施虐人格的心理结构及其与冲动性人格的关系*

2018-09-11

应用心理学 2018年3期

(宁波大学心理学系暨研究所，宁波 315211)

1 引言

施虐(sadism)行为是个体对他人身体、性或心理上的伤害，该类行为不仅具有攻击性，而且可给施虐者带来愉悦体验(Davies & O’Meara，2007;Reidy，Zeichner，&Seibert，2011;Buckels，Jones，& Paulhus 2013)。施虐行为不是偶发性行为，而是具有跨时间和跨对象的一致性(Magnusson，1977)，因而是一种稳定的行为特质。既往研究发现，施虐行为涉及各种不同类型的反社会行为，诸如校园霸凌(Twemlow & Sacco，2013)、虐童行为(Buckels，2012)、性虐待(Holt，Meloy，& Strack，1999;Nell，2006;Fedoroff，2008;Reidy et al.，2011)等等，可给他人生理和心理带来巨大伤害。

早期研究发现，施虐行为多见于临床心理疾病患者(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)，因而被美国精神疾病诊断手册(DSM-III-R，American Psychiatric Association，1987)界定为一种施虐人格障碍(sadistic personality disorder)，其症状主要表现为用残酷的、侮辱性的、攻击性的行为来控制和虐待他人，是一种持久的适应不良的行为模式(Millon，Grossman，Millon，Meagher，& Ramnath，2004)。然而，后续的研究显示，在正常群体中也存在着不同程度的施虐倾向。例如，有研究者(O’Meara，Davies，& Hammond，2004)通过对407名爱尔兰大学生自陈式报告数据的分析发现，其中6.9%大学生报告有较严重的施虐倾向，即认为自己存在施虐症状。也有研究(Chabrol，Van Leeuwen，Rodgers，& Séjourné，2009)发现，高中生存在不同程度的施虐倾向，且该倾向可预测男生的反社会行为。近期，Reidy等人(2011)要求大学生被试首先观看暴力图片，随后完成词汇判断任务，结果发现，相对于“伤心”、“愤怒”、“恐惧”和“厌恶”等情绪性词语，被试对诸如“快乐”和“愉悦”等正性词语的判断速度更快，且该反应时差异量能有效预测被试的主动攻击行为(unprovoked aggression)，亦即对“快乐”和“愉悦”等正性词语的判断速度越快，被试在未受到激惹的情况下实施的故意且有目的的攻击行为的可能性越大。由于高施虐人群试图从暴力行为中获得快感体验，因此研究者认为暴力图片对“快乐、愉悦”类词语判断的易化作用，可被认为是衡量施虐倾向的行为指标。据此，Reidy等人(2011)认为，即使健康人群也存在一定程度的施虐倾向。此外，Buckels等人(2013)的研究也发现，高施虐特质的被试更倾向于选择执行诸如“虐杀虫子”等相对残忍的任务，且在完成任务后体验到的愉悦感也较高，他们甚至为攻击他人宁愿付出更高的成本。

基于上述研究，有研究者认为，施虐行为不仅仅存在于临床精神疾病以及特殊的犯罪个体中，正常人也有不同程度的施虐倾向，因而是一种人格特质，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)将施虐特质和马基雅维里主义特质(Machiavellianism：为达成个体目的，不惜违反常规道德，不择手段操纵他人行为的倾向)、自恋特质(Narcissism：自我中心、爱慕虚荣、自我吹嘘、高支配性、优越感、傲慢无礼和自以为是倾向)以及精神病态(Psychopathy：高冲动性，高感觉寻求，低共情和低焦虑倾向)合称为“黑暗四人格”(Dark Tetrad)，用以描述正常人内心世界中相对消极的人格特征。

如果施虐倾向是一种普遍的人格特质，那么以往用于甄别施虐症的临床诊断量表(如：Millon临床多轴问卷，Millon，Millon，Davis，& Grossman，2009；施虐者态度和行为量表，Davies & Hand，2003等)便不适用于测量正常人群的施虐特质。据此，O’Meara(2011)参考Davies和Hand(2003)编制的用于临床诊断的“施虐者态度和行为量表”(Sadistic Attitudes and Behaviors Scale，SABS)，以大学生为对象，开发了适用于正常人群的单维度“简版施虐冲动量表”(Short Sadistic Impulse Scale，SSIS)，该量表包含10个“是/否”自陈评定项目。然而，有研究者对SSIS的外部效度提出质疑(Buckels，2012)，认为：(1)SSIS的项目内容主要指向由愤怒引发的伤害性攻击行为，而该类行为并不限于高施虐特质人群，也出现于非施虐特质人群，如精神病态人群也会在受到挑衅之后攻击他人(Jones & Paulus，2010)；(2)SSIS所描述的事件主要是直接伤害他人的行为，而施虐者的愉悦体验也可通过诸如观看他人的施虐行为而获得满足，因此施虐特质可能也包括间接的替代性施虐倾向。

与基于施虐特质的单维观编制的SSIS不同，“施虐倾向类型量表”(Varieties of Sadistic Tendencies，VAST)是Paulhus等人(Paulhus，Jones，Dutton，& Klonsky，2011)基于施虐特质的二维结构观点，在吸收SSIS的部分测验项目，并补充若干反映替代性施虐倾向的测验项目的基础上形成的。他们认为，施虐者的愉悦体验不仅源于直接施虐(Direct Sadism，即对他人直接施加身体或心理上的伤害行为)，也可源于间接的或替代性施虐(Vicarious Sadism，即观看他人实施施虐行为，如观看拳击比赛或恐怖杀人电影等)；施虐者的施虐行为如果遇阻，倾向于以替代性施虐行为来维持或获得愉悦感。基于施虐特质的二维结构观编制的VAST包括16项5点自陈评定项目，分别用于测量直接施虐和替代施虐。目前该量表已被用于有关健康人群施虐行为的相关研究(Buckels et al.，2013)。然而，由于VAST是基于SSIS发展而来的，其部分项目(如，直接施虐项目“我喜欢伤害他人身体”；替代施虐项目“我喜欢看到他人受苦的样子”)直接取自SSIS，因此有必要考察VAST的结构成分是否与施虐特质的二维假设相一致，但迄今为止尚未有研究直接探讨VAST对施虐特质二维假设的有效性和合理性。

此外，就临床观察而言，施虐人格和冲动性人格均可引发个体的攻击行为，并均可导致对受害者的攻击行为和伤害性后果(Paulhus，et al.，2011;Buckels et al.，2013;Steinberg，Sharp，Stanford，& Tharp，2013)，因而在人际行为评价中容易将施虐特质与冲动性特质相混淆。那么，施虐人格与冲动性人格间是什么关系？就该问题探讨对于深入理解基于施虐人格的攻击行为，与基于冲动性人格的攻击行为的内在机制具有重要意义，但迄今为止尚未有文献对此问题进行系统探讨。

基于上述分析，本研究以中国文化背景中的大学生为样本，采用修订后的VAST、SSIS和Barratt冲动性人格量表(BIS-11中文版)，考察了施虐特质的结构特征及其与冲动性人格的关系。

2 方法与程序

2.1 被试

采用随机抽样的方法，从宁波大学本科一至三年级抽取550名学生作为被试，回收536份。此后剔除漏答、未认真作答的问卷51份，剩余有效样本为485份(有效率为90.5%)。根据本研究的目的和统计分析的要求，将有效样本随机分成A、B两个子样本，其中样本A由247人构成(男生132人，女生115人)，主要用于对VAST的项目质量分析和筛选；样本B由238人构成(男生139人，女生99人)，主要用于对VAST结构特征的验证性因素分析。其余统计指标均基于总样本的测量数据获得。

2.2 测量

2.2.1 施虐倾向类型量表(VAST)

VAST英文版包括两个分量表16个项目，其中“直接施虐”分量表由9个项目(如，“我喜欢伤害他人身体”)构成，“替代性施虐”分量表由7个项目(如，“在玩电子游戏时，我喜欢逼真的血喷场景”)构成。所有项目均采用从“1”(非常不同意)到“5”(非常同意)的五点量表计分(其中4个项目为反向计分项目)。“直接施虐”、“替代性施虐”以及总量表的分数以项目均值表示，分数越高，表示施虐倾向越高。为消除被试的反应定式，英文原量表插入11个与施虐行为无关的填充项目。基于四个独立样本获得量表英文版项目同质性系数分别为：0.77≤α直接施虐≤0.83，0.81≤α替代性施虐≤0.84和0.85≤α总量表≤0.92(Paulhus & Jones，2015)。

本研究中，首先由3位心理学研究人员分别独立将全部量表的27个项目(含填充项目)逐句翻译成中文，并经集体讨论后形成中译本初稿；然后，请2位留学归国心理学专家参照量表英文版本对译文的合适性与准确性逐一进行核查，对存在异议的项目通过集体讨论予以确认；同时，在保持原项目语义不变的前提下，对中文译本个别项目的个别词句或表达形式作了改动，以尽可能符合汉语的表达习惯，形成译文审校稿；最后，为确保该量表的英文版本与中文译本表达意义的一致性，请翻译学教授对照英文版对译文审校稿的语义再次进行核校，形成最终的VAST中文译本。

2.2.2 Barratt冲动性人格量表(BIS-11中文版)

该量表英文版最初由Patton等人(1995)编制，用于测量个体的冲动性人格特质，李献云等人(2007)将其修订为中文版，包括运动冲动性(如：“我做事不加思考”)、认知冲动性(如：“遇到问题时我能想出好办法”)和无计划冲动性(如：“我认真安排每件事”)三个维度。每个维度均由10个项目构成，每个项目采用5点计分(1=不是，2=极少，3=有时，4=经常，5=总是)，分数越高，表示个体的冲动性水平越高。BIS-11中文版的项目同质性系数分别为：α运动冲动性=0.81，α认知冲动性=0.80，α无计划冲动性=0.84，α总量表=0.89(李献云等，2007)。与此一致，在本研究(N=485)中，该量表的同质性系数分别为：α运动冲动性=0.83，α认知冲动性=0.82，α无计划冲动性=0.85，α总量表=0.79。

2.2.3 简版施虐冲动量表(SSIS)

SSIS英文版由O’Meara等人(2011)编制，用以测量单维度的施虐特质，由10个项目(如：“伤害别人是一件很让人刺激的事”)构成，采用“同意/不同意”两点计分，以被试选择“同意”选项的项目个数为衡量施虐冲动水平的指标，分数越高，施虐冲动越高。既往研究(O’Meara et al.，2011)表明，该量表的单维结构具有稳定性，其同质性信度系数为0.86，且与共情特质呈负相关，而与病态性人际关系呈正相关，表明该量表具有良好的信度和效度。笔者采用与VAST相同的程序和方法将其翻译为中文本。在本研究中，采用Mplus中分类变量模型的默认估计法对基于总样本(N=485)自陈评定数据进行验证性因素分析，结果显示：在单维模型对数据的各项拟合指数中，χ2/df=1.606(符合小于5.0且大于1.0的参考标准)，CFI=0.943，TLI=0.927，WRMR=0.937，RMSEA=0.049，表明SSIS单维模型对测验数据具有较好的拟合度。此外，本研究中该量表的同质性系数(rxx=0.69)虽略低于国外研究，但达到可接受标准，故将该量表作为考察VAST量表效度的校标量表。

2.3 数据收集与共同方法偏差检验

本研究所采用的三种测量问卷按照VAST、SSIS、BIS-11的顺序编辑成统一的施测小册子，由心理学专业工作者以团体测验方式收集测验数据，施测过程没有严格的时间限制，一般在10分钟左右即可完成全部测试。

本研究的数据源于被试对多个自陈问卷的自我评定，因此需检验数据的共同方法偏差程度。采用Harman单因子模型法(Podsakoff，MacKenzie，& Podsakoff，2012)对所有变量进行探索性因子分析，结果显示，特征根大于1的因子共19个，其中第一个因子解释的变异量为15.03%，小于40%的临界值，表明本研究各个变量不存在严重的共同方法偏差。

2.4 项目分析与项目筛选

首先，计算样本A(n=247)在VAST各项目上的反应通俗度(P)，结果显示，所有16个项目的P值在0.27～0.74之间，属于合理区间。

其次，为考察项目的鉴别力，以被试对VAST的项目反应总分为校标分数，采用极端组法各取其中27%的高分被试和低分被试，分别命名为高施虐组和低施虐组，然后，计算两组被试在每个项目上评定分数的鉴别指数(D)，并检验了两个极端组在每个项目上的评定均值差异的显著性。结果表明，除“替代性施虐”维度的1个项目(第18项)因其D值仅为0.04，且两极端组评定均值间的差异不显著(t=0.84)而需剔除外，其余15个项目的D值介于0.20～0.36之间，且高施虐组的评定分数均显著高于低施虐组被试(ps<0.001)。

最后，为甄别VAST各测验项目对中国大学生被试的文化适应性，基于施虐特质的二维假设(Paulhus et al.，2011)，采用探索性因素分析方法分别对其中两个分量表的项目品质进行了考察。其中，蕴含在“直接施虐”9项目相关矩阵(χ2=490.79，p<0.001，KMO=0.86)的特征根大于1的公共因子虽为两个，但Direct Oblimin斜交旋转后的负荷值显示，第6和第25项单独构成第二个因子，因其与理论假设不符，予以剔除。对剩余7项目评定分数相关矩阵(χ2=461.61，p<0.001，KMO=0.87)的主成分抽取结果显示，特征根大于1的公共因子为1个，该因子可解释47.84%的总变异，且所有7个项目的负荷值均在0.63～0.74之间。同理，对“替代性施虐”6项目相关矩阵(χ2=268.31，p<0.001，KMO=0.79)的主成分抽取结果显示，特征根大于1的公共因子为1个，该因子可解释43.05%的总变异，且所有6个项目的负荷值均在0.35～0.74之间。

综合上述项目分析的各项指标，在删除第6、18和25项后，确定以剩余13个项目的测量数据作为检验施虐倾向结构特征的基础数据。

2.5 统计方法

采用SPSS 20.0统计软件对样本A的数据进行探索性因素分析和基于总样本数据的其他统计量的分析；采用MPLUS 7.0统计软件对样本B的数据进行验证性因素分析。

3 结果与分析

3.1 对VAST的结构分析

为了检验施虐特质二维假设是否较其一维假设更为合理，首先构建了施虐特质的一维模型和二维模型，然后基于样本B(n=238)的测量数据，采用极大似然法利用Mplus分析软件分别对两个模型的拟合度进行检验。

一维假设的数学模型设定为：x=Δξ+δ，式中：x=(x1，x2，…，x13)为13×1的观测变量向量，即VAST13个项目测验分数；ξ=ξ1′为1×1的因素向量，为VAST的1个因素，ξ1为因素Ⅰ；δ=(δ1，δ2，…，δ13)′为13×1的观测变量的唯一性方差向量；Λ为假设的VAST施虐倾向单维模型的因素负荷矩阵。矩阵模式的具体设定为：因素Ⅰ的13个项目中，项目1在ξ1上的负荷值为1，剩余12个项目在ξ1上的负荷值为待估参数λij。

二维假设的数学模型设定为：x=Δξ+δ，式中：x=(x1，x2，…，x13)为13×1的观测变量向量，即VAST13个项目测验分数；ξ=(ξ1，ξ2)′为2×1的因素向量，为VAST的2个因素，ξ1为因素Ⅰ，ξ2为因素Ⅱ；δ=(δ1，δ2，…，δ13)′为13×1的观测变量的唯一性方差向量；Λ为假设的VAST施虐倾向二维模型的因素负荷矩阵。矩阵模式的具体设定为：因素Ⅰ的7个项目中，项目3在ξ1上的负荷值为1，剩余6个项目在ξ1上的负荷值为待估参数λij，且所有6个项目在ξ2上的负荷值为0；因素Ⅱ的6个项目中，项目1在ξ2上的负荷值为1，剩余5个项目在ξ2上的负荷值为待估参数λij，且所有5个项目在ξ1上的负荷值为0。

对两个假设模型的检验结果显示，初设的一维模型和二维模型的部分拟合指标均不够理想。根据系统运行提示，对于一维模型，分别将“替代施虐”项目1与4以及项目10与13之间的误差相关项由固定值改为自由参数；对于二维模型，分别将“替代施虐”项目1与4以及“直接施虐”项目13与23之间的误差相关项由固定值改为自由参数。基于以往研究(王济川，2011)的建议，以AIC、BIC和ABIC为指标，对两个修正模型的拟合度指数(见表1)进行比较，结果显示二维模型的AIC、BIC和ABIC指数均低于单维模型的指数，且BIC=9.547，属于强证据(参考值为6～10;Raftery，1995)。此外，对一维模型与二维模型的拟合指数的卡方差异检验结果显示，Δχ2=15.019(当Δdf=1时，p≤0.01)。这些结果均表明，二维模型对样本B数据的拟合度优于一维模型，是一个可接受的模型(见图1)。

表1 VAST单维模型和二维模型修正拟合指数值(n=238)

图1施虐倾向的二维模型

3.2 对施虐人格与冲动性人格关系的分析

为了明确施虐特质与冲动性特质的关系，基于总样本的测量数据，计算了修订后的VAST的评定分数与BIS-11中文版评定分数间的相关系数，结果(见表2)显示，无论是直接施虐和替代性施虐分数，还是VAST总分与BIS-11总分的相关尽管达到统计意义上的显著性(ps<0.01)，但二者间均为弱相关(rs<0.2)。进一步的分析发现，VAST及其两个维度与BIS-11间的相关主要体现为其与“运动冲动性”维度的相关，但仍属低相关范围(rs<0.4)。这些结果表明，施虐特质与冲动性特质是两个独立的人格维度，施虐人格不是非理性的冲动性。由此，可以推断，基于施虐人格的伤害性行为不同于基于冲动性人格的伤害性行为，而可能具有独特的行为动机和认知机制。

表2 VAST与BIS-11评定分数的皮尔逊积差相关分析结果(N=485)

注:*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

3.3 VAST的信度和效度分析

以内部一致性系数(α)为指标，考察了VAST量表中文版的信度，结果显示，“直接施虐”α=0.822，“替代性施虐”α=0.709，总量表α=0.857，表明修订后的VAST量表同质性信度达到可接受的水平。以VAST量表13个项目分数与所属因素总分的相关系数为指标，考察了各项目的区分度(项目效度)，结果显示，所有项目与其所属因素总分的相关系数在0.376～0.676之间(ps<0.001)，表明各个评定项目具有较高的区分度。此外，VAST总分与直接施虐分数的相关(r=0.894)以及与替代性施虐的相关(r=0.864)均为高相关，表明两个维度对特质性施虐具有较高的同质性。

“直接施虐”与“替代性施虐”分量表间的相关系数r=0.547(df=485，p<0.001)，其与Buckels(2012)报告的结果(r=0.41，p<0.01)基本一致，表明具有良好的区分效度。以用于评定单维度直接施虐特质的SSIS量表的评定分数为校标分数，考察了VAST量表的相容效度。结果显示，SSIS分数与VAST总分的相关系数r=0.524，与其“直接施虐”分数的相关系数r=0.553，而与“替代性施虐”分数的相关系数r=0.359(df=485，ps<0.001)。对SSIS与“直接施虐”间的相关系数(r1)和其与“替代性施虐”间的相关系数(r2)的差异性检验结果表明，r1显著大于r2(t=10.961，df=482，p<0.001)，表明VAST直接施虐与SSIS的相容性显著高于其“替代性施虐”与SSIS的相容性。

4 讨论

4.1 特质性施虐的结构特征

本研究以485名中国大学生为被试，考察了“施虐倾向类型量表”中文版的结构特征，在删除3个不当项目后，验证性因素分析的结果支持关于特质性施虐倾向的二维假设(Paulhus et al.，2011;Paulhus & Jones，2015)，其各项拟合指数均优于其备择假设(一维假设)。相对于该量表的英文版，修订后的中文版不仅结构和内涵没有发生改变，而且剩余各项目的因子归属也与原量表保持一致。其中，“直接施虐”维度主要反映日常生活中对他人身心实施伤害后的主观体验，而“替代性施虐”主要反映日常生活中观察到他人身心受到伤害后的主观体验。根据该二维模型，健康人群的特质性施虐倾向表现为通过对他人身心实施直接的伤害行为以及通过观看他人被虐待而获得愉悦感。尽管“替代性施虐”与单维度“简版施虐冲动量表”(O’Meara，2011)的相关系数显著低于“直接施虐”与单维度“简版施虐冲动量表”的相关系数(p<0.001)，但前二者间存在显著相关(p<0.001)的事实仍然说明，通过观察到他人身心受到伤害同样可获得类似于直接施虐获得的愉悦性体验。因此，可以认为，相对于SSIS，VAST的一个主要优点在于包含了替代性施虐成分。

4.2 施虐特质与冲动性人格的关系

本研究的另一个目的在于考察特质性施虐倾向与冲动性人格的关系，为此在实施“施虐倾向类型量表”测量的同时，收集了被试对“Barratt冲动性人格量表(BIS-11中文版)”的自陈评定数据。相关分析的结果发现，特质性施虐倾向二维模型中，直接施虐和替代性施虐仅同BIS-11的“运动冲动性”维度存在弱的正相关(rs<0.4)，直接施虐与“认知冲动性”为弱的负相关(r<-0.2)。这些结果表明，施虐特质与冲动性特质是两个独立的人格维度，特质性施虐倾向不是非理性的冲动性。既往研究发现，高冲动性个体在受挑衅情况下，引发较高水平的愤怒情绪，从而导致攻击性行为(Denson，Pedersen，Friese，Hahm，& Roberts，2011;Herpertz，Sass，& Favazza，1997)，但在造成伤害性后果后，会继而激发高水平内疚情绪(Berndsen，van der Pligt，Doosje，& Manstead，2004)。但新近的研究却显示，高施虐个体在实施伤害性行为后会激发高水平的愉快情绪(Reidy et al.，2011;Buckels et al.，2013)。换言之，高冲动个体与高施虐个体针对攻击性行为所产生的情绪体验有所不同。据此，可以推论，基于施虐人格的伤害性行为不同于基于冲动性人格的伤害性行为，而可能具有独特的行为动机和认知机制，即基于冲动性的攻击行为意在泄愤，而基于施虐特质的攻击行为则意在取乐，但该推论有待于未来进行系统验证。

4.3 施虐倾向类型量表的测量学特性

“施虐倾向类型量表”的中文版最终由13个有效项目构成，其中“直接施虐”包含7个项目，“替代性施虐”包含6个项目。两个分量表和总量表的项目同质性均达到测量学对非认知性自陈测验的基本要求。量表的项目区分度以及分量表的相容效度和区分效度的各项指标均达到理想水平。特别是，通过对VAST评定分数与用于评定单维度直接施虐特质的SSIS量表的评定分数的相关分析表明，二者达到中等相关(r=0.524)，说明二者均是对特质性施虐的有效测量。但SSIS评定分数与VAST直接施虐分数的相关显著高于替代性施虐的事实(p<0.001)，其说明VAST直接施虐与SSIS的相容性显著高于其替代性施虐与SSIS的相容性，提示替代性施虐是相对独立的施虐特质的构成成分。