感知不平等和“黑暗三聯(lián)征”：生命史策略的中介作用

佘皓君

（武漢大學(xué) 發(fā)展與教育心理研究所，湖北 武漢 430000）

一、前言

童年期不良經(jīng)歷會影響個(gè)體身心發(fā)展，F(xiàn)elliti 博士率先提出“童年期的不良經(jīng)歷”并進(jìn)行了回顧性研究——ACEs 研究[1]（857），發(fā)現(xiàn)童年期不良經(jīng)歷對生命后期的軀體健康、心理健康、行為不良和其他健康問題有重大影響[2]（180），因此童年不良經(jīng)歷已經(jīng)成為一個(gè)重要的心理衛(wèi)生問題。 而且，童年期產(chǎn)生的不良經(jīng)歷會對大腦的結(jié)構(gòu)和功能產(chǎn)生不可逆轉(zhuǎn)的影響[2]（175），甚至產(chǎn)生人格障礙[3]（1854）。 童年期感知不平等則是建立在童年期不良經(jīng)歷的基礎(chǔ)上的，Pickett 和Wilkinson 曾指出可以把感知不平等作為精神痛苦的因果預(yù)測因素[4]（317）。 現(xiàn)代社會心理學(xué)奠基人勒溫的“心理場理論”強(qiáng)調(diào)了個(gè)體所處的環(huán)境對個(gè)體心理的影響，個(gè)體感知不平等往往是進(jìn)行社會比較的結(jié)果，而不是絕對的劣勢導(dǎo)致的。 童年期感知不平等分為兩個(gè)維度——感知家庭社會資本和相對剝奪感，感知家庭社會資本測量了整體的穩(wěn)定性和資源占有量，相對剝奪感從具體的項(xiàng)目在社區(qū)和全國范圍內(nèi)直觀地進(jìn)行比較從而感知不公平[5]（400）。已有研究發(fā)現(xiàn)，相對剝奪感高的個(gè)體更容易沖動、憤世嫉俗，較多參與罷工和示威等集群活動。 生命史策略中的“快策略”的個(gè)體較容易發(fā)生這種行為特征。 國內(nèi)在研究相對剝奪感方面多采用由馬皚教授編制的相對剝奪感問卷，通過測量個(gè)體在與參照群體進(jìn)行比較時(shí)產(chǎn)生的主觀體驗(yàn)來衡量個(gè)體的相對剝奪感[6]（380）[7]（85）。 相比較 而言，童年期 感知不平等 量表從具體的條目更能清晰詳細(xì)地使被試感知自己的感受。

生命史理論常用來描述個(gè)體在能量分配中對不同生活任務(wù)的權(quán)衡，與生育史特征（如生育能力和父母投資）呈負(fù)相關(guān)[8]（601）。Rushton 等人指出遺傳學(xué)和早期社會生態(tài)因素可能會導(dǎo)致生命史策略中的個(gè)體差異[9]（442）。一般來說，能量分配的具體方式取決于環(huán)境的嚴(yán)酷性和不可預(yù)測性，當(dāng)環(huán)境傾向于不可預(yù)測和更為艱辛的時(shí)候，高死亡率風(fēng)險(xiǎn)會使得個(gè)體選擇快速生命史策略，比如性早熟短期交配策略，即以生育較多的孩子并且對其進(jìn)行較少的親代投資來提高后代的存活率；而當(dāng)環(huán)境較為穩(wěn)定，個(gè)體傾向于選擇慢速生命史策略，其使用豐富的資源來選擇穩(wěn)定長期的配偶， 并且重視親代投資等。Brumbach 等人認(rèn)為生命史理論可以預(yù)測人格特質(zhì)，個(gè)體會以適應(yīng)兒童期的穩(wěn)定或艱辛的社會條件的方式來解決適應(yīng)性任務(wù)[11]（35）。所以本研究假設(shè)，當(dāng)個(gè)體在童年期感受不平等較多時(shí)，使其形成一種快速生命史策略，追求短期收益，沖動、無秩序等；當(dāng)個(gè)體在童年期感受不平等較少，其認(rèn)為家庭社會資本較他人更充裕，剝奪感較輕時(shí)，個(gè)體傾向于選擇一種慢速生命史策略，指向長期思維、穩(wěn)定的社會支持等心理特征。

黑暗三聯(lián)征是一種對人格的陰暗面的概括， 由Paulhus和Williams 提出的馬基雅維利主義、精神病態(tài)和自戀組成[12]（558）。黑暗三聯(lián)征的三種特質(zhì)通常會因?yàn)椴涣际录慕换プ饔枚a(chǎn)生較低的生活滿意感[13]（7）。 具有馬氏傾向的個(gè)體常常對社會抱有不滿，憤世嫉俗，不擇手段，缺乏道德和羞恥心[14]（401）。精神病態(tài)是一種反映反社會傾向的人格結(jié)構(gòu)，主要表現(xiàn)在情感、人際關(guān)系和反社會的生活方式上[15]（658），高精神病態(tài)的個(gè)體往往以自我為中心，他們喜歡沖動刺激，缺乏共情，容易對他人做出欺騙行為等[16]（794）。 Freud 將自戀視為一種人格障礙，其主要特征是優(yōu)越感、自負(fù)、愛慕虛榮和尋求關(guān)注。 前人研究證明馬氏特征受到環(huán)境影響較大，其善于操縱和耍心機(jī)等特征是通過社會學(xué)習(xí)得來的，因此在個(gè)體成長過程中，童年期感知的不平等經(jīng)歷對其馬氏特征的形成應(yīng)該會產(chǎn)生較強(qiáng)烈的影響，童年期感知?jiǎng)儕Z越多、感知家庭社會資本越少越容易形成憤世嫉俗、冷酷無情的特質(zhì)。 而且，國外學(xué)者用長達(dá)四十年的追蹤研究考察了童年期（8-10 歲）的風(fēng)險(xiǎn)因子對成年期的精神病態(tài)癥狀的預(yù)測，結(jié)果發(fā)現(xiàn)家庭環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因子的預(yù)測度較高[17]（798），比如產(chǎn)前風(fēng)險(xiǎn)因子、破碎家庭、不安全的親子依戀、不良的教養(yǎng)方式、童年虐待、家庭暴力和父母的低共情能力等[18]（1258）。 同時(shí)，由于自戀個(gè)體在行為上也多是過度地愛護(hù)自己，認(rèn)為自己很重要，所以在交配策略上更傾向于一夜情或互惠關(guān)系，即“快速生命史策略”[19]（181）。并且，通過遺傳學(xué)視角對自戀進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)公共環(huán)境（家庭背景、教育、伙伴關(guān)系等）對自戀特質(zhì)的形成有重要作用[20]（448）[21]（160）[22]（1253）。

綜上所述，本研究認(rèn)為：童年期感知不平等對個(gè)體的生命史策略的選擇具有重要的影響，也會使得個(gè)體形成黑暗人格特質(zhì)，鑒于前人研究認(rèn)為生命史策略可能在其中起到中介作用[23]（10）。但是由于Jonason 等人認(rèn)為黑暗三聯(lián)征三個(gè)維度的特征差異可能會有不同的發(fā)現(xiàn)[24]（3），所以本研究將黑暗三聯(lián)征分成馬氏、精神病態(tài)和自戀三個(gè)維度進(jìn)行中介效應(yīng)分析。

二 研究方法

（一）被試

鄭州市某高校總計(jì)300 名大學(xué)生參與本次研究，采用隨機(jī)抽樣，刪除作答不完整問卷后共收集有效樣本286 人。 其中男性被試134 人（46.9%），女性被試152 人（53.1%）。 有效被試年齡在18-25 歲之間，平均年齡為20.61 ± 1.26 歲。

（二）工具

1. 童年期感知不平等量表[5]（403）是由英國利物浦大學(xué)Sophie Wickham 提出并編制的，通過回顧性指標(biāo)校驗(yàn)個(gè)體的剝奪指數(shù)，其得分越高表示感知?jiǎng)儕Z程度越強(qiáng)烈。 本量表包含16 項(xiàng)條目，題目采取5 點(diǎn)計(jì)分，從非常差/少（幾乎沒有）到非常好/多。 在本研究中， 總量表及各分量表的Cronbach's ɑ系數(shù)分別為0.91、0.77、0.89。 童年期感知不平等量表由原作者授權(quán)修訂。 修訂時(shí)先將原量表翻譯成中文，再進(jìn)行審核修改，然后請外語專業(yè)的相關(guān)人員回譯成英文，經(jīng)檢驗(yàn)證明與原文無明顯差異后投入使用。

2. Mini-k 是一個(gè)20 個(gè)項(xiàng)目的小量表，是Figueredo 等人測量the Arizona Life History Battery 所包含的某些領(lǐng)域而編制的[25]（258）。 本研 究采用陳斌 斌 于2017 年的修訂版[26]（3），這 些領(lǐng)域包括家庭社會聯(lián)系和支持、 朋友的社會聯(lián)系和支持、利他主義、母親/父親關(guān)系質(zhì)量、洞察、規(guī)劃和控制、意圖和不忠及宗教信仰[27]（3）。 量表采用7 點(diǎn)計(jì)分，從“強(qiáng)烈不同意（1）”到“強(qiáng)烈同意（7）”。 分?jǐn)?shù)高為選擇慢速生命史策略，分?jǐn)?shù)低為選擇快速生命史策略。 本研究結(jié)合大學(xué)生實(shí)際，將原量表中的“積極參與宗教活動”改為“常常參與自己所在社區(qū)的活動”。該量表在本研究中的Cronbach's ɑ 系 數(shù)為0.86。

3. 由Jonason 和Webster 開發(fā)的黑暗三聯(lián)征量表（DD）經(jīng)由耿耀國和孫博群等國內(nèi)學(xué)者翻譯為中文版后進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明該量表對于中國被試來說能夠較好地適用，量表有12個(gè)條目，每四個(gè)條目分別對應(yīng)馬基雅維利主義、精神病態(tài)和自戀三個(gè)維度[28]（249）。 量表采用7 點(diǎn)計(jì)分，從“完全不同意”到“完全同意”，計(jì)算各因子分，分?jǐn)?shù)越高則代表具備某種黑暗特質(zhì)的程度越高。 在本研究中，總量表的Cronbach's ɑ 系 數(shù) 為0.78，三個(gè)子維度的Cronbach's ɑ 系數(shù)分別為為0.81、0.64 和0.82。

（二）施測和數(shù)據(jù)處理

本研究獲得學(xué)生自己的知情同意且告知學(xué)生調(diào)查的目的及保密原則。 采用SPSS21.0 對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。 采用偏差矯正的百分位Bootstrap 法， 使用Hayes 編制的SPSS 宏程序進(jìn)行 中 介 效 應(yīng) 檢 驗(yàn)[29]（107）。

（三）共同方法偏差的檢驗(yàn)

對數(shù)據(jù)進(jìn)行了Harman 單因子檢驗(yàn)。 未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析結(jié)果表明共有12 個(gè)因子的特征值大于1，但是第一個(gè)因子解釋的變異量只有18.82%，均小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，因此說明本研究不存在明顯的共同方法偏差。

三、結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

1. 考察居住地因素對各個(gè)變量的影響，進(jìn)行單因素方差分析。 由表1 可知，童年期感知不平等存在地區(qū)差異顯著（p＜0.001）， 這說明居住地對個(gè)體童年期感知不平等具有顯著影響。 但對馬氏、精神病態(tài)、自戀和生命史策略的地區(qū)差異分析不具備顯著性，則說明個(gè)體的黑暗三聯(lián)征（馬氏、精神病態(tài)、自戀）和生命史策略不存在顯著的地區(qū)差異，可以忽略地區(qū)對四者的影響。

表1 各變量地區(qū)差異的方差分析

2. 各變量的相關(guān)分析。 本研究用來測量黑暗人格的量表包含3 個(gè)因子，將這3 個(gè)因子與童年期感知不平等、生命史策略進(jìn)行Pearson 相關(guān)分析，結(jié)果如表2 所示。

表2 各變量之間的Pearson 相關(guān)分析

由表2 可知，生命史策略與馬氏、精神病態(tài)呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)（p ＜0.01），與自戀呈現(xiàn)正相關(guān)（p ＜0.01），童年期感知不平等與生命史策略呈現(xiàn)顯著正相關(guān)（p ＜0.01）。 童年期感知不平等和馬氏（p ＜0.05）、精神病態(tài)顯著負(fù)相關(guān)（p ＜0.01），并且與精神病態(tài)的負(fù)相關(guān)程度顯著高于馬氏； 但是童年期感知不平等與自戀呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)， 但相關(guān)性不顯著 （p ＞0.05）。

（二）變量間的中介效應(yīng)

1. 首先檢驗(yàn)生命史策略的中介作用， 結(jié)果如表3 所示：童年期感知不平等能顯著正向預(yù)測生命史策略 （β = 0.32，p＜0.001）； 童年期感知不平等不能夠顯著負(fù)向預(yù)測個(gè)體的馬氏特征（β = -0.06，p ＞0.05），而生命史策略也能夠顯著負(fù)向預(yù)測個(gè)體的馬氏特征（β = -0.21，p ＜0.01）。 此外，表4 表明生命史策略在童年期感知不平等對馬氏的影響中起完全中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的51.70%。

表3 生命史策略中介效應(yīng)的回歸分析

表4 生命史策略在童年期感知不平等與馬氏間的中介效應(yīng)分析

2. 檢驗(yàn)生命史策略在童年期感知不平等與精神病態(tài)之間的中介效應(yīng)，結(jié)果如表5 所示：童年期感知不平等未顯著負(fù)向預(yù)測個(gè)體的精神病態(tài)特征（β = -0.05，p ＞0.05），但生命史策略能夠顯著地負(fù)向預(yù)測個(gè)體的精神病態(tài)特征（β = -0.3，p ＜0.001）。 此外，表6 表明生命史策略在童年期感知不平等對精神病態(tài)的影響中起完全中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的71.21%。

表5 生命史策略中介效應(yīng)的回歸分析

表6 生命史策略在童年期感知不平等與精神病態(tài)間的中介效應(yīng)分析

3. 檢驗(yàn)生命史策略在童年期感知不平等與自戀之間的中介效應(yīng)，結(jié)果如表7 所示童年期感知不平等能夠顯著負(fù)向預(yù)測個(gè)體的自戀特征（β = -0.14，p ＜0.05），但生命史策略能夠顯著正向預(yù)測個(gè)體的自戀特征（β = 0.20，p ＜0.01）。 由于童年期感知不平等對自戀的直接效應(yīng)顯著（p ＜0.05），即生命史策略在童年期感知不平等對自戀的影響中起部分中介作用。 與童年期感知不平等或生命史策略來預(yù)測自戀的兩種模型相比，當(dāng)童年期感知不平等和生命史策略被包括在模型中作為預(yù)測變量時(shí)，系數(shù)發(fā)生改變[30]（736）。 具體而言，當(dāng)童年期感知不平等直接預(yù)測自戀時(shí)，其產(chǎn)生的影響是不顯著的（r =-0.076），然而，當(dāng)童年期感知不平等和生命史策略同時(shí)用于預(yù)測自戀時(shí)， 童年期感知不平等對自戀的影響顯著 （β = -0.14，p ＜0.05）。同時(shí)，當(dāng)生命史策略單獨(dú)預(yù)測自戀時(shí)，標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)（r = 0.154，p ＜0.01）。然而，當(dāng)童年期感知不平等被包括在模型中時(shí)，生命史策略對自戀的影響也變得更強(qiáng)（β=0.20，p ＜0.01）。 這些研究結(jié)果表明，童年期感知不平等、生命史策略和自戀之間存在著顯著的抑制效應(yīng)[31]（140）。

表7 生命史策略中介效應(yīng)的回歸分析

四、討論

（一）地區(qū)差異及原因

本研究發(fā)現(xiàn)，童年期感知不平等的地區(qū)差異顯著，這可能是由于城鎮(zhèn)感知家庭社會資本較多， 因此相對剝奪感較低；農(nóng)村感知家庭社會資本較少，因此相對剝奪感較強(qiáng)烈；而鄉(xiāng)鎮(zhèn)的家庭社會資本位于二者之間， 因此感知相對剝奪居中。 這也許會受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的影響，居住在城鎮(zhèn)的個(gè)體其童年期生活水平及掌握的資源財(cái)富和同齡人相比相對比較好； 而生活在農(nóng)村的個(gè)體由于家庭經(jīng)濟(jì)水平較差，其生活用品更傾向于二手的，父母迫于生活壓力較少地參與其學(xué)習(xí)和生活，所以剝奪感程度最高，這與葉一舵、熊猛的研究結(jié)果相似[32]（41）。而黑暗人格和生命史策略的地區(qū)差異不顯著，這說明四者受到生活水平等各方面資源財(cái)富差異影響不大。

（二）相關(guān)分析

首先， 生命史策略與馬氏和精神病態(tài)呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，這說明快速生命史策略的個(gè)體容易產(chǎn)生馬氏和精神病態(tài)傾向，這可能是因?yàn)閾碛锌焖偕凡呗缘膫€(gè)體在生活資源方面比較匱乏，玩弄手段以保障自己的生活；他們追求短期擇偶策略，缺乏社會支持，在人際交往中以冷酷無情的面貌來保護(hù)自己，形成馬氏和精神病態(tài)的人格特質(zhì)。 而擁有慢速生命史策略的個(gè)體認(rèn)為自己擁有較多的社會支持， 產(chǎn)生優(yōu)越感，在與人交往中表現(xiàn)出和善，更傾向于發(fā)展出自戀特征。 當(dāng)然， 這也有可能是由于DD 可能測量出了自戀的社會適應(yīng)良好的特征。 此外，由于感知家庭社會資本少，在比較中產(chǎn)生的剝奪感較多，時(shí)常抱怨社會不公，企圖通過耍弄權(quán)術(shù)來爭取資源，更傾向于發(fā)展出馬氏、精神病態(tài)特征。 同時(shí)為追求名譽(yù)地位，他們更可能在有限的機(jī)會中表現(xiàn)自己，自我吹捧，因而發(fā)展出自戀特質(zhì)。 生命史策略與童年期感知不平等呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，這是由于感知家庭社會資本較富足，個(gè)體產(chǎn)生的剝奪感較低，生活安逸舒適，因而在成長過程中傾向于慢速生命史策略。

（三）中介效應(yīng)

由結(jié)果可知，生命史策略對于童年期感知?jiǎng)儕Z較多的個(gè)體形成馬氏特質(zhì)時(shí)架構(gòu)了橋梁。 童年期感知不平等較多的個(gè)體之所以容易產(chǎn)生馬氏特質(zhì)，主要是其在成長過程中選擇了快速生命史策略，而童年期感知不平等較少的個(gè)體在成長過程中會采取慢速生命史策略， 因而也較少地展現(xiàn)出馬氏特征。 也就是說，個(gè)體在童年期受到的相對剝奪會使其在成長過程中支持感低， 盡可能地想要利用一切資源保護(hù)自己，發(fā)展自我，他們采取快速生命史策略追求利益最大化，通過操縱玩弄他人和權(quán)術(shù)在最短時(shí)間內(nèi)達(dá)到目標(biāo)，在這個(gè)過程中又要保持理性和淡定，久而久之就發(fā)展出馬氏特質(zhì)。 如果他們沒有達(dá)到自己的目標(biāo)， 就會更加覺得社會不公正，怨聲載道，憤世嫉俗。

同時(shí)，生命史策略對于童年期感知?jiǎng)儕Z較多的個(gè)體形成精神病態(tài)特質(zhì)時(shí)架構(gòu)了橋梁。 也就是說，童年期受剝奪較強(qiáng)烈的個(gè)體發(fā)展成精神病態(tài)特質(zhì)是由于他們選擇了快速生命史策略。 由于個(gè)體認(rèn)為其處于競爭劣勢，其更可能會通過冒險(xiǎn)、沖動、自傷等行為來滿足自己的需要，Jessie E.Hurst 等人在研究中發(fā)現(xiàn)，選擇快速生命史策略的個(gè)體表現(xiàn)出更多的精神病理學(xué)癥狀[33]（5），Bin-Bin Chen 等人也發(fā)現(xiàn)快速生命史策略與神經(jīng)質(zhì)有較高的相關(guān)性[34]（216）。 因此高精神病態(tài)在童年期可能受到更多不公的待遇，其沖動、反社會表現(xiàn)是在進(jìn)化中為了生存而形成的。

但是，生命史策略在童年期感知不平等對自戀的影響中起著部分中介作用， 但該中介效應(yīng)的總效應(yīng)不顯著 （p ＞0.05）[29]（108）。在模型中，包含生命史策略之前，童年期感知不平等和自戀之間的關(guān)系并不顯著。 然而，在將生命史策略作為模型中的另一個(gè)預(yù)測因素后，童年期感知不平等和自戀有顯著的正相關(guān)。 抑制效應(yīng)表明，當(dāng)生命史策略部分消除了童年期感知不平等與自戀之間的聯(lián)系的誤差方差時(shí)，童年期感知不平等的預(yù)測值增加，反之亦然。 因此，兩個(gè)預(yù)測變量之間的共同方差可能隱藏自戀與童年期感知不平等和生命史策略之間的相關(guān)程度。 由于生命史策略掩蓋了童年期感知不平等對自戀的建設(shè)性貢獻(xiàn)，因此排除生命史策略的方法似乎更為必要。 而且，由于童年期感知不平等對自戀的直接影響較大，生命史策略起到的中介作用較小，或者說可能存在另一條間接效應(yīng)量近似相等但是作用方向相反的中介路徑還未發(fā)現(xiàn)，所以總的中介效應(yīng)不顯著。

五、結(jié)論與研究展望

（一）結(jié)論

本文探究了童年期感知不平等和生命史策略、黑暗三聯(lián)征之間的關(guān)系，并探討了三個(gè)變量的地區(qū)差異，檢驗(yàn)生命史策略在童年期感知不平等和黑暗三聯(lián)征之間的關(guān)系中起到的中介作用，得出以下結(jié)論。

居住地的不同對個(gè)體童年期感知不平等有影響，存在著城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)和農(nóng)村三者的地區(qū)差異，可能是資本差異，也有可能存在一種主觀上的比較（成年期后視野拓展后不自覺地與童年期的經(jīng)歷進(jìn)行了比較從而帶有一種不平等體驗(yàn)）。 個(gè)體童年期的不平等經(jīng)歷會使得個(gè)體在進(jìn)化過程中選擇快速生命史策略， 這也會使得個(gè)體發(fā)展出馬氏和精神病態(tài)傾向，無論是對個(gè)體還是對社會發(fā)展來說都是有害而無益的。 而且，個(gè)體的生命史策略在童年期感知不平等對自戀的影響中產(chǎn)生抑制效應(yīng)。 因此，加強(qiáng)兒童教育和心理干預(yù)，以及提供健全的社會支持保障等尤為重要。

（二）不足和展望

首先，本研究中童年期感知不平等量表是一個(gè)回顧式的自我報(bào)告評定量表，可能會受到個(gè)體成年期主觀對比感受的影響；另外，居住地差異表明，童年期感知不平等還會受到家庭或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，所以未來可以采取縱向追蹤研究來更好地減少主觀感受帶來的偏差；其次，本研究采取橫向數(shù)據(jù)表明生命史策略在童年期感知不平等對自戀的影響出現(xiàn)了抑制效應(yīng)，所以本研究作者更關(guān)注在縱向數(shù)據(jù)中是否會出現(xiàn)抑制效應(yīng)，因此需要更加深入地探討童年期感知不平等、生命史策略和馬氏之間的關(guān)系，或采用NPD 或NPI量表來研究自戀，或閱讀更多的論文來檢驗(yàn)是否存在其他的中介因素（如父母教養(yǎng)方式等）。 最后，本研究是從鄭州某高校進(jìn)行取樣，其結(jié)果難以推廣到更廣泛的地區(qū)和人群，因此未來需要考慮如個(gè)體的受教育情況、個(gè)體的心理韌性等因素是否也會對結(jié)果產(chǎn)生影響。