紀凌開② 劉華山

強迫癥(Obsessive-Compulsive Disorder,OCD)是一種以反復(fù)出現(xiàn)的侵入性的強迫思維和/或強迫行為同時存在反強迫思維為臨床特征的常見精神障礙[1]。近年來許多研究表明,強迫癥是大學(xué)生群體最為常見的神經(jīng)癥之一,趙勇以湖南大學(xué)生群體為調(diào)查對象,調(diào)查發(fā)現(xiàn)大學(xué)生強迫癥患病率約為7.5%[2];陳振業(yè)等人以廣東工業(yè)大學(xué)生為調(diào)查對象,發(fā)現(xiàn)大學(xué)生強迫癥的患病率約為2.14%,但同時指出它是大學(xué)生群體發(fā)生率最高的神經(jīng)癥[3]。由于強迫癥85%為持續(xù)病程,并會明顯損害個體的認知功能和生活質(zhì)量[4],因此,探討強迫癥的影響因素及影響因素之間的作用有助于深入理解強迫癥的成因以及為大學(xué)生群體中的強迫癥患者進行針對性干預(yù)提供必要的理論依據(jù)。

已有的研究表明,父母教養(yǎng)方式對個體的強迫傾向水平有影響的[5-6],但是在具體教養(yǎng)方式對個體強迫傾向的影響結(jié)果卻并不一致,以大學(xué)生為研究對象,王建中等人認為父母情感溫暖、理解(F1、M 1)、父親過分干涉(F3)、偏愛被試(F4)、母親拒絕、否認(M 3)、母親懲罰、嚴厲(M 4)式的教養(yǎng)方式會總體增大孩子未來發(fā)展的強迫傾向水平,而父親懲罰、嚴厲(F2)、母親過分干涉、過分保護(M 2)的教養(yǎng)方式整體上有助于降低孩子未來發(fā)展的強迫傾向;而郭蕾等人以高中生作為研究對象,結(jié)果卻發(fā)現(xiàn)父母情感溫暖、理解(F1、M 1)、父母偏愛被試(F4、M 5)式的教養(yǎng)方式卻總體上有助于降低孩子的強迫傾向水平,而其他的教養(yǎng)方式總體上會增大孩子的強迫傾向水平。這種不一致表明,關(guān)于父母教養(yǎng)方式與個體強迫傾向之間的關(guān)系尚不明確,需要進一步的探索。父母教養(yǎng)方式作為一種個體社會化穩(wěn)定的環(huán)境因素畢竟是一種外在因素,它對個體強迫傾向水平的影響很可能會因為個體內(nèi)在基本人格特質(zhì)的不同而不同,而外向人格是個體非常穩(wěn)定的一種基本人格特質(zhì),艾森克認為遺傳有很大的關(guān)聯(lián)[7],內(nèi)向的人對外界比較敏感,關(guān)注自己的內(nèi)心體驗,而外傾性的人對外界不敏感,好社交、活潑、好動、武斷、尋求刺激、快活、好支配人、感情激烈、好冒險。因此,父母教養(yǎng)方式對個體的強迫傾向的影響會不會因個體的外向特質(zhì)的水平不同而有所不同,即外向人格可能在家庭教養(yǎng)方式與個體強迫傾向之間的關(guān)系中存在著調(diào)節(jié)作用,這個問題值得進一步討論。

1 對象與方法

1.1 對象 在武漢地區(qū)武漢大學(xué)(部屬重點)、湖北大學(xué)(省屬重點)及江漢大學(xué)(一般大學(xué))3所高校中按照方便取樣原則抽取不同年級的在校大學(xué)生318人進行施測,施測后刪除問卷中漏答題目超過2項或答案呈明顯規(guī)律性的作答問卷,最終獲得有效問卷276份。其中武漢大學(xué)79人,湖北大學(xué)103人,一般大學(xué)94人;男性大學(xué)生154人,女性大學(xué)生122人;大一58人,大二40人,大三72人,大四106人。大學(xué)生年齡 18～ 24歲。

1.2 工具

1.2.1 耶魯-布朗強迫量表(Y-BOCS) 本量表選自《心理障礙臨床手冊》(第3版),由苗國棟教授翻譯的中文版:共10個項目(5個評估強迫思維,5個評估強迫動作),每個項目采用從1(表示沒有癥狀)到5(表示癥狀非常嚴重)5點評分。該量表分為3個因子:強迫思維、強迫行為和總分。其中量表總分表示被試強迫傾向程度,以20分為標(biāo)準(zhǔn),高于20分的為強迫癥可疑組,低予20分的為正常組。研究表明該量表具有良好的信度與效度[8]。該量表在心理咨詢工作者現(xiàn)場指導(dǎo)下進行施測。

1.2.2 艾森克人格問卷簡式量表中文版(EPQ-RSC) 此次調(diào)查采用的是由錢銘怡等人修訂的艾森克人格問卷簡式量表中文版(EPQ-RSC)中的分量表E量表(后稱外向量表),共12個項目,被試作出是否回答,是記1分,否記0分,得分越高則越外向。該量表具有良好的信度與效度[9]。

1.2.3 父母教養(yǎng)方式問卷(EMBU) 該量表中文版在1993年由岳冬梅[25]等人修訂,修訂后的量表中父親教養(yǎng)方式包括6個因素,分別為情感溫暖、理解(F1)、懲罰、嚴厲(F2)、過分干涉(F3)、偏愛被試(F4)、拒絕、否認(F5)、過度保護(F6);母親教養(yǎng)方式包括情感溫暖、理解(M 1)、過分干涉、過分保護(M 2)、拒絕、否認(M 3)、懲罰、嚴厲(M 4)、偏愛被試(M 5)。該量表具有良好的信度與效度[10]。

1.3 統(tǒng)計分析 所有數(shù)據(jù)采用SPSS 11.0進行統(tǒng)計分析,具體分析技術(shù)包括t檢驗、方差分析與分層回歸分析等。

2 結(jié) 果

2.1 不同性別、年級大學(xué)生的強迫傾向比較分析 將性別與年級兩兩組合共形成8組被試,分別是大一男生(n=31)、大二男生(n=22)、大三男生(n=38)、大四男生(n=63)、大一女生(n=27)、大二女生(n=18)、大三女生(n=34)及大四女生(n=43),這8組被試關(guān)于強迫傾向得分的()依次為:(12.48±6.68)、(11.14±5.87)、(11.89±6.10)、(13.57±4.78)、(9.48±6.6.54)、(13.50±4.73)、(11.24±5.83)與(11.98±5.24)。關(guān)于性別主效應(yīng),F(1,268)=0.973,P=0.325＞0.05,結(jié)果表明,不同性別的大學(xué)生在強迫傾向上的主效應(yīng)不存在顯著差異;關(guān)于年級的主效應(yīng),F(3,268)=1.432,P=0.234＞0.05,結(jié)果表明,不同年級的大學(xué)生在強迫傾向上的主效應(yīng)不存在顯著差異;關(guān)于年級與性別的交互效應(yīng),F(3,268)=1.873,P=0.134＞0.05,結(jié)果表明,大學(xué)生強迫傾向在性別與年級上不存在交互作用?？傊?結(jié)果表明性別因素與年級因素對大學(xué)生的強迫傾向程度沒有什么影響。

2.2 大學(xué)生強迫程度與外向水平、父母教養(yǎng)方式各分量表的相關(guān)分析見表1。

表1 大學(xué)生強迫程度與外向水平、父母教養(yǎng)方式各分量表的相關(guān)(r)

結(jié)果顯示,其一、大學(xué)生強迫傾向與外向人格特質(zhì)以及與父親情感溫暖理解、母親情感溫暖理解式教養(yǎng)方式存在顯著的負相關(guān);其二、大學(xué)生的強迫傾向與父親懲罰嚴厲式、父親拒絕否認式、父親過度保護式以及與母親過分干涉、過分保護式、母親拒絕、否認式、母親懲罰、嚴厲式等教養(yǎng)方式的得分呈明顯的正相關(guān);其三、大學(xué)生強迫傾向與父親過分干涉式、父親偏愛被試式以及母親偏愛被試式教養(yǎng)方式相關(guān)不顯著。

2.3 大學(xué)生外向人格特質(zhì)對父母教養(yǎng)方式與強迫傾向水平間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析 由于父親的過分干涉(F3)、父親偏愛被試(F4)以及母親偏愛被試(M 5)的教養(yǎng)方式與大學(xué)生的強迫傾向相關(guān)不顯著,本文在后續(xù)統(tǒng)計分析中只考慮剩下的8種教養(yǎng)方式對強迫傾向的影響。為分析外向人格特質(zhì)及父母8種教養(yǎng)方式對大學(xué)生強迫傾向的影響,同時也考察在父母教養(yǎng)方式對個體強迫傾向的影響關(guān)系中外向這種人格特質(zhì)是否起著調(diào)節(jié)效應(yīng),本文利用分層回歸的技術(shù)進行統(tǒng)計分析。具體而言:第一步,首先分別利用預(yù)測變量(8種教養(yǎng)方式中的一種)對大學(xué)生強迫傾向進行回歸,考察每一種教養(yǎng)方式對大學(xué)生強迫傾向的主效應(yīng);第二步,在控制因變量作用的前提下,調(diào)節(jié)變量(外向)進入回歸方程,考察調(diào)節(jié)變量對于因變量的主效應(yīng);第三步,為避免多重共線性的影響,將中心化后自變量與中心化調(diào)節(jié)變量的交互項[11]進入回歸方程,考察該效應(yīng)的大小,如果該效應(yīng)顯著,則表明調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。具體分層回歸分析的結(jié)果見表2。

表2 外向人格特質(zhì)調(diào)節(jié)效應(yīng)情況結(jié)果

表2的結(jié)果顯示,個體外向水平能顯著地負向預(yù)測個體的強迫性水平,而個體外向人格分別與8種教養(yǎng)方式的交互項均統(tǒng)計不顯著。

3 討 論

3.1 父母教養(yǎng)方式與大學(xué)生強迫傾向 本次研究關(guān)于大學(xué)生強迫傾向與外向人格特質(zhì)以及與父母情感溫暖、理解(即F1、M 1)顯著負相關(guān)的結(jié)果表明父母情感溫暖、理解式的(F1、M 1)教養(yǎng)方式總體上有助于降低子女的未來發(fā)展中的強迫傾向水平。同時,父親過分干涉式的(F3)、父親偏愛被試(F4)式的以及母親偏愛被試(M 5)式的教養(yǎng)方式與大學(xué)生強迫傾向相關(guān)不顯著這個結(jié)果則表明這3種教養(yǎng)方式對孩子未來強迫傾向水平的發(fā)展影響不顯著。其中關(guān)于父母情感溫暖、理解(即F1、M 1)的教養(yǎng)方式結(jié)果不支持王建中[5]等人的結(jié)果,但是與支持郭蕾[6]等人的研究結(jié)果一致,這與日常的常識是比較吻合的。同時,在父親過分干涉式的(F3)、父親偏愛被試(F4)式及母親偏愛被試(M 5)式教養(yǎng)方式對個體強迫傾向的影響上王建中等人的結(jié)果與郭蕾等人的研究結(jié)果比較一致,與本次研究的結(jié)果有些差異,但需要指出的是王、郭等人的研究中父親偏愛被試(F4)式及母親偏愛被試(M 5)與強迫傾向的相關(guān)雖然顯著,但都不高(前者為0.0886,0;后者為-0.02,-0.03),效應(yīng)量很低,由于樣本容量(王建中等人研究的樣本容量n=1150,郭蕾等人研究中的樣本容量n=514)較大,在檢驗時容易顯著,因此,這些研究實質(zhì)上與本研究的研究結(jié)果并無區(qū)別,這一點在管新麗等人的研究中得到印證[12]。但在父親過分干涉式的(F3)教養(yǎng)方式與個體強迫傾向之間的相關(guān)上與王(r=0.175)、郭(r=0.139)等人的研究結(jié)果有較大的差異,因為他們均認為這種教養(yǎng)方式會總體增大個體的強迫傾向水平,這一點還需要進一步的探討。因此,后續(xù)研究想得出關(guān)于教養(yǎng)方式對大學(xué)生強迫傾向影響的確定性結(jié)論可以有2條途徑,一是通過改善被試樣本的代表性來解決這一問題;二是通過元分析技術(shù)[13],將目前已有的研究整合在一起得出綜合性的結(jié)論,來避免個別研究的局限性。

3.2 外向人格特質(zhì)、父母教養(yǎng)方式與大學(xué)生強迫傾向 本次研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),個體外向人格特質(zhì)與11種父母教養(yǎng)方式中的10種在統(tǒng)計上并無顯著相關(guān),只與M 1具有效應(yīng)較低相關(guān)(r=0.144),這個結(jié)果顯示了外向這種人格特質(zhì)較少受外界因素的影響,故從一個側(cè)面上支持艾森克的觀點[7]。同時,研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)外向人格特質(zhì)與大學(xué)生強迫傾向呈顯著地負相關(guān)(r=-0.231),這與已有的研究[2,14-15]一致。而且表2中的△R2結(jié)果顯示,較之于父母教養(yǎng)方式,外向人格是個體強迫傾向的一個更有力的預(yù)測指標(biāo),因此,目前已有的研究都比較一致地支持個體內(nèi)向人格特質(zhì)是個體強迫癥傾向的重要疑病素質(zhì)。但表3中外向與父母教養(yǎng)方式的交互項的系數(shù)均未達到統(tǒng)計顯著性水平,這個結(jié)果表明,在父母教養(yǎng)方式對個體強迫傾向的影響上,個體外向這種人格特質(zhì)并不存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。總之,在對個體強迫傾向的影響上,內(nèi)外人格特質(zhì)與父母教養(yǎng)方式大體上是相互獨立且平行產(chǎn)生影響的。

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