精神病態(tài)對鄭州市某大學學生應對方式的影響

耿耀國 詹婷婷 余潔靜 石麗萍 楊敏齊，2

1鄭州大學教育學院，鄭州，450001；2 鄭州大學馬克思主義學院馬克思主義理論博士后科研流動站, 鄭州,450001

近年來，大學生的心理健康問題受到廣泛關注，自殺已成為健康心理學熱議的話題[1]。據(jù)張健東等人報道，大學生的自殺率為同齡一般人口的2到4倍[2-3]，自殺已成為大學生非正常死亡的主要原因之一[4]。研究表明沖動性人格與自殺態(tài)度呈正相關，具有高沖動人格的個體對自殺持有更加肯定和寬容的態(tài)度[5]。精神病態(tài)是黑暗三聯(lián)征中最具有沖動性的人格特質(zhì)[6]，為此本研究假設精神病態(tài)可以正向預測自殺態(tài)度。此外，薛朝霞等人指出，大學生的沖動人格對其應對方式存在顯著的預測作用，沖動性人格的大學生面對生活事件時往往采用退避、幻想、自責等不成熟型應對方式[7]。本研究通過探討精神病態(tài)、自殺態(tài)度及應對方式三者之間的關系，從而明確個體人格特質(zhì)對應對方式的影響機制，對現(xiàn)實生活中的心理危機干預有一定的理論意義。

1 資料來源與方法

1.1 研究對象

面向鄭州市某大學大一至大四的在校生，采用方便取樣的方法，在該大學圖書館共發(fā)放問卷256份。回收問卷241份，有效問卷234份，問卷有效率91.4%。其中男性108人，女性120人，6人未填寫性別。其中42%的被試為獨生子女。

1.2 研究方法

本研究采用問卷法進行調(diào)查。①自殺態(tài)度問卷(QSA)：自殺態(tài)度問卷共29個項目，共分為四個維度：對自殺行為性質(zhì)的認識(9項)、對自殺者的態(tài)度(10項)、對自殺者家屬的態(tài)度(5項)以及對安樂死的態(tài)度(5項)[8]。問卷采用李克特5級評分，1為完全不贊同，5為完全贊同，計算各維度的均分。量表設置兩個參照值：2.5和3.5。均分≤2.5分為被試者對自殺持肯定、認可、理解和寬容的態(tài)度，2.5<均分<3.5為矛盾或中立態(tài)度，均分≥3. 5認為對自殺持反對、否定、排斥和歧視態(tài)度。本問卷的總分或總均分無特殊意義，各維度應單獨使用，Cronbach′s α為0.672。②特質(zhì)應對方式問卷：特質(zhì)應對方式問卷共有20個項目，分為積極應對和消極應對兩個維度，各維度均有10個項目[9]。問卷采用李克特5級評分，1為完全不同意，5為完全同意。得分越高則對應維度水平就越高，Cronbach′s α為0.721。③萊文森精神病態(tài)自評量表(LSRP)萊文森精神病態(tài)自評量表分為初級精神病態(tài)和次級精神病態(tài)兩個維度[10]。共有26個項目，其中初級精神病態(tài)16項，次級精神病態(tài)10項。量表采用李克特4級評分，1為完全不同意，4為完全同意。分值越高，則精神病態(tài)水平越高，Cronbach′s α為0.869。

1.3 統(tǒng)計學方法

樣本數(shù)據(jù)采用SPSS 21.0進行相關、T檢驗、回歸分析等方法，運用PROCESS程序檢驗中介效應，并采用AMOS 21.0對模型擬合度進行檢驗。

由于本研究采用自評量表收集數(shù)據(jù)，可能會導致共同方法偏差。為控制該效應，采用 Harman 單因素檢驗對所有題項進行分析，發(fā)現(xiàn)共有兩個因子特征值大于1，第一個因子解釋的變異量為 25.86%，小于標準 40%，說明本研究數(shù)據(jù)不存在共同方法偏差。

2 結果

2.1 變量間的相關矩陣

由表1可知，消極應對與對自殺者家屬的態(tài)度、精神病態(tài)總分、初級精神病態(tài)、次級精神病態(tài)之間兩兩相關；對自殺行為性質(zhì)、自殺者、安樂死的態(tài)度兩兩相關；對自殺者、自殺者家屬的態(tài)度與精神病態(tài)總分、初級精神病態(tài)、次級精神病態(tài)兩兩相關；消極應對與對自殺行為性質(zhì)的態(tài)度相關顯著。積極應對與任何一個變量都不相關。此外，在自殺態(tài)度的四個維度中，對自殺行為性質(zhì)的態(tài)度得分最高，對自殺者家屬態(tài)度的得分最低。

表1 變量間的相關矩陣(N=234)

注：**P在0.01 水平(雙側)上顯著相關。*P在 0.05 水平(雙側)上顯著相關。

2.2 中介作用檢驗

表2 變量關系的回歸分析(N=234)

使用SPSS的process組件分析對自殺者的態(tài)度和對自殺行為性質(zhì)的態(tài)度的中介作用，結果表明(表2)：精神病態(tài)總分能顯著正向預測對自殺者的態(tài)度和消極應對；當精神病態(tài)總分和對自殺者的態(tài)度同時預測對自殺行為性質(zhì)的態(tài)度時，對自殺者的態(tài)度的正向預測作用顯著，而精神病態(tài)總分對自殺行為的態(tài)度的負向預測顯著；當精神病態(tài)總分、對自殺者的態(tài)度和對自殺行為性質(zhì)的態(tài)度同時進入回歸方程時，精神病態(tài)總分正向預測消極應對，對自殺行為性質(zhì)的態(tài)度負向預測消極應對，而對自殺者態(tài)度的預測作用不顯著。這表明在精神病態(tài)總分對消極應對的影響中，對自殺者的態(tài)度和對自殺行為性質(zhì)的態(tài)度的中介作用顯著。

圖1的AMOS結果顯示，模型χ2=1.097，df=2,χ2/df=0.548,CFI=1.000，NFI=0.991，RMSEA=0.000,絕對擬合指數(shù) RMSEA不大于 0.08，相對擬合指數(shù)CFI等均不小于 0.95，表示模型擬合良好。

圖1 自殺者與自殺行為性質(zhì)的鏈式中介模型圖

3 討論

3.1 精神病態(tài)對消極應對方式具有正向預測作用

Ashley等人[11]通過將精神病態(tài)分為冷酷無情、人際操縱、不穩(wěn)定的生活方式及反社會行為四個維度來研究精神病態(tài)與風險感知、冒險行為。結果顯示，不穩(wěn)定的生活方式和道德、經(jīng)濟、健康等各個領域的冒險行為顯著正相關，且精神病態(tài)與道德領域的冒險行為最具有一致性。在本研究中，精神病態(tài)可以正向預測消極應對方式，即高精神病態(tài)個體在面對生活事件時往往傾向于消極應對方式，如否認、退行等，在面對應激事件常采取破壞性的應對策略，這一點與前人研究一致。

3.2 精神病態(tài)正向預測對自殺者的態(tài)度

精神病態(tài)可以正向預測對自殺者的態(tài)度，即精神病態(tài)得分越高的個體在對自殺者態(tài)度上的得分越高。自殺態(tài)度問卷得分低代表對自殺相關因素的理解、認同和寬容，得分高代表對自殺相關因素的排斥、否認和拒絕，也就是說，高精神病態(tài)的個體對自殺者的態(tài)度持有排斥、否認的態(tài)度，這與前人研究相符[12]。與馬基雅維里主義相同，高精神病態(tài)的個體不善于移情，對身邊發(fā)生的事情情感卷入較低，對他人漠不關心。也有研究證明精神病態(tài)與述情障礙、共情相關缺陷存在正相關[13]。共情能力的低下使得高精神病態(tài)個體無法做到同情自殺者，因此表現(xiàn)出對自殺者的排斥、不理解。

3.3 精神病態(tài)負向預測對自殺行為性質(zhì)的態(tài)度

精神病態(tài)對自殺行為性質(zhì)起負向預測作用，這與以往研究是一致的。精神病態(tài)具有高風險性、高沖動性，他們更樂于從事冒險行為，做事情也不計后果[14]。因此在面對負性應激事件時，高精神病態(tài)的個體會更容易選擇自傷，甚至于自殺等不成熟的、消極的應對方式。

3.4 對自殺者的態(tài)度正向預測對自殺行為性質(zhì)的態(tài)度

對自殺者的態(tài)度可以正向預測對自殺行為性質(zhì)的態(tài)度，這一點和日常生活的認知保持一致。個體對自殺者越排斥，做出自殺行為的可能性就越小。此外，對自殺行為性質(zhì)的態(tài)度負向預測消極應對方式，對此的解釋是當個體認同自殺這一行為時，即自殺態(tài)度得分較低時，個體容易產(chǎn)生自殺意念，進而又會促使個體做出自殺行為，即選擇消極的應對方式[15]。

綜上所述，大學生的心理健康教育應當受到廣泛重視。本研究樣本量較少，今后的研究可以考慮擴大樣本容量，并加入一些新的變量，如父母教養(yǎng)方式、家庭親密度等以豐富研究。此外，精神病態(tài)作為黑暗三聯(lián)征的重要組成部分，其他兩個黑暗人格特質(zhì)(馬基雅維里主義、自戀)是否可以顯著預測自殺態(tài)度及應對方式值得研究。