1. 引言
亲密伴侣暴力(Intimate Partner Violence, IPV)是中国乃至世界范围内的一个重大公共卫生问题,包括由现任或前任亲密伴侣或配偶实施的性暴力、身体暴力、跟踪和心理暴力(Wong et al., 2016)。世界卫生组织(WHO)关于全球和区域暴力侵害妇女行为的跨国研究表明,在世界范围内,近三分之一处于恋爱关系中的女性经历过亲密伴侣的身体或性暴力。具体来说,身体或性方面的IPV终生流行率从高收入地区的23%到中低收入地区的38%不等。有大量证据表明身体、性和心理的IPV与各种负面的精神、身体和生殖健康问题有关。例如,遭受亲密伴侣暴力的女性的一些重要健康问题发生率较高,如性传播疾病、身体受伤及一些慢性健康问题(WHO, 2013)。在IPV造成的心理后果中,经历过IPV的女性患有抑郁症、焦虑症、恐惧症的概率更大(Sullivan et al., 2012)。且已有研究表明,即使亲密关系结束,IPV的消极影响仍会持续很长时间。
身体IPV (Physical IPV)就是攻击对象为个体亲密伴侣的身体攻击(Willis & Marcantonio, 2021)。尽管女性的受伤率更高,但无论男女,遭受身体IPV都与当前健康状况不佳、抑郁症状、药物使用以及患上慢性疾病、慢性精神疾病和受伤的风险增加有关(Coker et al., 2002; Sullivan et al., 2012)。研究表明每年有20%的青少年实施身体IPV (例如,打耳光、推/搡和冲撞伴侣) (Shorey et al., 2019)。经历身体暴力的妇女比一般人更有可能经历性暴力(McFarlane et al., 2005)。
社区和国家之间IPV盛行程度的差异表明,IPV并非不可避免,而是可以预防的(WHO, 2013)。因此,我们应该采取措施预防和干预IPV,这就需要我们首先了解其影响因素和发展机制。IPV的成因是复杂的,其影响因素也有多种,这些影响因素大多是个体或家庭水平的变量,如受教育程度、酗酒、童年创伤、年龄、对关系的满意度等(Abramsky et al., 2011; Leone et al., 2016)。身体IPV为对伴侣进行的攻击行为,攻击结果预期则是预测攻击行为的重要变量(Fernández-Fuertes et al., 2019)。但暂未有研究关注攻击结果预期这一个体水平上的心理因素在IPV过程中的作用。因此,本研究拟探究攻击结果预期对身体IPV实施的影响和作用机制。
积极攻击结果预期(Positive Aggression Outcome Expectation, PAOE)即个体对攻击行为会为自己带来积极结果的认知。以往实证研究表明积极攻击结果预期和攻击关系密切(Fernández-Fuertes et al., 2019; Lewis & Ireland, 2019; Smithmyer et al., 2000)。还有研究显示积极攻击结果预期可以纵向预测初中生的欺凌行为(Lester et al., 2012)。而身体IPV是一种特殊的攻击形式,因此本研究假设攻击结果预期能够预测身体IPV的实施。
道德推脱(Moral Disengagement, MD)指在认知上将不道德行为重构为可接受的或道德的行为,以减少或避免道德抑制和道德失调的反应或倾向(Bandura, 1999; Bandura et al., 1996)。研究表明个体的道德推脱水平可以稳定地预测攻击行为(李芮,夏凌翔,2021;Caprara et al., 2014)。且高水平的道德推脱与约会暴力、性暴力有关联(Sánchez-Jiménez & Muñoz-Fernández, 2021)。虽然约会暴力、性暴力与身体IPV之间有区别,但三者之间又具有一个共同点,即这些形式的暴力均常发生在一段亲密关系中,且都是受害者想要回避的。既然高水平的道德推脱与约会暴力、性暴力有关联,那么我们可以据此推测,道德推脱对IPV也具有一定程度的影响。积极攻击结果预期下,个体可能会更倾向于进行道德合理化或者道德的自我调节,在攻击伴侣时会更少地受到道德和良心的谴责,在事后也较少感到内疚,这就使得其更容易发动对伴侣的身体攻击,即身体IPV实施。综上所述,道德推脱可能中介了积极攻击结果预期和身体IPV实施之间的关系。
针对IPV患者的干预措施通常没有效果(Babcock et al., 2004; Eckhardt et al., 2013)。然而,针对青少年恋爱关系中的IPV的初级预防项目有令人鼓舞的发现(Whitaker et al., 2013)。所以Slep等人认为IPV的预防可能比治疗更容易(Slep et al., 2015)。在中国,大多数人在大学时期迈入第一段恋爱关系,关注和研究中国大学生IPV的情况更有助于我们探索有效的预防措施,推进预防工作,从而减少IPV的发生。
综上所述,本研究旨在探讨积极攻击结果预期与身体IPV实施的关系,并通过结构程模型检验道德推脱是否起到中介作用,为身体IPV的预防和干预提供理论依据。
2. 研究方法
2.1. 被试和程序
本研究的被试来自一项横断面研究。数据收集于2021年,包括来自中国5个城市8所大学的中国大学生。在排除过去一年中没有恋爱伴侣的被试后,共获得635名有效被试。样本中包括384名女性(60.9%)和247名男性(39.1%),年龄在16~30岁之间(Mage = 22.00, SD = 1.92)。
研究采用方便抽样法,在校园内发放纸质问卷。调查前已获得被试的知情同意,明确说明了研究的目的、性质和程序。研究开展前已获得西南大学心理学部研究项目伦理审查委员会的批准。
2.2. 测量工具
2.2.1. 修订版冲突策略量表简表中的身体攻击分量表
修订版冲突策略量表简表(Physical Assault Subscale of Short Form of the Revised Conflict Tactics Scales, CTS2-SF; Straus & Douglas, 2004)中的身体攻击分量表测量了对伴侣的身体攻击,即身体IPV实施。CTS2-SF 是一种自我报告量表,用于评估被试在过去12个月中的亲密伴侣暴力(IPV)实施情况和受害情况。本研究使用了被试对伴侣进行人身攻击的分量表,其中包含两个题项(例如,我推搡或拍打我的伴侣)。被试需对每个题项进行8点评分(1 = 一次,2 = 两次,3 = 3~5次,4 = 6~10次,5 = 11~20次,6 = 20次以上,7 = 过去一年没有,但以前发生过,8 = 从未发生过)。得分越高,表示对伴侣的身体攻击程度越高,即身体IPV实施的程度越高。本研究中该分量表的Cronbach’s alpha值为0.636。
2.2.2. 公民道德推脱问卷
公民道德推脱问卷(Civic Moral Disengagement Questionnaire, CMD; Caprara et al., 2009)用于评估被试的道德推脱水平,共有32个题项,采用李克特五点计分(1 = 完全不同意;5 = 完全同意)。得分越高,道德推脱水平越高。在本研究中,该量表的Cronbach’s α值为0.920。
2.2.3. 风险事件认知评估问卷中的攻击和违法行为分量表
攻击行为的积极预期结果是通过风险事件认知评估问卷(Aggressive and Illegal Behaviors Subscale of Cognitive Appraisal of Risky Events Questionnaire, CARE; Fromme et al., 1997)中的攻击和违法行为分量表来测量的。该分量表包含9种不同的攻击和违法行为(如抓人、推人或推搡他人),要求被试对这些行为的“预期收益”和“预期风险”进行评分。这些题项采用李克特七点计分(1 = 完全不可能;7 = 完全可能)。本研究使用的是“预期收益”分量表上的分数,该分量表上的高分代表个体的积极攻击结果预期水平较高。本研究中“预期收益”分量表的Cronbach’s α为0.917。
2.3. 数据处理与分析
在剔除承认自己未认真作答、大面积不答或规律作答的被试后,对数据进行如下的统计分析。
第一步,使用SPSS 26.0对数据进行描述统计、相关分析及共同方法偏差检验。第二步,基于简化模型和提高模型拟合度的目的,采用随机打包法,对所有题项进行打包处理,除了对伴侣的身体攻击,即身体IPV实施外,每个潜变量均包含四个项目包。之后使用Mplus8.4进行测量模型的检验。第三步,使用Mplus 8.4构建潜变量中介模型,采用Bootstrap的方法,通过5000次的迭代以检验潜变量模型的中介效应。本研究采用稳健极大似然估计(Robust Maximum Likelihood Estimator, MLR)来分析非正态的数据,并采用全息极大似然估计(Full Information Maximum Likelihood)对缺失值进行处理。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
采用Harman单因子检验法对共同方法偏差进行检验,结果显示:特征值大于1的因子数为:9,且未经旋转的第一个因子解释的变异量为33.018%,小于40%的临界标准,这说明本研究中使用的变量共同方法偏差不严重。
3.2. 描述统计和相关分析
所有研究变量的平均值、标准差和相关分析见表1。相关分析结果显示,积极攻击结果预期、道德推脱和身体IPV实施之间存在显著的正相关(p < 0.01)。
Table 1. Means, standard deviations, and correlations for positive aggression outcome expectation, moral disengagement and the execution of physical IPV
表1. 积极攻击结果预期、道德推脱和身体IPV实施的平均值、标准差和相关关系
注:**p < 0.01。
3.3. 测量模型检验
构建包含积极攻击结果预期、道德推脱和身体IPV实施的测量模型,并对其进行检验,三个测量模型各项指标均拟合良好:χ2/df = 1.777,CFI = 0.985,TLI = 0.979,SRMR = 0.029,RMSEA (90% CI) = 0.035 (0.019, 0.050)。
3.4. 中介模型分析
根据研究假设,将性别、年龄作为协变量,构建了三个研究变量的中介模型(见图1),经检验模型拟合良好:χ2/df = 2.049,CFI = 0.985,TLI = 0.979,SRMR = 0.026,RMSEA (90% CI) = 0.041 (0.029, 0.053)。模型路径分析表明,积极攻击结果预期可以正向预测道德推脱(β = 0.47, p < 0.001)和身体IPV实施(β = 0.32, p < 0.001),道德推脱可以正向预测身体IPV实施(β = 0.24, p < 0.001)。Bootstrap重复抽样5000次的分析结果显示,道德推脱(ab = 0.113, p = 0.001, 95% CI = 0.060~0.193)在积极攻击结果预期对身体IPV实施的预测中的间接效应显著。
注:***p < 0.001。
Figure 1. Analysis of mediation models between variables
图1. 变量之间的中介模型分析
4. 讨论
与本研究的假设一致,在控制年龄和性别后,结果显示:可以积极攻击结果预期直接预测对伴侣的身体攻击,即身体IPV实施,这进一步支持了积极攻击结果预期是身体IPV的重要影响因素之一。根据一般攻击模型理论(General Aggression Model, GAM; Anderson & Bushman, 2002),攻击结果预期是个人因素中的认知变量,其会和情境变量一同作用于个体当下的内心状态,从而影响后续的评估与决策过程,使个体做出攻击或非攻击行为。如积极攻击结果预期高的个体在和伴侣起冲突时,会更容易引发攻击的念头,做出发动攻击的决策,最终发起对伴侣的攻击行为。其次,班杜拉在社会学习理论(Social Learning Theory, SLT; Bandura, 1973)中提及大量的攻击行为是由其预期的好处所促使的。
本研究结果还显示,道德推脱在积极攻击结果预期和身体IPV实施中起到中介作用,这支持了研究假设。根据道德推脱的社会认知理论(Social Cognitive Theory, SCT; Bandura, 1986),个体在进行道德推脱时,通过其内在自我调节机制,来为自己的有害或攻击行为辩护,使道德上的自我制裁可以选择性地与有害行为分离(Bandura, 2002; Caprara et al., 2014)。如前所述,积极攻击结果预期是个体对攻击行为会为自己带来积极结果的认知,高积极攻击结果预期也许更容易唤起个体的道德认同动机,使得个体倾向于将攻击行为歪曲为获取利益的合法手段,或将攻击行为重构为对挑衅者的正当抵抗,这些都是道德推脱的典型表现。
本研究提出并检验了道德推脱在积极攻击结果预期与身体IPV实施之间的中介作用。从理论上来看,这拓展了以往的研究结果,加深了我们对身体IPV实施的形成机制和影响因素的理解。从实践的角度来看,本研究的发现可能有助于我们探索有效的预防措施,推进预防工作,从而减少IPV的发生。但本研究也存在一些局限。首先,横断面调查和自我报告测量方法使得本研究无法完全验证所提出的模型。而且,三个研究变量之间可能还存在其他潜在的关系,积极攻击结果预期有可能是道德推脱与身体IPV实施之间关系的中介变量。今后应开展纵向研究和实验研究,以进一步验证本研究结果。