慮不安的情緒。

本研究結(jié)果還顯示，回避型人格障礙與“癥狀反芻”、“強迫思考”維度相關(guān)程度最高，而強迫型與“反省深思”相關(guān)程度最高(p<0.01)。對于冗思的三個維度，“反省深思”維度相對于前兩者較為積極，而這一維度的表現(xiàn)也與強迫型人格障礙特點相一致，強迫型的個體由于過分的關(guān)注完美，經(jīng)常會對微小之處尤為細致，因而總是會反復(fù)思考和檢查作業(yè)，擔心出現(xiàn)紕漏。由此可以看出，強迫型的冗思或許帶有一定的積極意義；而另一方面，回避型個體的冗思則更多表現(xiàn)出消極?；乇苄蛡€體與“癥狀反芻”、“強迫思考”維度相關(guān)最高，這提示，回避型個體往往更關(guān)心自己的表現(xiàn)，經(jīng)常對于發(fā)生在自身的人際關(guān)系問題思索再三，導(dǎo)致不安和焦慮，甚至產(chǎn)生回避行為。這與回避型個體的焦慮退縮的人際特點相一致。

除了回避型，強迫型與抑郁冗思的相關(guān)程度高于依賴型，而依賴型與憤怒冗思的相關(guān)程度高于強迫型，這可能是由于依賴型人格障礙的冗思更具有對象性，對所依賴者的拋棄更為敏感、憤怒；而強迫型人格障礙往往是自我的一種表現(xiàn)，由于重復(fù)作業(yè)，會因為拉長時間而使效率降低，從而引起個體產(chǎn)生抑郁冗思。

回歸分析結(jié)果顯示，C類人格障礙、自尊對冗思有顯著預(yù)測作用，其中，回避型的結(jié)果最突出。更進一步，回避型、總體自尊對冗思的預(yù)測作用最顯著，其次是條件自尊，而不穩(wěn)定對冗思的預(yù)測作用不顯著。這表明，C類人格障礙中總體自尊水平越低，自尊越具有條件化，越容易產(chǎn)生冗思傾向。其提示，總體自尊、條件自尊可能是C類人格障礙個體出現(xiàn)冗思傾向的潛在病理心理機制。C類人格障礙的共同特點之一就是低水平的自我價值感，這種自我認識及其導(dǎo)致的人際和生活困擾，反過來又會使個體陷入冗思，從而頻繁處于負性情緒之中，尤其對于人格障礙群體，甚至會嚴重影響其社會功能。因而對人格障礙在認知方面的干預(yù)，有必要從自尊方面著手，改善大學生的認知思維方式，提高自我價值感，了解其自尊會受到哪些價值條件影響，從而進行針對性的改善。

[1]金瑩，盧寧.人格障礙傾向大學生的自尊異質(zhì)性研究.中國臨床心理學雜志，2013，21(3)：422-425，419.

[2]金瑩，盧寧.C類人格障礙傾向大學生的自尊異質(zhì)性研究.中國臨床心理學雜志，2013，21(2)：220-223.

[3]Salmivalli C.Feeling good about oneself，being bad to others? Remarks on self-esteem，hostility，and aggressive behavior.Aggression and Violent Behavior，2001，6：375-393.

[4]來水木，韓秀，楊宏飛.國外反當思維研究綜述[J].應(yīng)用心理學，2009，1：90-96.

[5]Aldao，A.，Nolen-Hoeksema，S.，&Schweizer，S.(2010).Emotionregulationstrategiesacrosspsychopathology：a meta-analytic review.Clinical Psychology Review，30(2)：217-237.

[6]盧寧，劉協(xié)和，等.CCMD-2-R診斷標準的人格障礙檢測工具的編制及其信效度檢驗[J].中國心理衛(wèi)生雜志，2001，15(2)：133-136.

[7]汪向東.心理衛(wèi)生評定量表手冊(增訂版).北京：中國心理衛(wèi)生雜志社，1999.

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[10]Nolen-Hoeksema，S.(1991).Responses to depression and their effects on the duration of depressive episodes.Journal of Abnormal Psychology，100(4)：569-582.

[11]Sukhodolsky D G，Golub A，Cromwell E N.Development and validation of the anger rumination scale[J].Personality andIndividual Difference，2001(31)：689-700.

嚴婷丹(1993-)，女，漢族，安徽人，深圳大學，應(yīng)用心理學專業(yè)碩士。

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1006-0049-(2018)01-0001-03