妒忌對人際反芻的影響：自戀的調節作用

郭豐波，莫魏萍

（廣東醫科大學 人文與管理學院/生命質量與應用心理研究中心/生命質量與心理測評干預重點實驗室，廣東 東莞 523808）

一、引 言

妒忌是人們在日常生活中廣泛體驗到的一種情緒。Parrott和Smith認為妒忌是在社會活動中，當人們意識到優勢他人擁有的東西正是自己所缺乏并希望獲取時，而體驗到的自卑、敵意和怨恨等一系列不愉悅情感［1］906-920。由于妒忌會導致不愉悅體驗，進而對個體產生大量消極影響，如幸福感減少，攻擊性增加，道德行為弱化等［2］52-57。人們通常對與自己空間相近、年齡相仿、背景相似的優勢他人產生妒忌，如朋友、同學等。這是由于個體對相似他人的優勢更容易了解，進而增加了社會比較的可能性，促使妒忌的產生［3］449-479。研究者認為當個體意識到他人在某些方面比自己優秀時，個體可能產生兩種截然不同的行為：努力提升自己以縮小與他人的差距，或者試圖削弱他人優勢以縮小與他人的差距，前者被稱為善意妒忌，后者被稱為惡意妒忌，這兩種妒忌都會讓人產生沮喪感和消極感受［4］342-357。曹鈺等采用情境誘發方式啟動人際關系親密程度和嫉妒情緒，探討人際關系親密程度對嫉妒的影響，結果發現人際關系親密度對妒忌情緒的程度和類型均產生影響［5］56-59。

反芻思維是個體對負性事件及其背后的意義、原因和后果的反復思考［6］1065-1069。Wade等將反芻思維引入人際關系范疇，提出人際反芻概念。人際反芻是個體在產生人際關系沖突時，對沖突的反復思考，使得個體無法從沖突產生的負面過程和導致的結果中擺脫出來的一種消極反應風格［7］419-426。反芻思維的壓力反應模型（stress reactive model）認為反芻思維是個體經歷壓力事件后產生的，它包括消極歸因、無望認知和積極應對三個部分，壓力反應模型主要關注個體經歷壓力事件后的特定反芻思維傾向［8］275-292。妒忌作為一種具有敵意的社會情緒，是影響人際反芻的重要因素之一［9］56。妒忌不僅對妒忌者本人的身心健康有諸多不良影響，而且妒忌的敵意性也會引起人際沖突［10］1467-1478。由于人際反芻思維是對人際沖突等消極事件的反復思考，妒忌可能是人際反芻的來源之一。因此，本研究假設妒忌對人際反芻思維具有正向預測作用。

在全球化浪潮影響下，隨著我國社會經濟的快速發展，人們的自戀傾向也越來越明顯［11］34-37。作為普通人群中常見的人格特質，自戀是指個體不僅有持續的自我關注，而且還有對他人注意的持續需求，以及自我中心，積極地評價自己，認為自己是獨特的，常常幻想權力和名譽［12］52-57。自戀的兩面性理論認為自戀具有光明面和黑暗面兩種截然相反的維度，具體表現為欽佩型自戀（Narcissistic Admiration）和競爭型自戀（Narcissistic Rivalry），前者通過自我提升、追求成功，努力獲得表揚來提升自我；后者則通常采取敵意性方式（如貶低或攻擊他人）來提升自我［13］1013-1037。相對于欽佩型自戀，競爭型自戀更容易產生社會不適應，更多地采用敵意性方式進行自我調節，使得他們更容易與他人發生沖突［14］445-447。研究表明反芻思維的形成受個體人格特征影響，完美主義、神經質、焦慮、創造性等人格特征均表現出更多的反芻思維［15］90-96。劉小麗等采用Nolen- Hoeksema反芻思維量表和16種人格因素量表（16PF）對反芻思維與人格特征的關系進行研究表明適應、焦慮性和創造性人格因素與反芻思維正相關；獨立性、實驗性和穩定性人格因素與反芻思維負相關［16］134-137。采用大五人格對人格與反芻思維關系的研究也表明開放性、外傾性和宜人性與反芻思維顯著負相關［17］389-392。并且研究者對于欽佩—競爭自戀與大五人格關系的研究也發現欽佩型自戀與外傾性、開放性呈正相關；競爭型自戀與宜人性、盡責性呈負相關［13］1013-1037。因此，相對于欽佩型自戀，競爭型自戀更可能使得個體產生人際反芻。本研究擬探討妒忌與人際反芻思維的關系，并進一步探討競爭型自戀在妒忌與人際反芻之間的調節效應。

二、研究對象和研究方法

（一）研究對象

以某高校大學生為研究對象，發放并收回問卷409份，剔除無效問卷后得到391份有效問卷，有效率為96.3%，其中男生131人，女生260人；人文類157人，理工類234人；一年級50人，二年級68人，三年級74人，四年級173人，五年級26人；城鎮大學生168人，農村大學生223人；獨生子女106人；非獨生子女285人。

（二）研究方法

1.大學生嫉妒量表

采用劉玲玲編制的《大學生嫉妒量表》，該量表從大學生群體學習和生活方面測量大學生的嫉妒水平。量表由33個項目構成，包括6個維度：人際嫉妒、經濟嫉妒、學業嫉妒、外貌嫉妒、就業嫉妒和愛情嫉妒［18］。釆用5級計分，從“1”完全不在乎到“5”非常在乎，分數越高表明嫉妒程度越強，本研究中量表的內部一致性α系數為0.96。

2.人際反芻思維量表

采用Wade等編制［7］419-426，宋穎修訂的《人際反芻思維量表》（Rumination About an Interpersonal Offense Scale，RIO）［9］17，該量表旨在測量人際沖突引起的反芻思維水平。量表由6個項目構成，采用5級評分，從“1”非常不同意到“5”非常同意，總分越高表示人際反芻思維傾向越嚴重，本研究中量表的內部一致性α系數為0.84。

3.欽佩—競爭自戀量表

采用Back等編制［13］1013-1037，鄧嘉欣等修訂的《欽佩—競爭自戀量表》（Narcissistic Admiration and Rivalry Questionnaire，NARQ）［14］445-447，量表由18個題目構成，從欽佩型自戀和競爭型自戀兩個維度測量自戀，其中欽佩型自戀包括夸大—幻想（grandiose fantasies）、追求獨特（striving for uniqueness）和魅力（charmingness）三個二階因子；競爭型自戀包括貶低他人（devaluation）、追求霸權（striving for supremacy）和敵意（aggressiveness）三個二階因子。采用5級計分，從“1”非常不符合到“5”非常符合，本研究中量表總分、欽佩型自戀和競爭型自戀的內部一致性α系數分別為0.90，0.87和0.84。

（三）施測程序及統計處理

采用線上方式對被試施測，匿名填寫問卷，剔除存在明顯作答規律和答題時長異常（小于1分鐘）的問卷，使用SPSS22.0統計軟件對數據進行整理分析，使用獨立樣本T檢驗、回歸分析以及調節效應分析方法。

三、結 果

（一）共同方法偏差的控制與檢驗

研究中數據源自同一個體的自評數據，因此在數據采集過程中采取匿名填寫、問卷順序平衡等方式對同源偏差進行系統控制。并采用Harman單因素檢驗法對所有問卷項目進行未旋轉的因子分析進行共同方法偏差檢驗［19］942-950，結果發現第一個主成分解釋的變異為30.42%，小于臨界標準40%，這表明研究中所測變量不存在共同方法偏差。

（二）妒忌、自戀和人際反芻的人口學變量差異

對男女大學生的妒忌、自戀和人際反芻得分差異進行獨立樣本t檢驗（表1）。結果發現男大學生的自戀水平上顯著高于女大學生的自戀水平（t=2.16，p＜0.05，d= 0.23），并且在競爭型自戀得分上男生顯著高于女生（t=2，p＜0.05，d= 0.21）。進一步對被試量表得分在學科類型、家庭地域、獨生子女上的差異進行分析表明，妒忌、自戀和人際反芻的得分不存在學科、家庭地域和獨生子女差異（ps＞0.05）。

對不同年級大學生的妒忌、自戀和人際反芻得分進行方差分析（表2）。結果發現欽佩型自戀的年級差異邊緣顯著（F=2.05，p=0.08，ηp2=0.02），進一步分析發現，五年級學生的欽佩型自戀顯著高于一年級和三年級（ps＜0.05）。而在其他量表得分上均不存在年級差異（ps＞0.05）。

表1 妒忌、自戀和人際反芻的性別差異（M±SD）

表2 妒忌、自戀和人際反芻的年級差異（M±SD）

表3 競爭型自戀在妒忌與人際反芻間的調節效應

（三）競爭型自戀在妒忌和人際反芻之間的調節作用

對競爭型自戀在妒忌與人際反芻之間的調節作用進行分析，以妒忌為自變量，人際反芻為結果變量，將性別和欽佩型自戀作為控制變量，采用多層線性回歸方法考察競爭型自戀在妒忌與人際反芻之間的調節作用（表3）。首先對預測變量進行去中心化處理以避免出現共線性問題。各變量進入回歸方程的順序如下：第一步，將控制變量性別和欽佩型自戀納入回歸方程；第二步，將妒忌、競爭型自戀納入回歸方程；第三步，將妒忌和競爭型自戀的交互項納入回歸方程。結果發現妒忌對人際反芻具有顯著正向預測作用（β=0.25，p＜0.01）；妒忌與競爭型自戀的交互項對人際反芻具有顯著負向預測作用（β=-0.12，p＜0.01），這表明競爭型自戀對妒忌與人際反芻的關系具有調節作用。

為了進一步解釋競爭型自戀在妒忌與人際反芻之間的調節效應，將競爭型自戀得分按平均數加減一個標準差的方式區分出高、低自戀組，來繪制調節效應圖（見圖1）。簡單斜率檢驗表明，對于高競爭型自戀組，妒忌對人際反芻的正向預測顯著（b＝0.04，t＝5.85，p＜0.01）；對于低競爭型自戀組，妒忌對人際反芻具有的正向預測作用（b＝0.07，t＝3.96，p＜0.01）；并且相對于高競爭型自戀組，低競爭型自戀組中這種預測作用增加，b由0.04增加到0.07。即相對于低競爭型自戀個體，高競爭型自戀個體的妒忌誘發更多人際反芻，但是隨著妒忌程度的增加，高競爭型自戀個體的人際反芻增加程度顯著低于低競爭型自戀個體。

圖1 自戀型競爭在妒忌與人際反芻間的調節作用

四、討 論

（一）妒忌、自戀人格和人際反芻的性別差異

本研究中男女大學生的妒忌得分不存在顯著差異，這與已有研究一致［20］867-872。王雙雙和宋婧杰采用大學生嫉妒量表對172名大學生進行調查，結果發現男女大學生的嫉妒心理不存在顯著差異。男生的人際反芻得分低于女生但差異不顯著，這與已有關于反芻思維的研究結果不一致，劉小麗等人對醫學生的反芻思維研究發現女生反芻思維高于男生［16］134-137。壓力反應模型認為反芻是壓力事件產生后引起的，它包括消極歸因、無望認知和積極應對三個部分。由于人際反芻是反芻思維在人際關系中的體現，是對人際沖突的反復思考。這表明男女大學生在人際關系的認知不存在差異。在自戀量表和競爭型自戀得分上男大學生顯著高于女大學生，這與已有研究結果一致［21-23］639-643，261-310，5-7，Grijalva等對360個不同樣本進行元分析表明男性的自戀程度高于女性［22］261-310。男性自戀高于女性可能與家庭教育和社會文化有關，男性受到的教育都是要有擔當，無論在家還是在外都要求能撐起一片天。這意味著男性不僅要有進取心、還要有權有地位，相應的男性在社會上能夠有更多的機會去獲得權力和地位。因此，男性會更容易認為自己是獨特的，有優越感，自戀程度也會更高［24］。

（二）妒忌和人際反芻的關系

本研究中妒忌與人際反芻呈顯著正相關，即感受到更多妒忌情緒的個體，體驗到更多地人際反芻。這一結果與已有研究結果一致，宋穎采用員工妒忌量表和人際反芻思維量表對在職員工的妒忌和人際反芻思維特征進行研究，結果表明妒忌情緒與人際反芻思維呈顯著正相關［9］。妒忌是在社會比較情境中對特定他人產生的一種不愉悅社會情緒。一方面，妒忌會影響個體的身心健康。另一方面，妒忌也對個體的社會行為產生影響，如攻擊行為、道德行為和親社會行為［10］1467-1478，進而對人們日常的社交活動、人際交往產生影響［25］526-528。當個體的妒忌情緒越高時，感受到的敵意就會越多，進而發生人際沖突的可能性越大。依據公平理論，當個體的人際關系發生沖突時，個體會在認知上產生反復思考，評估該沖突不僅會根據實際發生的事實，而且還會反復產生事情本應該或者能夠是什么的思考，導致個體一直無法擺脫該沖突造成的負面過程和結果，從而形成反芻思維［26］105-126。

（三）競爭型自戀在妒忌與人際反芻之間的調節效應

自戀是個體對自身、自身想象以及自身在他人眼中形象的過分專注和沉迷，是對自身重要性和優越感的夸張感覺，并相信自己有資格獲得特權和待遇。因此，高自戀者會尋求炫耀自己技能和被他人羨慕的機會。自戀具有光明面和黑暗面兩種不同維度，具體表現為欽佩型自戀和競爭型自戀，前者通過自我提升、追求成功，和努力獲得到他人表揚來提升自我；后者通常則采取敵意性方式（如貶低他人和攻擊他人）來提升自我［13］1013-1037。本研究發現競爭型自戀在妒忌與人際反芻之間起調節作用，相對于低競爭型自戀個體，高競爭型自戀個體的妒忌誘發更多人際反芻，但是隨著妒忌程度的增加，高競爭型自戀個體的人際反芻增加程度顯著低于低競爭型自戀個體。研究表明反芻思維的形成與人格特征有關聯［15］90-96，如大五人格中的低開放性、低外傾性、低宜人性的個體表現出更多的反芻思維［17］389-392。而欽佩型自戀維度與外傾性和開放性顯著正相關；競爭型自戀維度與宜人性和盡責性負相關［13］1013-1037。因此，競爭型自戀更容易產生人際反芻，高競爭型自戀個體則會比低競爭型自戀個體產生更多的人際反芻。另一方面，基于注意偏見抑制的機制障礙，因為個體無法抑制消極信息，導致過多消極信息進入工作記憶，影響了對積極信息的提取，導致反芻思維的產生［27］125-147。相對于低競爭型自戀個體，高競爭型自戀個體則更容易對威脅和批評敏感，并采取敵意性的方式如主動攻擊侵犯他人，導致過多的消極信息進入工作記憶，進而產生更多的人際反芻。