消除威脅或無能狂怒？自戀對暴力犯攻擊的影響機制*

劉宇平 李姍珊 何 赟 王豆豆 楊 波

消除威脅或無能狂怒？自戀對暴力犯攻擊的影響機制

劉宇平李姍珊何 赟王豆豆楊 波

(中國政法大學刑事司法學院;中國政法大學社會學院, 北京 100088)

通過2個研究探索了自戀與暴力犯攻擊行為的關系及機制。研究1通過問卷法(= 498)發現, 自戀與攻擊存在正相關, 特質憤怒在自戀與預謀性和沖動性攻擊間的中介作用成立, 心理特權的中介作用只對預謀性攻擊成立。研究2對90名暴力犯進行了行為學實驗, 結果表明威脅感和負性情緒在自戀與攻擊間起中介作用, 挑釁調節了上述中介作用。顯性自戀者只在挑釁條件下表現出更強的攻擊性, 隱性自戀者則在挑釁和無挑釁條件下均有較強的攻擊性。研究厘清了不同亞型下自戀與攻擊的關系, 突出了隱性自戀的“黑暗性”, 并為罪犯矯治管理及犯罪預防提供了參考。

自戀, 威脅感, 負性情緒, 攻擊, 暴力犯

1 前言

自戀與精神病態和馬基雅維利主義人格并稱黑暗三人格(Dark Triad), 被認為與以攻擊為代表的反社會行為存在密切的關聯(Paulhus & Williams, 2002)。實證研究(Bushman & Baumeister, 1998; Hart, Adams, & Tortoriello, 2017; Krizan & Johar, 2015)、元分析(Rasmussen, 2016)及系統綜述(Lambe et al., 2018)都表明, 自戀與攻擊之間存在正相關。但自戀與攻擊的關聯依然存在著很多爭議和不明確之處：自戀者希望得到外界的良好評價, 有提升個人形象的需求, 為此, 他們會對自己的行為加以克制, 做出較少的反社會行為或更多的親社會行為(秦峰, 許芳, 2013)。在一些研究中, 自戀與攻擊的相關不顯著(Bushman et al., 2009), 甚至存在著負相關(Chen, 2015), 使得自戀的“黑暗”屬性在學界一直存在著一定的爭議(Rauthmann, 2012)。在機制方面, 早期的研究認為自戀者在受到挑釁(provocation)時, 為了消除來自外界的威脅會產生攻擊(Bushman & Baumeister, 1998), Krizan和Johar (2015)則提出自戀者的攻擊是為了宣泄負面情緒。此外, 自戀者的攻擊是否一定需要挑釁的誘發同樣存在一定的爭議(Reidy et al., 2010)。這表明自戀與攻擊的關聯及背后機制較為復雜, 以往研究也可能存在不足之處。因此, 我們需要開展更全面、更深入的研究以厘清自戀與攻擊的關聯及其作用機制。

在人格心理學領域, 自戀常被分為顯性自戀(overt narcissism)和隱性自戀(covert narcissism)兩種亞型, 二者都表現出對自身的過度關注, 但表現形式有所不同。顯性自戀與自我夸大的感覺有關, 持續需要別人的積極關注, 表現為自大、夸張的表演與自我展示, 又被稱為夸大型自戀(grandiose narcissism); 隱性自戀者會把關注指向自身, 同時伴隨著自我擴張, 表現出自卑, 對他人的評價感到敏感, 具有高焦慮和不安全感, 又被稱為脆弱敏感型自戀(vulnerable narcissism) (Miller et al., 2011; Wink, 1991); 攻擊也可以被分為有計劃、有意識的預謀性攻擊(premeditated aggression)和在面對刺激或在激怒狀態時, 個體喪失控制而產生的沖動性攻擊(impulsive aggression) (Stanford et al., 2003)。這大大增加了自戀與攻擊關系的復雜性。但以往相關主題的研究沒有對亞型做很好的區分, 尤其是對隱性自戀的關注較少。隱性自戀被認為代表著自戀的非適應性(Schoenleber et al., 2011), 顯性自戀則具有適應與非適應的兩面性(余震坤等, 2019)。隱性自戀與精神異常、情感問題及人格障礙的關聯均大于顯性自戀(Miller et al., 2011)。元分析的結果也表明, 相比于顯性自戀, 隱性自戀與攻擊存在著更強的相關, 但全文共分析了68項研究, 僅有5項與隱性自戀有關(Rasmussen, 2016)。在另一項自戀與攻擊主題的系統綜述中, 25篇被選入的研究也僅有2篇與隱性自戀有關(Lambe et al., 2018), “黑暗三人格”的定義和測量對隱性自戀的關注也十分有限(Maples et al., 2014)。上述結果表明, 隱性自戀對反社會行為和適應不良行為有重要的預測作用, 但以往的研究卻對它關注甚少。同時, 以往的研究在被試和方法的選擇上存在局限。自戀以“黑暗人格”著稱(Paulhus & Williams, 2002), 攻擊也是典型的反社會行為(Anderson & Bushman, 2002), 現有研究卻大多是在正常人群中開展的, 其中以大學生為主。此外, 自戀受文化差異影響較大, 在中國文化背景下開展自戀主題的研究也很有必要(Li et al., 2016)。國內尚沒有在罪犯等具有典型“黑暗性”特點及較多反社會行為的人群中對自戀與攻擊的關系及機制進行研究; 國外僅有的幾項以罪犯為被試的研究, 數據來源也都是自陳式問卷或既往犯罪史, 缺少實驗研究(Schoenleber et al., 2011), 對機制的探討十分有限, 很難深入地解釋自戀影響攻擊行為產生的過程。

Anderson和Bushman (2002)提出的一般攻擊模型(general aggression model)指出, 在人格和情境因素的共同作用下, 個體的認知、情緒等內在過程會發生變化, 進而誘發攻擊行為。這表明, 情緒和認知因素在自戀人格與攻擊行為間起中介作用, 情境則對這一過程起調節作用。前人研究也大多是從認知、情緒或情境角度出發對自戀與攻擊的關聯進行了解釋, 指出自戀者在受到挑釁時更容易產生攻擊行為, 并提出了強調認知成分的“自我威脅理論” (Bushman & Baumeister, 1998)和關注情緒作用的“自戀暴怒理論” (Krizan & Johar, 2015)。但現有的大多數研究都只關注了認知(Bushman & Baumeister, 1998; Jones & Paulhus, 2010; Reidy et al., 2008)或情緒(Krizan & Johar, 2015)中的一個內在心理過程, 少有兼顧認知、情緒的整合性研究(Hart, Adams, & Tortoriello, 2017)。因此, 本研究將同時考慮情境、認知、情緒在自戀人格與攻擊行為間的綜合作用機制。

1.1 認知：自我威脅理論

研究者們最初提出了自我威脅理論(threatened- egotism), 從認知角度解釋了自戀與攻擊關聯的機制。該理論認為, 當自戀者夸大的自我與現實或他人的消極評價產生矛盾時, 其自我會感知到威脅感。此時, 出于捍衛地位、提升形象或報復等目的, 自戀者往往會針對破壞和懷疑其夸大自我的人實施攻擊行為(Bushman & Baumeister, 1998)。后續大量實證研究進一步從不同角度證實了自我威脅理論的有效性：Jones和Paulhus (2010)通過模擬社會情境的方法發現, 高自戀者在自我受到威脅時, 會表現出更強的攻擊行為; Hart, Adams和Tortoriello (2017)用模擬情境法得出威脅感在自戀與攻擊間起中介作用; Krizan和Johar (2015)則基于自我威脅理論, 通過問卷法檢驗了心理特權(entitlement)在自戀與攻擊間的中介作用。心理特權是指個體感到有權利獲得優待, 豁免社會責任的穩定而普遍的主觀信念或知覺, 是一種穩定的人格特質, 高心理特權的個體常常認為自己比他人更優越、存在著被優待的特權(Campbell et al., 2004)。但在現實中, 這樣不切實際的信念很容易被推翻, 個體越認為自己應當享有特權, 現實便越容易違背他們的期望(Reidy et al., 2008), 其膨脹的自我便會感知到更多的威脅感, 進而引發攻擊行為以維護自己的地位并恢復膨脹的自我(Bushman & Baumeister, 1998)。不難看出, 自我威脅理論解釋的攻擊并不是由爆發式情緒誘發的沖動性攻擊, 而是有明確目的和計劃的預謀性攻擊。

1.2 情緒：自戀暴怒理論

自我威脅理論主要從認知角度對自戀與攻擊的關聯進行了解釋, 難以解釋情緒的作用及其對沖動性攻擊的影響(Schoenleber et al., 2011), 自戀暴怒理論(narcissism rage)可以較好地對其進行補充。當自戀者膨脹卻脆弱的自我受到挑戰時, 會產生憤怒、羞恥、感覺悲傷或受到傷害等一系列負面情緒, 稱為自戀暴怒, 在強烈的負性情緒作用下, 個體會行為失控, 產生攻擊行為(Krizan & Johar, 2015)。從理論上來看, 這種攻擊是個體對于激惹和挑釁的一種即時性反應, 一般是沖動性攻擊。Krizan和Johar (2015)以自戀暴怒理論為基礎進行了一系列的問卷和實驗研究, 結果表明, 負性情緒較好地解釋了自戀與攻擊間的關聯。具體來說, 在受到挑釁時, 隱性自戀可以有效地引發個體包括憤怒、不信任、抑郁等在內的負面情緒, 進而導致反應性攻擊和替代性攻擊。未受挑釁時, 上述預測作用不成立。顯性自戀則在挑釁和非挑釁條件下均未表現出對負性情緒和攻擊行為的預測作用。另有研究表明, 顯性自戀與攻擊行為的關聯同樣與負面情緒有關(Li et al., 2016)。Hart, Adams和Tortoriello (2017)的研究表明, 在控制了自我威脅理論的相關變量后, 自戀暴怒理論對自戀與攻擊的關聯依然有良好的解釋作用。

1.3 情境：挑釁的調節作用

自戀人格在引發個體認知、情緒變化時, 受到一個重要的情境因素：挑釁的影響。盡管有研究顯示, 無論是否受到挑釁, 自戀者都會表現出較強的攻擊性(Reidy et al., 2010), 但更多研究(Bushman & Baumeister, 1998; Krizan & Johar, 2015)及元分析(Rasmussen, 2016)表明個體在受到挑釁時自戀與攻擊關系的效應量大于未受挑釁時, 即挑釁在自戀與攻擊之間起調節作用。高自戀者具有膨脹且不穩定的自我意識(Miller & Maples, 2012), 根據自我威脅理論和自戀暴怒理論, 他們在日常生活和人際交往過程中很容易自尊受損、感覺難堪或感受到威脅, 同時產生負面情緒。上述過程在個體沒有受到挑釁時常常得不到體現, 一旦受到挑釁便會突顯出來, 個體出于消除威脅、保持形象、維護地位等目的, 并在憤怒等負面情緒的驅使下會產生攻擊行為。

綜上所述, 自戀與攻擊之間可能存在著一個有調節的中介模型。威脅感和負面情緒分別從認知和情緒方面中介了自戀對攻擊的影響, 挑釁則調節了自戀影響威脅感和負性情緒的過程。認知和情緒是不同的心理過程, 二者之間的關聯也往往是相互, 而非單向的(Anderson & Bushman, 2002)。因此, 我們選擇建立并行式的多重中介而非鏈式中介模型(詳見圖1), 以往的研究也大多采用相同的方法構建模型(Hart, Adams, & Tortoriello, 2017; Krizan & Johar, 2015)。此外, 不同的攻擊類型, 機制也可能有所差別, 威脅感主要解釋預謀性攻擊的產生, 沖動性攻擊則更多被負性情緒所解釋。

1.4 本研究

基于以往研究基礎并針對其中不足, 本文在罪犯群體中開展自戀與攻擊關系的研究。監獄中的心理治療手段大多是圍繞個體的自我意識開展的, 罪犯的攻擊行為也給監管和改造帶來了困難并造成了安全隱患, 因此自戀與攻擊關系的研究可以為實踐部門提供借鑒。暴力犯在監獄中占比較高, 與攻擊行為的關聯最為密切, 造成的獄內風險較大, 因此本研究將選取暴力犯為研究對象。

研究1采用問卷法, 從特質層面對自戀與攻擊的關聯及機制進行探索, 依據自我威脅理論和自戀暴怒理論建立結構方程模型, 并對自戀和攻擊的亞型進行區分, 比較機制的異同。自戀被分為顯性自戀和隱性自戀, 攻擊則根據屬性分為預謀性攻擊和沖動性攻擊。憤怒是攻擊行為產生的主要情緒因素(Anderson & Bushman, 2002), Krizan和Johar (2015)基于自我威脅理論發現心理特權在自戀與攻擊行為間起中介作用, 因此研究1中, 特質憤怒和心理特權將被作為中介變量納入分析。研究2采用實驗法, 依然以顯性自戀和隱性自戀為自變量, 設置了挑釁與非挑釁情境, 檢驗挑釁在自戀與攻擊間的調節作用。我們對經典的泰勒攻擊范式(Taylor aggression paradigm) (Chester & Lasko, 2019)進行了改編, 使其能夠適應監獄環境和罪犯群體的特點, 用來測量個體的攻擊行為。在中介變量方面, 研究2關注負性情緒的作用而非僅考慮憤怒, 并對感知威脅感進行直接測量取代心理特權。

圖1 自戀與攻擊關聯的假設模型圖

2 研究1：問卷研究

2.1 研究方法

2.1.1 被試

研究1被試來自湖南省某男子監獄, 選取的標準如下：年齡不超過50周歲, 具有小學及以上文化水平, 智力、精神、聽力正常, 能使用普通話進行溝通, 無閱讀和書寫障礙。犯罪類型包括故意殺人、故意傷害和聚眾斗毆及尋釁滋事。為了排除性及毒品等其他因素的影響, 罪名中包含性犯罪以及與毒品有關的被試均被排除。共收到了534份問卷, 剔除了缺失過多或不認真作答數據后, 有效數據498份, 有效率為93.26%, 其中有9人基本信息缺失。具體如下(1)年齡：范圍在18~47歲之間,= 34.01歲,6.67歲; (2)學歷水平：小學學歷130人, 初中學歷296人, 高中學歷56人, 專科本科及以上7人; (3)刑期：死刑緩期2年執行者166人(33.95%), 無期徒刑者122人(24.95%), 10年以上有期徒刑者147人(30.06%), 10年及以下有期徒刑者54人(11.04%); (4)已服刑時間：0.25~18年,= 6.36年,= 4.88年; (5)罪名：故意殺人罪156人(31.90%), 故意傷害99人(20.25%), 搶劫罪113人(23.11%), 聚眾斗毆及尋釁滋事罪25人(5.11%), 犯多項上述罪名者96人(19.63%)。

2.1.2 工具

顯性自戀 采用13題版本的自戀人格問卷(Narcissistic Personality Inventory–13, NPI-13)對顯性自戀進行測量。自戀人格問卷是測量顯性自戀的經典工具, 中文版信效度良好(王曉燕, 2008)。NPI-13是自戀人格問卷的簡版, 通過項目分析、因素分析等方法, 從40個題項中選取了13項, 被證明具有良好的信效度(Gentile et al., 2013)。本研究中, 驗證性因子分析結果為：/= 1.64, CFI = 0.93, IFI = 0.93, GFI = 0.97, RMSEA = 0.04, 表明結構效度良好, 本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數為0.66。

隱性自戀 采用過度敏感自戀量表(Hypersensitivity Narcissistic Scale, HSNS)測量隱性自戀, 該問卷包含10個項目, 為單維度量表, 采取1~5點計分(Hendin & Cheek, 1997), 中文版信效度良好(王曉燕, 2008)。本研究中, 驗證性因子分析結果為：/= 2.43, CFI = 0.92, IFI = 0.92, GFI = 0.97, RMSEA = 0.05, 表明結構效度良好, 本研究中, 該量表Cronbach’s α系數為0.66。

特質憤怒 采用特質憤怒量表(The Trait Anger Scale, TAS)測量個體的特質憤怒得分, 該問卷由Spielberger (1988)編制, 中文版由羅亞莉和張大均(2011)修訂, 包含10個條目、分為氣質型憤怒和反應型憤怒兩個因子, 各4個題項, 另有2個題項不屬于兩個因子, 僅計入總分。采用1~4點計分, 得分越高表明特質憤怒水平越高。驗證性因素分析結果顯示, 該問卷結構效度良好,/= 3.82, CFI = 0.95, IFI = 0.95, GFI = 0.96, RMSEA = 0.08。本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數為0.88。

心理特權 心理特權問卷(Entitlement scale)由Campbell等(2004)編制, 中文版由白楊和王佳寧(2018)修訂, 包含9個題項, 采取1~7點計分, 得分越高表明個體心理特權越強。驗證性因素分析結果顯示, 該問卷結構效度良好,/= 6.20, CFI = 0.93, IFI = 0.93, GFI = 0.91, RMSEA = 0.10。本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數為0.86。

沖動性/預謀性攻擊 采用沖動?預謀攻擊量表(Impulsive/Premeditated Aggression Scales, IPAS)對被試的兩類攻擊進行測量。該問卷由Stanford等(2003)編制, 中文版信效度良好(喬屹等, 2009), 分為沖動性攻擊、預謀性攻擊兩個維度, 共計20個項目, 其中沖動性攻擊包含8題, 預謀性攻擊包含12題, 采用1~5點計分。驗證性因素分析結果表明, 預謀性攻擊和沖動性攻擊各有2個項目載荷極低, 予以刪除。刪除后問卷的結構效度良好,/= 3.42, CFI = 0.92, IFI = 0.92, GFI = 0.91, RMSEA = 0.07。沖動性攻擊、預謀性攻擊及總分的Cronbach’s α系數分別為0.76, 0.86和0.90。

2.2 施測過程與數據處理

測試由2名心理學碩士和1名教育科骨干民警擔任主試。研究1數據與監獄內的心理評估工作一起開展, 為減少被試疲勞并減少共同方法偏差, 測試分2批進行。研究者于2次監獄集體學習日(間隔一周)在教室內發放問卷并在填寫后當場回收, 被試被給予生活用品作為報酬。第一次施測包含顯性自戀、隱性自戀問卷, 第二次施測包含研究1的其他問卷, 整個施測過程采用編號代替姓名以盡可能地保證匿名性。

使用SPSS23.0進行描述性統計和相關分析; 利用AMOS 23.0進行結構方程模型的構建, 并采用Bootstrap法進行效應量顯著性的檢驗。在此基礎上進行效應量的合成和對比, 比較顯性自戀、隱性自戀對兩類攻擊的總效應量大小及差值的顯著性。

2.3 結果

2.3.1 共同方法偏差

研究1的數據源自2批測試并盡量保證了匿名性, 使用的問卷中包含了里克特式和迫選式兩種作答方式, 且存在部分反向計分的題目, 這些措施在測量環節就減少了共同方法偏差的影響(周浩, 龍立榮, 2004)。從統計角度, 我們按照周浩和龍立榮(2004)的建議, 利用SPSS 23.0對問卷數據進行了Harman單因素檢驗, 即對所有變量的共58個項目進行主成分因素分析。結果顯示, 未旋轉前, 存在15個因子的特征值大于1, 第一個因子解釋的變異量為19.75%, 遠小于40%的臨界標準, 表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

2.3.2 相關與描述性統計

對暴力犯的各變量得分進行描述性統計及相關分析, 詳見表1。結果表明, 各變量之間均存在顯著正相關。這為后續結構方程模型構建和中介效應分析奠定了基礎。

通過閱讀文獻并進行梳理,特別是國內外已使用且證實有效的量表,結合專家訪談,并針對本文研究對象的特征,制定本研究的測量變量及項目．地方依戀的測量量表,主要借鑒Williams等關于地方認同和地方依賴兩個維度的測量量表,以及國內學者陸敏、史春云、董文俊、唐文躍等關于地方依戀研究的問卷測量量表[10-11,25-26]．2018年6月9日組織進行了100份問卷預調查,對徐州主要城市公園的訪客進行調查,經過研究組反復討論修改,確定正式問卷后再進行野外調研．問卷調查項目包括受訪居民的基本屬性特征,以及居民對綠地空間的免費開放感知、公園滿意度、地方認同和地方依賴4個方面．

2.3.3 結構方程模型

在相關分析的基礎上進行結構方程模型的建構。為減少因潛變量項目過多導致的膨脹誤差, 我們根據吳艷和溫忠麟(2011)的建議, 對研究中的各問卷進行了打包處理。顯性自戀、特質憤怒量表包含分維度, 根據維度將它們各打包成了3個指標。對隱性自戀、心理特權及沖動性攻擊和預謀性攻擊這幾個單維量表, 則采用因子平衡法, 根據題目的數量將它們各自打包為2~3個指標。根據前言部分的理論基礎和假設, 將顯性自戀和隱性自戀為自變量, 特質憤怒和心理特權為中介變量, 沖動性攻擊和預謀性攻擊為因變量構建結構方程模型, 即為M1。結果表明, 有3條路徑未達到顯著水平, 在刪除了3條不顯著路徑后重新構建模型得到M2。M1和M2的擬合度對比見表2。可以看出, M1和M2的擬合度均良好, 卡方似然比檢驗結果顯示, 兩個模型的擬合度沒有顯著的差異(Δ= 3.40, Δ= 2,= 0.183)。為避免低估效應量并獲取全面的信息, 我們選擇保留完整的模型(詳見圖2), 進行bootstrap檢驗及效應量的合成與比較。

2.3.4 效應量的bootstrap檢驗

采用非參數百分位bootstrap法對8條中介路徑和4條直接路徑進行顯著性檢驗, 自抽樣次數為5000。結果顯示, 心理特權在顯性自戀/隱性自戀與沖動性攻擊間的中介效應不顯著, 置信區間包含0, 其余中介效應的置信區間均不包含0。直接效應方面, 顯性自戀對兩類攻擊的直接作用置信區間包含0, 直接效應不顯著, 隱性自戀對兩類攻擊直接作用置信區間不包含0, 直接效應顯著(詳見表3)。

2.3.5 效應量的合成與比較

在Bootstrap檢驗的基礎上對上述效應量進行合成和對比, 對自戀與攻擊的關系及機制進行深入的探索。盡管部分效應量較小, 置信區間包含0, 但并不意味著完全不存在效應量, 直接刪除可能導致對效應量的低估, 因此在計算總效應量時予以保留(詳見表4)。

針對以往研究對隱性自戀的忽視, 我們對顯性自戀和隱性自戀的效應量進行了對比。結果顯示, 隱性自戀對沖動性攻擊的總效應量顯著, 顯性自戀對沖動性攻擊的總效應量不顯著(表4), 二者差異顯著(Δβ = 0.37,= 0.13, 95% CI [0.104, 0.637],= 0.004); 兩類自戀對預謀性攻擊的總效應量均顯著, 且隱性自戀預測預謀性攻擊的效應量顯著大于顯性自戀(Δβ = 0.26,= 0.13, 95% CI [0.004, 0.503],= 0.048)。上述結果共同表明, 隱性自戀對預謀性攻擊和沖動性攻擊的預測作用都大于顯性自戀。

表1 描述性統計和相關矩陣(N = 498)

注：表示< 0.05,表示< 0.01, 下同。

表2 多重中介模型擬合度指標

圖2 自戀與攻擊多重中介作用的結構方程模型圖

注：為保持簡潔, 僅保留了結構模型, 省略了測量模型。潛變量到顯變量的路徑系數均在0.52~0.97之間。圖中系數均為標準化系數。

表3 主要效應量顯著性的bootstrap檢驗

表4 總效應量及差異顯著性檢驗

2.4 討論

研究1在中國暴力犯群體中證實了自戀與攻擊存在著正相關(Bushman & Baumeister, 1998; Rasmussen, 2016)。心理特權和特質憤怒在自戀與攻擊間起中介作用, 但心理特權的中介作用僅對預謀性攻擊成立, 對沖動性攻擊不成立。隱性自戀預測兩類攻擊的效應量均大于顯性自戀, 這與Rasmussen (2016)的研究結果相一致, 再次突顯出隱性自戀的非適應性(Schoenleber et al., 2011)。

研究1證實了自戀與攻擊的關聯, 并提供了相應的解釋, 同時突出了隱性自戀的作用。但研究1采取問卷法, 沒有真實的情境, 很多因素不能得到很好的體現, 例如心理特權只能間接地體現個體感知到的威脅感, 挑釁的調節作用也沒有得到驗證。此外, 自戀暴怒也并不是簡單的憤怒, 它是包含憤怒、悲傷等在內的復雜的負性情緒(Krizan & Johar, 2015)。研究2將采用實驗法, 在挑釁條件和無挑釁條件下分別探討顯性自戀、隱性自戀與攻擊行為的關系及其機制的異同。

3 研究2：實驗研究

3.1 研究方法

3.1.1 被試

為獲得更典型的暴力犯, 研究2僅選取了故意傷害和故意殺人兩個罪名的罪犯。根據監獄情況, 僅在無生產任務或生產任務較輕的大隊開展實驗以保證被試能夠配合完成。研究2為實驗研究, 采取被試間設計, 被試被隨機分為2組, 完成挑釁組或非挑釁組的實驗, 我們對兩組被試的基本信息及自戀人格進行了匹配, 兩組被試的各變量得分均不存在顯著差異(詳見表5)。共有93名被試完成了實驗, 挑釁組47人, 非挑釁組46人。其中 2名非挑釁組被試和1名挑釁組被試對實驗過程存在質疑, 在分析過程中予以剔除, 最終保留46名挑釁組被試和44名非挑釁組被試, 其中故意殺人罪50人, 故意傷害罪40人。

表5 挑釁組與對照組基本信息與自戀人格得分(M ± SD)

注：學歷水平1 = 小學, 2 = 初中, 3 = 高中或職業高中, 4 = 專科、本科及以上; 基于刑罰的實際執行情況, 無期徒刑被賦值為23年, 死緩被賦值為25年。

3.1.2 測量工具

操縱檢驗 對Li等(2016)研究中采用的敵意歸因量表進行改編, 測量被試對于對手的敵意認知, 以此來檢驗挑釁的啟動效果。該問卷包含5個題項, 采用1~7點計分。題目包括“我感覺我的對手很友好” (反向計分)、“我覺得我的對手故意要傷害我”、“我的對手對我非常蠻橫”、“我的對手對我很有敵意”、“我的對手對我抱有偏見”。得分越高表明被試感知到的敵意越強。本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數為0.71。

負性情緒 采用正性負性情緒量表(Positive affect negative affect schedule, PANAS)中的負性情緒量表來測量負性情緒(Watson et al., 1988)。該量表中文版信效度良好(黃麗等, 2003)。包含10個情緒詞, 被試根據此時此刻的心情評估這些情緒詞在多大程度上符合現在的心情。量表采取1~5點計分, 得分越高, 表明此刻被試的負面情緒越高。本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數為0.82。

感知威脅感 感知威脅感的測量工具改編自Bushman和Baumeister (1998)的研究, 共計4個問題, “游戲結果和對手的評價對我很不公平”, “游戲結果和對手的評價讓我覺得難堪”, “游戲結果和對手讓我感受到了威脅”, “游戲結果和對手傷害了我的自尊心”, 采取1~7點計分。得分越高表明個體感受到的威脅感越強。本研究中, 該問卷的Cronbach’s α系數為0.81。

自戀人格 顯性自戀與隱性自戀的測量工具與研究1相同。研究2中, 顯性自戀問卷的內部一致性信度為0.75, 隱性自戀問卷的Cronbach’s α系數為0.71。

3.1.3 實驗任務與流程

以往的研究大多以大學生為被試, 由于用文字表達觀點的能力是大學生較為擅長且十分看重的, 研究者常常讓被試寫文章表達自己的觀點, 并令偽被試針對文章及觀點做消極評價來啟動挑釁(Bushman & Baumeister, 1998; Jones & Paulhus, 2010)。但這一方法很難對文化水平較低的罪犯群體起到挑釁的作用, 監獄內的被試甚至很難完成文章寫作的任務。基于反應時競爭任務的泰勒攻擊范式是測量攻擊行為的常用方法(Chester & Lasko, 2019)。研究2根據本研究目的和監獄環境的特殊性對反應時競爭任務進行了改編, 具體流程如下。

根據人口學信息在監管系統中挑選名單, 排除無法或不愿參與實驗的被試后, 其余被試由主試一對一解釋指導語并完成實驗。首先, 被試填寫顯性自戀和隱性自戀問卷; 接著, 被試完成階段1, 進行挑釁的啟動; 之后進行操縱檢驗及負性情緒和感知威脅感的測量; 最后進行階段2, 對攻擊進行測量。實驗結束后, 被試將被贈送一塊香皂作為酬勞。

(1)被試填寫顯性自戀和隱性自戀問卷。

(2)階段1。階段1開始前, 被試被告知“你與一名來自其他監區的匿名對手(事實上是偽被試)進行反應速度比賽, 屏幕上會依次出現綠、黃、紅三個顏色的方塊, 前兩個方塊的持續時間隨機在0.8~ 2 s之間, 你需要快速準確地在紅色方塊出現時按‘空格鍵’做出反應, 游戲共計2個階段, 每階段12個回合, 每階段總時長較短者會獲得游戲的勝利。階段1結束后, 會反饋游戲結果, 對手會根據游戲結果和你的表現對你做出評價”。該階段的目的是啟動挑釁, 被試被隨機分為挑釁組和非挑釁組。在挑釁組中, 被試會被告知輸掉了階段1游戲, 且“對手”會給被試較低的評分(2分, 滿分9分), 并發送負面評價(例如, 你的反應實在太慢了; 再比你一次我還是會贏你); 在對照組中, 被試會被告知贏下了階段1游戲, “對手”會給其較高的評分(8分, 滿分9分), 且會發送正面的評價(例如：表現不錯; 你的反應速度很快)。

(3)操縱檢驗和中介變量的測量。階段1之后, 被試將被要求按照此時此刻的感受和心情完成操縱檢驗、負性情緒和感知威脅感的測量問卷。

(4)階段2。被試被告知“你與之前的對手再進行一輪游戲, 在每一回合結束后, 你可以給對手發送噪音”。每次對紅色按鍵做出反應后, 被試可以依次選擇噪音大小和持續時間以向對手施加噪音, 數字1~9代表60~100 dB的噪音(每5 dB一個水平), 0則表示不施加噪音, 數字0~9代表0.5~5 s (每0.5 s一個水平)。對噪音大小和持續時間分別標準化后將標準分相加, 作為攻擊行為的量化指標(楊晨晨等, 2016)。

3.1.4 數據分析

利用SPSS 23.0進行獨立樣本檢驗, 完成描述性統計和操縱性檢驗。在此基礎上, 我們將自戀作為自變量, 負性情緒和感知威脅感為中介變量、攻擊為因變量、挑釁為調節變量, 利用SPSS中的process組件(Hayes, 2013)進行中介作用和調節作用的檢驗, 探究顯性自戀和隱性自戀對攻擊行為的影響, 以及挑釁的調節作用和負性情緒、感知威脅感的中介作用。

3.2 結果

3.2.1 描述統計與操縱檢驗

相比于對照組, 挑釁組的被試感知到了更多來自對手的敵意, 證明挑釁的操縱成功。此外, 挑釁組被試有更強的負性情緒和威脅感以及更多的攻擊行為(詳見表6)。

表6 描述性統計及操縱檢驗(M ± SD)

3.2.2 顯性自戀與攻擊的關聯

首先從總體上檢驗顯性自戀與攻擊的關聯。利用process組件的Model1, 將顯性自戀為自變量, 攻擊為因變量, 組別為調節變量進行分析。結果發現, 挑釁對顯性自戀與攻擊行為的關聯起調節作用(β = 0.24,= 0.10,= 2.43,= 0.017, 95% CI [0.043, 0.430])。在挑釁條件下, 顯性自戀可以正向預測攻擊行為(β = 0.50,= 0.14,= 3.67,= 0.004, 95% CI [0.230, 0.772]; 非挑釁條件下, 顯性自戀不能預測攻擊行為(β = 0.03,= 0.14,= 0.19,= 0.847, 95% CI [–0.250, 0.303])。調節作用的簡單斜率分析見圖3。

圖3 挑釁調節顯性自戀與攻擊關系的簡單斜率圖(總效應)

在此基礎上, 將顯性自戀為自變量, 負性情緒和感知威脅感為中介變量, 攻擊為因變量, 組別為調節變量, 利用process的Model7構建有調節的多重中介模型。結果表明, 挑釁調節了顯性自戀對負性情緒的預測作用(β = 0.20,= 0.10, 95% CI [0.004, 0.408]), 同時調節了顯性自戀→負性情緒→攻擊的中介路徑(β = 0.13,= 0.07, 95% CI [0.018, 0.301])。在挑釁條件下, 顯性自戀可以預測負性情緒(β = 0.35,= 0.14,= 2.48,= 0.015, 95% CI [0.069, 0.631]), 且上述中介效應成立(β = 0.11,= 0.06, 95% CI [0.022, 0.253]), 無挑釁條件下, 顯性自戀無法預測負性情緒(β = –0.06,= 0.14,= –0.40,= 0.688, 95% CI [–0.345, 0.228]), 且上述中介效應不成立(β = –0.02,= 0.04, 95% CI [–0.098, 0.047])。簡單斜率分析圖見圖4。

圖4 挑釁調節顯性自戀與負性情緒關系的簡單斜率圖

顯性自戀對威脅感的影響不受挑釁調節(β = 0.04,= 0.10, 95% CI [–0.157, 0.229]), 顯性自戀→威脅感→攻擊的中介作用路徑也不受挑釁調節(β = 0.02,= 0.05, 95% CI [–0.073, 0.133])。在挑釁條件下, 自戀可以預測威脅感(β = 0.38,= 0.14,= 2.79,= 0.007, 95% CI [0.109, 0.651]); 且上述中介效應成立(β = 0.09,= 0.06, 95% CI [0.002, 0.233])。非挑釁條件下, 自戀同樣可以預測威脅感(β = 0.31,= 0.14,= 2.22,= 0.029, 95% CI [0.032, 0.584]), 上述中介效應依然成立(β = 0.08,= 0.05, 95% CI [0.002, 0.186])。簡單斜率分析圖見圖5。此外, 顯性自戀對攻擊的直接效應不顯著(β = 0.14,= 0.10, 95% CI [–0.053, 0.329])。

3.2.3 隱性自戀與攻擊的關聯

采用相同的方法檢驗隱性自戀與攻擊行為關聯的機制, 首先利用process中的模型1檢驗挑釁的調節作用。結果表明, 隱性自戀對攻擊的預測作用顯著(β = 0.31,= 0.11, 95% CI [0.083, 0.508]), 但挑釁對二者關聯的調節作用不顯著(β = 0.02,= 0.10,= 0.20,= 0.841, 95% CI [–0.185, 0.227])。利用process的model7構建有調節的多重中介模型。結果表明, 挑釁對隱性自戀→負性情緒→攻擊的中介路徑(β = 0.03,= 0.07, 95% CI [–0.084, 0.191])和隱性自戀→威脅感→攻擊的中介路徑(β = 0.02,= 0.06, 95% CI [–0.096, 0.155])的調節作用均不顯著。由于不存在顯著的調節作用, 我們將模型簡化為一般的多重中介模型, 采用Process插件的Model4檢驗威脅感和負性情緒的中介作用。結果表明, 威脅感的中介作用成立(β = 0.11,= 0.05, 95% CI [0.028, 0.222]), 負性情緒的中介效應成立(β = 0.13,= 0.07, 95% CI [0.014, 0.281]), 隱性自戀的直接作用不成立(β = 0.07,= 0.10,= 0.69,= 0.494, 95% CI [–0.135, 0.278])。

圖5 挑釁調節顯性自戀與威脅感關系的簡單斜率圖

3.3 討論

在研究1的基礎上, 研究2對方法和內容進行了改進和補充, 進一步在罪犯群體中探索自戀與攻擊的關系及其機制。我們針對監獄環境和罪犯群體的特點, 對攻擊的反應時競爭任務進行了改編, 檢驗了挑釁和非挑釁條件下顯性自戀、隱性自戀對攻擊行為的影響, 以及負性情緒及感知威脅感的中介作用。

個體受到挑釁時, 顯性自戀與攻擊行為存在顯著關聯, 負性情緒和威脅感的中介作用成立; 不受挑釁時, 總體上顯性自戀與攻擊的關聯不顯著, 但威脅感的中介效應仍然存在。這表明挑釁是引發高顯性自戀者攻擊的重要因素, 負性情緒和威脅感為這種關系提供了解釋。但即使沒有受到實際的挑釁, 高顯性自戀者在人際互動過程中, 也會傾向于感到難堪、沒面子或受到威脅, 導致其采用攻擊行為挽回面子、消除威脅。這樣的結果部分符合Reidy等人(2010)的觀點, 即自戀與攻擊的關聯未必需要挑釁的誘發。隱性自戀的結果更好地印證了這一點, 在挑釁與非挑釁條件下, 隱性自戀預測攻擊行為的總效應量均顯著, 威脅感和負性情緒也都起到了中介作用。這同時意味著隱性自戀者比顯性自戀者更容易產生攻擊行為, 與研究1和Krizan和Johar (2015)及Rasmussen (2016)的結果一致。

4 總討論

自戀在個人主義盛行的西方文化背景下得到了研究者的廣泛關注, 與精神病態和馬基雅維利主義并稱黑暗三人格, 被認為與反社會人格和行為有密切的關聯(Paulhus & Williams, 2002)。但有研究者認為對黑暗三人格, 尤其是自戀的“黑暗性”需要進一步的研究和確認(Rauthmann, 2012)。例如, 在預測青少年不良行為時, 自戀并沒有表現出顯著的預測效果(Chabrol et al., 2009); 公眾對于自戀者同時存在著一定的積極評價(Rauthmann, 2012)。加上自戀受社會文化影響較大(Li et al., 2016), 中國人內斂中庸的傳統和集體主義文化使得個體自戀特點可能與西方社會存在著差異。

本研究在中國文化背景下對自戀與攻擊的關聯及機制進行了研究, 對自戀與攻擊的亞型進行了區分, 檢驗了挑釁在自戀與攻擊間的調節作用并以自我威脅理論和自戀暴怒理論為依據對其機制進行了解釋。更為重要的是, 本研究選取了暴力犯為研究對象, 彌補了以往研究在正常人群, 尤其是大學生群體中研究“黑暗人格”和“反社會行為”的局限。

4.1 威脅感和負面情緒的中介作用

與以往多數研究一致, 本研究中自戀與攻擊存在正相關(Hart, Adams, & Tortoriello, 2017; Lambe et al., 2018)。同時, 心理特權/感知威脅感和特質憤怒/負面情緒在二者間起到了中介作用, 印證了自我威脅理論(Bushman & Baumeister, 1998)和自戀暴怒理論(Krizan & Johar, 2015), 從認知和情緒角度對自戀與攻擊的關聯做出了解釋：自戀者膨脹的自我使其在人際交往過程中容易產生認知和情緒的異常, 感到自我受到威脅并體驗到強烈的負性情緒, 為了消除威脅、找回面子, 同時在負性情緒的驅使下, 會產生攻擊行為。

一方面, 本研究發現, 以心理特權為代表的認知成分, 僅能解釋自戀對預謀性攻擊的影響, 對沖動性攻擊的中介作用不成立。這樣的結果符合自我威脅理論對自戀攻擊關系的解釋, 認為自戀者的攻擊行為是帶有目的性且有預謀的(Hart, Adams & Tortoriello, 2017)。自戀者以自我為中心, 對自己有膨脹的認知, 認為自己應當享有更多的權利和優待, 有較強的心理特權感(Campbell et al., 2004)。現實中, 個體越認為自己應當享有特權, 就意味著他們的期望越容易被違背(Reidy et al., 2008), 從而感受到威脅或不公平。根據自我威脅理論, 個體為了維護自身的形象和地位, 消除威脅并實現特權, 會采取攻擊行為(Bushman & Baumeister, 1998)。這種攻擊有明確的目的而非因為沖動, 因此, 心理特權等認知方面的因素, 只能中介自戀對預謀性攻擊而非對沖動性攻擊的影響。

另一方面, 與Krizan和Johar (2015)提出的自戀暴怒理論一致, 特質憤怒及其代表的情緒因素能夠較好地預測自戀者的沖動性攻擊。自戀者被他人激惹或自我受到挑戰后, 會產生強烈的憤怒等負性情緒, 致使情緒及行為失控, 產生沖動性攻擊。但本研究還發現, 負面情緒對暴力犯的預謀性攻擊同樣存在著預測作用。這說明憤怒對暴力犯攻擊性的影響并不僅僅是即時、短暫的, 憤怒還會增加個體對他人的敵意認知并形成憤怒沉思(侯璐璐等, 2017), 使個體長期處于敵意和憤怒的狀態, 不斷驅使個體實施有目的的攻擊直到實施報復行為或宣泄情緒。罪犯人群的情緒調節功能存在異常(Garofalo & Velotti, 2017), 其對情緒的消極應對方式, 也會加深負性情緒帶來的影響(van Harreveld et al., 2007)。這使得負性情緒對暴力犯的影響更深遠且消極, 持續驅使著個體實施報復行為, 形成目的性和計劃性較強的預謀性攻擊。

4.2 挑釁的調節作用

本研究發現, 挑釁對上述的中介模型起到了調節作用, 即在挑釁條件下, 自戀者更容易產生威脅感和負性情緒, 進而引發攻擊行為。這一結果得到了大量研究(Bushman & Baumeister, 1998; Li et al., 2015)和元分析的支持(Rasmussen, 2016)。但不同的是, 本研究中挑釁只對部分中介路徑起調節作用, 即使沒有受到挑釁, 顯性和隱性自戀者也都會感受到較強的威脅感, 隱性自戀者還會產生與受到挑釁時相似的負面情緒。盡管Reidy等(2010)的研究得到過類似的結果, 但這與大多數以正常人為被試的研究結果不一致(Bushman & Baumeister, 1998; Jones & Paulhus, 2010; Rasmussen, 2016)。這樣的結果可能與暴力犯群體的特征有關。自戀者本就容易從外界感受到敵意和威脅(Reidy et al., 2008), 隱性自戀者更是具有情緒不穩定的特點(Miller et al., 2011), 而以暴力犯為代表的具有反社會人格的個體比一般人更容易產生敵意和負面情緒, 同時具有對挑釁過度關注的特點(劉宇平等, 2019), 這使得暴力犯人群在低挑釁情境下也可能感覺受到挑釁, 發生認知和情緒上的變化, 引發攻擊行為。另外, 暴力犯的自我控制水平較低, 劉宇平等人(2019)的研究表明, 自我控制與挑釁對攻擊行為影響的交互作用達到邊緣顯著, 預示著低自我控制的個體更容易感知到挑釁而產生攻擊行為。這些因素共同導致了在暴力犯群體中, 挑釁的調節作用與正常人群中的結果存在差異。

4.3 隱性自戀的“黑暗性”

本研究中, 相比于顯性自戀, 隱性自戀能夠更好地預測攻擊行為。首先, 研究1表明, 隱性自戀對預謀性攻擊和沖動性攻擊的效應量均大于顯性自戀。顯性自戀僅對預謀性攻擊有顯著預測作用, 對沖動性攻擊的總效應區間包含0, 這印證了Barry等人(2007)及Fossati等人(2010)的觀點。顯性自戀對沖動性攻擊存在著一定的負向直接作用, 與特質憤怒的中介作用形成了遮掩效應。這說明, 盡管顯性自戀者也存在著易憤怒的特點并可能因此產生沖動性攻擊, 但他們出于維護自身形象地位考慮, 往往會控制自己的沖動, 很少采取沖動性攻擊這種公然明顯的攻擊(Baughman et al., 2012; Maples et al., 2014), 而選擇“君子報仇十年不晚”的方式進行有計劃和預謀的攻擊行為。同時, 研究2表明, 在不受挑釁時, 隱性自戀也能夠預測攻擊行為, 這樣的結果與以往的一些研究和觀點相一致。余震坤等(2019)提出, 顯性自戀既存在非適應性的特點, 也存在適應性的一面, 例如與主觀幸福感正相關(王曉燕, 2008)等; 隱性自戀則更多代表了自戀的病態和消極面(Schoenleber et al., 2011), 具有脆弱敏感及情緒不穩定的特點(Miller et al., 2011), 與攻擊行為的關聯更大(Rasmussen, 2016)。在研究過程中如果不加以區分, 很容易產生混淆。

隱性自戀者具備自大、傲慢、對自身過度關注等自戀的核心特點, 都是自戀的重要組成部分(Hendin & Cheek, 1997; Wink, 1991)。但《精神障礙診斷與統計手冊(第五版)》(Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, Fifth Edition, DSM-5) (American Psychiatric Association, APA, 2013)及人格心理學中最常用的自戀測量工具NPI (Gentile et al., 2013)中, 均未包含隱性自戀的內容, 黑暗三人格及其測量工具同樣對隱性自戀缺乏關注(Maples et al., 2014), 隱性自戀與攻擊行為關聯的研究也相對較少(Lambe et al., 2018; Rasmussen, 2016)。而本研究和以往研究(Krizan & Johar, 2015; Rasmussen, 2016)都表明隱性自戀能更好地預測攻擊行為。上述現象體現了在自戀領域的研究中, 對隱性自戀存在著不合理的忽視, 導致了研究者對自戀與攻擊關聯及自戀“黑暗性”的爭議(Rauthmann, 2012)。也提示我們今后在研究自戀與攻擊等非適應性行為或反社會行為的關系時, 要對顯性自戀和隱性自戀加以區分, 并增加對隱性自戀的關注。

4.4 不足與展望

本研究存在一定的局限。首先, 研究1的問卷法和研究2的實驗法都把自戀當作一種穩定的人格特質進行測量, 這是人格與社會心理學領域中研究自戀的普遍做法(Jones & Paulhus, 2010; Krizan & Johar, 2015)。但這使得自戀并非實驗操縱的結果, 得到的因果關系不夠明確。Giacomin和Jordan (2014)認為自戀具有一定的狀態性, 并提出了操縱狀態自戀的范式, 今后的研究可以從狀態自戀角度入手, 對自戀進行操縱以獲得更確切的因果關系。第二, 挑釁的調節作用和自我威脅及自戀暴怒理論很好地解釋了自戀與攻擊的關聯及機制問題。但挑釁存在著多種類型, 例如對個體的身體(body)和自我(ego)進行挑釁時, 自戀與攻擊的關聯會有所不同(Jones & Paulhus, 2010)。同時有研究者認為還存在著其他理論可以解釋自戀與攻擊的關聯。例如, 除認知和情緒外, 一般攻擊模型還提到了喚醒(arousal)在解釋攻擊行為時的作用(Anderson & Bushman, 2002), 今后可以將相應的生理指標納入研究中; 還有研究者認為自戀者的攻擊本質上是一種獲取資源, 掌控主動的手段(Hart, Adams, Burton, & Tortoriello, 2017), 甚至可能是為了獲得施虐帶來的快感(Buckels et al., 2013), 這在反社會傾向較強的罪犯群體中可能表現地更加明顯。最后, 研究1區分了攻擊的屬性, 但研究2受監獄內實驗條件和被試量的限制, 沒有對預謀性攻擊和沖動性攻擊做進一步區分。

盡管存在上述缺陷, 本研究通過問卷法和實驗法, 在罪犯群體中對自戀人格與攻擊行為的關系做了詳細地探討, 結果相對可靠, 為犯罪的預防和矯治提供了一定的參考。本研究發現, 自戀及其引發的威脅感和負面情緒會增加攻擊行為。在監獄管理和罪犯矯治過程中, 應當使罪犯減少對自身的過度關注, 采用認知行為療法等手段幫助他們形成對自己和外部世界的合理認知, 并增強情緒管理能力以減少攻擊行為。隱性自戀者往往伴隨著低自尊(Schoenleber et al., 2011), 因此提升罪犯自尊水平也是十分重要的。青少年處于人格形成的關鍵時期, 在青少年教育及犯罪預防過程中, 家庭和學校應引導青少年建立對挫折和批評的合理應對方式, 并學會關注和理解他人, 避免其形成對自己不合理的過度關注及脆弱敏感的人格特點。

5 結論

本文通過2個研究在中國暴力犯人群中探討了自戀與攻擊的關系及其相應機制, 得到如下結論：(1)暴力犯的自戀可以預測攻擊行為, 威脅感和負性情緒在其中起多重中介作用, 其中威脅感主要預測預謀性攻擊, 負性情緒則對預謀性和沖動性兩類攻擊均有良好的預測作用。(2)挑釁對上述過程起調節作用, 在挑釁條件下, 自戀與攻擊的關聯更密切。(3)隱性自戀比顯性自戀更具有黑暗性：隱性自戀對預謀性攻擊和沖動性攻擊的預測效應量均大于顯性自戀, 且在無挑釁條件下也會產生攻擊行為。

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Eliminating threat or venting rage？The relationship between narcissism and aggression in violent offenders

LIU Yuping, LI Shanshan, HE Yun, WANG Doudou, YANG Bo

(School of Criminal Justice, China University of Political Science and Law, Beijing 100088, China) (School of Sociology, China University of Political Science and Law, Beijing 100088, China)

Narcissism is a component of “the dark triad” and it is closely related to maladaptive and even antisocial behaviors. Aggressive behavior is a typical anti-social behavior, and serious aggression constitutes violent crime. Narcissism is often divided into grandiose and vulnerable narcissism. Aggression also has many subtypes, such as premeditated and impulsive aggression. Previous studies have shown that narcissists are aggressive, especially when facing provocation. On the one hand, narcissists feel threatened when they are challenged. To maintain their ego and eliminate threat, narcissists may show aggressive behavior, which is explained by the theory of threatened egotism. On the other hand, when challenged, narcissists also show strong negative emotions because of their inflated but fragile ego, leading to out-of-control behaviors and even triggering them to attack others, which is the so-called “narcissistic rage.” However, most studies are in the background of Western culture, and the participants are mainly college students. Most judicial field studies use questionnaires, and experimental studies to confirm the relation of narcissism and aggression are lacking. The mechanism how they operate is also unknown. Previous studies failed to make distinctions of the subtypes of narcissism and aggression, especially the subtype of vulnerable narcissism. To overcome the disadvantages of previous studies, this study explored the relationship between narcissism and aggression with a questionnaire in experiment 1 and analyzed the manipulating function of provocation with a competitive response time in experiment 2.

In study 1, we administered the Narcissism Personality Inventory-13, Hypersensitivity Narcissistic Scale, The Trait Anger Scale, Entitlement Scale, and Impulsive/Premeditated Aggression Scales in 498 violence offenders to establish a structural equation model. Then, the significance of effects was examined using Bootstrap to explore the relationship between narcissism and aggression and its mechanisms. In study 2, we recruited 90 violent offenders for scenario-based experiment. Participants were randomly divided into a provocation group (= 46) and a no-provocation group (= 44). Participants in both groups completed the questionnaire for narcissism. Then, they finished the first stage to manipulate provocation. Participants were told to compete with another participant (a fake participant) in racing the speed of reactions. In the provocation group, participants lost the game and received negative feedback from their rivals; in the no-provocation group, participants won the game and received positive feedback from their rivals. Then, they completed the questionnaire for manipulation testing and measured negative affect and perceived threat for the mediating variables. Finally, they finished the second stage in which they could send their rivals’ noises, which can be considered as the aggressive indicator.

Experiment 1 showed that narcissism can predict aggression and that the trait anger and entitlement play multiple mediating roles. Significant effects were found in the mediating paths of grandiose/vulnerable narcissism→trait anger→premeditated aggression, grandiose/vulnerable narcissism→trait anger→impulsive aggression, and grandiose/vulnerable narcissism→entitlement→premeditated aggression. However, the effect of the mediating path grandiose/vulnerable narcissism→entitlement→impulsive aggression was not significant. Compared with grandiose narcissism, vulnerable narcissism was a stronger indicator of premeditated and impulsive aggression. Experiment 2 showed that under provocation, grandiose narcissism and aggression exhibited significant correlation. Meanwhile, perceived threat and negative affect served a mediating function. Grandiose narcissism cannot predict aggression behaviors if not provoked, but the mediating role of perceived threat was still significant. For vulnerable narcissism, the influence on aggression and the mediating role of perceived threat and negative affect were all significant whether provoked or not.

The following conclusions can be obtained from the two experiments: (1) The association between narcissism and aggression was still effective in violent offenders in Chinese culture; (2) “Threatened egotism” and “Narcissistic rage” could explain the relationship between narcissism and aggression. In specific, “threatened egotism” could predict premeditated aggression rather than impulsive aggression, and “narcissistic rage” could predict both subtypes of aggression; and (3) Vulnerable narcissism was non-adaptive, exerting a larger effect size on aggression and a wider applicability compared with grandiose narcissism. Researchers should pay attention to the effects of vulnerable narcissism on maladaptive behaviors, such as aggression, and distinguish the subtypes of narcissism and aggression. Furthermore, the above results could be used in the prevention of crime and the management and correction of criminals by judicial practice departments.

narcissism, threatened egotism, negative affect, aggressive, violent offender

2020-06-09

* 國家重點研發計劃項目(2018YFC0831002)資助。

楊波, E-mail: zsdybo@sina.com

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