施虐人格的心理結構及其與沖動性人格的關系*

(寧波大學心理學系暨研究所，寧波 315211)

1 引 言

施虐(sadism)行為是個體對他人身體、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(Davies & O’Meara，2007;Reidy，Zeichner，&Seibert，2011;Buckels，Jones，& Paulhus 2013)。施虐行為不是偶發(fā)性行為，而是具有跨時間和跨對象的一致性(Magnusson，1977)，因而是一種穩(wěn)定的行為特質。既往研究發(fā)現(xiàn)，施虐行為涉及各種不同類型的反社會行為，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(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407名愛爾蘭大學生自陳式報告數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，其中6.9%大學生報告有較嚴重的施虐傾向，即認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，且該傾向可預測男生的反社會行為。近期，Reidy等人(2011)要求大學生被試首先觀看暴力圖片，隨后完成詞匯判斷任務，結果發(fā)現(xiàn)，相對于“傷心”、“憤怒”、“恐懼”和“厭惡”等情緒性詞語，被試對諸如“快樂”和“愉悅”等正性詞語的判斷速度更快，且該反應時差異量能有效預測被試的主動攻擊行為(unprovoked aggression)，亦即對“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，因此研究者認為暴力圖片對“快樂、愉悅”類詞語判斷的易化作用，可被認為是衡量施虐傾向的行為指標。據(jù)此，Reidy等人(2011)認為，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)，高施虐特質的被試更傾向于選擇執(zhí)行諸如“虐殺蟲子”等相對殘忍的任務，且在完成任務后體驗到的愉悅感也較高，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，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)將施虐特質和馬基雅維里主義特質(Machiavellianism：為達成個體目的，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(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)心世界中相對消極的人格特征。

如果施虐傾向是一種普遍的人格特質，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)便不適用于測量正常人群的施虐特質。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)，以大學生為對象，開發(fā)了適用于正常人群的單維度“簡版施虐沖動量表”(Short Sadistic Impulse Scale，SSIS)，該量表包含10個“是/否”自陳評定項目。然而，有研究者對SSIS的外部效度提出質疑(Buckels，2012)，認為：(1)SSIS的項目內(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人群，也出現(xiàn)于非施虐特質人群，如精神病態(tài)人群也會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，因此施虐特質可能也包括間接的替代性施虐傾向。

與基于施虐特質的單維觀編制的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)基于施虐特質的二維結構觀點，在吸收SSIS的部分測驗項目，并補充若干反映替代性施虐傾向的測驗項目的基礎上形成的。他們認為，施虐者的愉悅體驗不僅源于直接施虐(Direct Sadism，即對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?；谑┡疤刭|的二維結構觀編制的VAST包括16項5點自陳評定項目，分別用于測量直接施虐和替代施虐。目前該量表已被用于有關健康人群施虐行為的相關研究(Buckels et al.，2013)。然而，由于VAST是基于SSIS發(fā)展而來的，其部分項目(如，直接施虐項目“我喜歡傷害他人身體”；替代施虐項目“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的結構成分是否與施虐特質的二維假設相一致，但迄今為止尚未有研究直接探討VAST對施虐特質二維假設的有效性和合理性。

此外，就臨床觀察而言，施虐人格和沖動性人格均可引發(fā)個體的攻擊行為，并均可導致對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)，因而在人際行為評價中容易將施虐特質與沖動性特質相混淆。那么，施虐人格與沖動性人格間是什么關系？就該問題探討對于深入理解基于施虐人格的攻擊行為，與基于沖動性人格的攻擊行為的內(nèi)在機制具有重要意義，但迄今為止尚未有文獻對此問題進行系統(tǒng)探討。

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

2 方法與程序

2.1 被試

采用隨機抽樣的方法，從寧波大學本科一至三年級抽取550名學生作為被試，回收536份。此后剔除漏答、未認真作答的問卷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)計分析的要求，將有效樣本隨機分成A、B兩個子樣本，其中樣本A由247人構成(男生132人，女生115人)，主要用于對VAST的項目質量分析和篩選；樣本B由238人構成(男生139人，女生99人)，主要用于對VAST結構特征的驗證性因素分析。其余統(tǒng)計指標均基于總樣本的測量數(shù)據(jù)獲得。

2.2 測量

2.2.1 施虐傾向類型量表(VAST)

VAST英文版包括兩個分量表16個項目，其中“直接施虐”分量表由9個項目(如，“我喜歡傷害他人身體”)構成，“替代性施虐”分量表由7個項目(如，“在玩電子游戲時，我喜歡逼真的血噴場景”)構成。所有項目均采用從“1”(非常不同意)到“5”(非常同意)的五點量表計分(其中4個項目為反向計分項目)?！爸苯邮┡啊薄ⅰ疤娲允┡啊币约翱偭勘淼姆謹?shù)以項目均值表示，分數(shù)越高，表示施虐傾向越高。為消除被試的反應定式，英文原量表插入11個與施虐行為無關的填充項目。基于四個獨立樣本獲得量表英文版項目同質性系數(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位心理學研究人員分別獨立將全部量表的27個項目(含填充項目)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2位留學歸國心理學專家參照量表英文版本對譯文的合適性與準確性逐一進行核查，對存在異議的項目通過集體討論予以確認；同時，在保持原項目語義不變的前提下，對中文譯本個別項目的個別詞句或表達形式作了改動，以盡可能符合漢語的表達習慣，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意義的一致性，請翻譯學教授對照英文版對譯文審校稿的語義再次進行核校，形成最終的VAST中文譯本。

2.2.2 Barratt沖動性人格量表(BIS-11中文版)

該量表英文版最初由Patton等人(1995)編制，用于測量個體的沖動性人格特質，李獻云等人(2007)將其修訂為中文版，包括運動沖動性(如：“我做事不加思考”)、認知沖動性(如：“遇到問題時我能想出好辦法”)和無計劃沖動性(如：“我認真安排每件事”)三個維度。每個維度均由10個項目構成，每個項目采用5點計分(1=不是，2=極少，3=有時，4=經(jīng)常，5=總是)，分數(shù)越高，表示個體的沖動性水平越高。BIS-11中文版的項目同質性系數(shù)分別為：α運動沖動性=0.81，α認知沖動性=0.80，α無計劃沖動性=0.84，α總量表=0.89(李獻云等，2007)。與此一致，在本研究(N=485)中，該量表的同質性系數(shù)分別為：α運動沖動性=0.83，α認知沖動性=0.82，α無計劃沖動性=0.85，α總量表=0.79。

2.2.3 簡版施虐沖動量表(SSIS)

SSIS英文版由O’Meara等人(2011)編制，用以測量單維度的施虐特質，由10個項目(如：“傷害別人是一件很讓人刺激的事”)構成，采用“同意/不同意”兩點計分，以被試選擇“同意”選項的項目個數(shù)為衡量施虐沖動水平的指標，分數(shù)越高，施虐沖動越高。既往研究(O’Meara et al.，2011)表明，該量表的單維結構具有穩(wěn)定性，其同質性信度系數(shù)為0.86，且與共情特質呈負相關，而與病態(tài)性人際關系呈正相關，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估計法對基于總樣本(N=485)自陳評定數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析，結果顯示：在單維模型對數(shù)據(jù)的各項擬合指數(shù)中，χ2/df=1.606(符合小于5.0且大于1.0的參考標準)，CFI=0.943，TLI=0.927，WRMR=0.937，RMSEA=0.049，表明SSIS單維模型對測驗數(shù)據(jù)具有較好的擬合度。此外，本研究中該量表的同質性系數(shù)(rxx=0.69)雖略低于國外研究，但達到可接受標準，故將該量表作為考察VAST量表效度的校標量表。

2.3 數(shù)據(jù)收集與共同方法偏差檢驗

本研究所采用的三種測量問卷按照VAST、SSIS、BIS-11的順序編輯成統(tǒng)一的施測小冊子，由心理學專業(yè)工作者以團體測驗方式收集測驗數(shù)據(jù)，施測過程沒有嚴格的時間限制，一般在10分鐘左右即可完成全部測試。

本研究的數(shù)據(jù)源于被試對多個自陳問卷的自我評定，因此需檢驗數(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)對所有變量進行探索性因子分析，結果顯示，特征根大于1的因子共19個，其中第一個因子解釋的變異量為15.03%，小于40%的臨界值，表明本研究各個變量不存在嚴重的共同方法偏差。

2.4 項目分析與項目篩選

首先，計算樣本A(n=247)在VAST各項目上的反應通俗度(P)，結果顯示，所有16個項目的P值在0.27～0.74之間，屬于合理區(qū)間。

其次，為考察項目的鑒別力，以被試對VAST的項目反應總分為校標分數(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，計算兩組被試在每個項目上評定分數(shù)的鑒別指數(shù)(D)，并檢驗了兩個極端組在每個項目上的評定均值差異的顯著性。結果表明，除“替代性施虐”維度的1個項目(第18項)因其D值僅為0.04，且兩極端組評定均值間的差異不顯著(t=0.84)而需剔除外，其余15個項目的D值介于0.20～0.36之間，且高施虐組的評定分數(shù)均顯著高于低施虐組被試(ps<0.001)。

最后，為甄別VAST各測驗項目對中國大學生被試的文化適應性，基于施虐特質的二維假設(Paulhus et al.，2011)，采用探索性因素分析方法分別對其中兩個分量表的項目品質進行了考察。其中，蘊含在“直接施虐”9項目相關矩陣(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，但Direct Oblimin斜交旋轉后的負荷值顯示，第6和第25項單獨構成第二個因子，因其與理論假設不符，予以剔除。對剩余7項目評定分數(shù)相關矩陣(χ2=461.61，p<0.001，KMO=0.87)的主成分抽取結果顯示，特征根大于1的公共因子為1個，該因子可解釋47.84%的總變異，且所有7個項目的負荷值均在0.63～0.74之間。同理，對“替代性施虐”6項目相關矩陣(χ2=268.31，p<0.001，KMO=0.79)的主成分抽取結果顯示，特征根大于1的公共因子為1個，該因子可解釋43.05%的總變異，且所有6個項目的負荷值均在0.35～0.74之間。

綜合上述項目分析的各項指標，在刪除第6、18和25項后，確定以剩余13個項目的測量數(shù)據(jù)作為檢驗施虐傾向結構特征的基礎數(shù)據(jù)。

2.5 統(tǒng)計方法

采用SPSS 20.0統(tǒng)計軟件對樣本A的數(shù)據(jù)進行探索性因素分析和基于總樣本數(shù)據(jù)的其他統(tǒng)計量的分析；采用MPLUS 7.0統(tǒng)計軟件對樣本B的數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析。

3 結果與分析

3.1 對VAST的結構分析

為了檢驗施虐特質二維假設是否較其一維假設更為合理，首先構建了施虐特質的一維模型和二維模型，然后基于樣本B(n=238)的測量數(shù)據(jù)，采用極大似然法利用Mplus分析軟件分別對兩個模型的擬合度進行檢驗。

一維假設的數(shù)學模型設定為：x=Δξ+δ，式中：x=(x1，x2，…，x13)為13×1的觀測變量向量，即VAST13個項目測驗分數(shù)；ξ=ξ1′為1×1的因素向量，為VAST的1個因素，ξ1為因素Ⅰ；δ=(δ1，δ2，…，δ13)′為13×1的觀測變量的唯一性方差向量；Λ為假設的VAST施虐傾向單維模型的因素負荷矩陣。矩陣模式的具體設定為：因素Ⅰ的13個項目中，項目1在ξ1上的負荷值為1，剩余12個項目在ξ1上的負荷值為待估參數(shù)λij。

二維假設的數(shù)學模型設定為：x=Δξ+δ，式中：x=(x1，x2，…，x13)為13×1的觀測變量向量，即VAST13個項目測驗分數(shù)；ξ=(ξ1，ξ2)′為2×1的因素向量，為VAST的2個因素，ξ1為因素Ⅰ，ξ2為因素Ⅱ；δ=(δ1，δ2，…，δ13)′為13×1的觀測變量的唯一性方差向量；Λ為假設的VAST施虐傾向二維模型的因素負荷矩陣。矩陣模式的具體設定為：因素Ⅰ的7個項目中，項目3在ξ1上的負荷值為1，剩余6個項目在ξ1上的負荷值為待估參數(shù)λij，且所有6個項目在ξ2上的負荷值為0；因素Ⅱ的6個項目中，項目1在ξ2上的負荷值為1，剩余5個項目在ξ2上的負荷值為待估參數(shù)λij，且所有5個項目在ξ1上的負荷值為0。

對兩個假設模型的檢驗結果顯示，初設的一維模型和二維模型的部分擬合指標均不夠理想。根據(jù)系統(tǒng)運行提示，對于一維模型，分別將“替代施虐”項目1與4以及項目10與13之間的誤差相關項由固定值改為自由參數(shù)；對于二維模型，分別將“替代施虐”項目1與4以及“直接施虐”項目13與23之間的誤差相關項由固定值改為自由參數(shù)。基于以往研究(王濟川，2011)的建議，以AIC、BIC和ABIC為指標，對兩個修正模型的擬合度指數(shù)(見表1)進行比較，結果顯示二維模型的AIC、BIC和ABIC指數(shù)均低于單維模型的指數(shù)，且BIC=9.547，屬于強證據(jù)(參考值為6～10;Raftery，1995)。此外，對一維模型與二維模型的擬合指數(shù)的卡方差異檢驗結果顯示，Δχ2=15.019(當Δdf=1時，p≤0.01)。這些結果均表明，二維模型對樣本B數(shù)據(jù)的擬合度優(yōu)于一維模型，是一個可接受的模型(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 對施虐人格與沖動性人格關系的分析

為了明確施虐特質與沖動性特質的關系，基于總樣本的測量數(shù)據(jù)，計算了修訂后的VAST的評定分數(shù)與BIS-11中文版評定分數(shù)間的相關系數(shù)，結果(見表2)顯示，無論是直接施虐和替代性施虐分數(shù)，還是VAST總分與BIS-11總分的相關盡管達到統(tǒng)計意義上的顯著性(ps<0.01)，但二者間均為弱相關(rs<0.2)。進一步的分析發(fā)現(xiàn)，VAST及其兩個維度與BIS-11間的相關主要體現(xiàn)為其與“運動沖動性”維度的相關，但仍屬低相關范圍(rs<0.4)。這些結果表明，施虐特質與沖動性特質是兩個獨立的人格維度，施虐人格不是非理性的沖動性。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性人格的傷害性行為，而可能具有獨特的行為動機和認知機制。

表2 VAST與BIS-11評定分數(shù)的皮爾遜積差相關分析結果(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，考察了VAST量表中文版的信度，結果顯示，“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量表同質性信度達到可接受的水平。以VAST量表13個項目分數(shù)與所屬因素總分的相關系數(shù)為指標，考察了各項目的區(qū)分度(項目效度)，結果顯示，所有項目與其所屬因素總分的相關系數(shù)在0.376～0.676之間(ps<0.001)，表明各個評定項目具有較高的區(qū)分度。此外，VAST總分與直接施虐分數(shù)的相關(r=0.894)以及與替代性施虐的相關(r=0.864)均為高相關，表明兩個維度對特質性施虐具有較高的同質性。

“直接施虐”與“替代性施虐”分量表間的相關系數(shù)r=0.547(df=485，p<0.001)，其與Buckels(2012)報告的結果(r=0.41，p<0.01)基本一致，表明具有良好的區(qū)分效度。以用于評定單維度直接施虐特質的SSIS量表的評定分數(shù)為校標分數(shù)，考察了VAST量表的相容效度。結果顯示，SSIS分數(shù)與VAST總分的相關系數(shù)r=0.524，與其“直接施虐”分數(shù)的相關系數(shù)r=0.553，而與“替代性施虐”分數(shù)的相關系數(shù)r=0.359(df=485，ps<0.001)。對SSIS與“直接施虐”間的相關系數(shù)(r1)和其與“替代性施虐”間的相關系數(shù)(r2)的差異性檢驗結果表明，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 特質性施虐的結構特征

本研究以485名中國大學生為被試，考察了“施虐傾向類型量表”中文版的結構特征，在刪除3個不當項目后，驗證性因素分析的結果支持關于特質性施虐傾向的二維假設(Paulhus et al.，2011;Paulhus & Jones，2015)，其各項擬合指數(shù)均優(yōu)于其備擇假設(一維假設)。相對于該量表的英文版，修訂后的中文版不僅結構和內(nèi)涵沒有發(fā)生改變，而且剩余各項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他人身心實施傷害后的主觀體驗，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。根據(jù)該二維模型，健康人群的特質性施虐傾向表現(xiàn)為通過對他人身心實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“簡版施虐沖動量表”(O’Meara，2011)的相關系數(shù)顯著低于“直接施虐”與單維度“簡版施虐沖動量表”的相關系數(shù)(p<0.001)，但前二者間存在顯著相關(p<0.001)的事實仍然說明，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。因此，可以認為，相對于SSIS，VAST的一個主要優(yōu)點在于包含了替代性施虐成分。

4.2 施虐特質與沖動性人格的關系

本研究的另一個目的在于考察特質性施虐傾向與沖動性人格的關系，為此在實施“施虐傾向類型量表”測量的同時，收集了被試對“Barratt沖動性人格量表(BIS-11中文版)”的自陳評定數(shù)據(jù)。相關分析的結果發(fā)現(xiàn)，特質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“運動沖動性”維度存在弱的正相關(rs<0.4)，直接施虐與“認知沖動性”為弱的負相關(r<-0.2)。這些結果表明，施虐特質與沖動性特質是兩個獨立的人格維度，特質性施虐傾向不是非理性的沖動性。既往研究發(fā)現(xiàn)，高沖動性個體在受挑釁情況下，引發(fā)較高水平的憤怒情緒，從而導致攻擊性行為(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，高施虐個體在實施傷害性行為后會激發(fā)高水平的愉快情緒(Reidy et al.，2011;Buckels et al.，2013)。換言之，高沖動個體與高施虐個體針對攻擊性行為所產(chǎn)生的情緒體驗有所不同。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性人格的傷害性行為，而可能具有獨特的行為動機和認知機制，即基于沖動性的攻擊行為意在泄憤，而基于施虐特質的攻擊行為則意在取樂，但該推論有待于未來進行系統(tǒng)驗證。

4.3 施虐傾向類型量表的測量學特性

“施虐傾向類型量表”的中文版最終由13個有效項目構成，其中“直接施虐”包含7個項目，“替代性施虐”包含6個項目。兩個分量表和總量表的項目同質性均達到測量學對非認知性自陳測驗的基本要求。量表的項目區(qū)分度以及分量表的相容效度和區(qū)分效度的各項指標均達到理想水平。特別是，通過對VAST評定分數(shù)與用于評定單維度直接施虐特質的SSIS量表的評定分數(shù)的相關分析表明，二者達到中等相關(r=0.524)，說明二者均是對特質性施虐的有效測量。但SSIS評定分數(shù)與VAST直接施虐分數(shù)的相關顯著高于替代性施虐的事實(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獨立的施虐特質的構成成分。

5 結 論

本研究的分析結果表明，VAST中文版的測驗數(shù)據(jù)支持施虐特征由直接施虐和替代性施虐構成的二維假設，且該特質是獨立于沖動性人格的心理特質。