大学生童年期心理虐待和儿童虐待认知与潜在施虐倾向的关系
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７９２ ·心理卫生评估·
ＣｈｉｎｅｓｅＭｅｎｔａｌＨｅａｌｔｈＪｏｕｒｎａｌ，Ｖｏｌ３３，Ｎｏ１０，２０１９
大学生童年期心理虐待和 儿童虐待认知与潜在施虐倾向的关系
李篧 刘爱书 刘天牧 朱贺
（哈尔滨师范大学，哈尔滨 １５００２５ 通信作者：刘爱书 ｌｉｕａｉｓｈｕ＠１６３ｃｏｍ）
【关键词】 心理虐待；虐待认知；施虐倾向；体罚；回归分析 中图分类号：Ｂ８４４２ 文献标识码：Ａ 文章编号：１０００－６７２９（２０１９）０１０－０７９２－０３ ｄｏｉ：１０３９６９／ｊｉｓｓｎ１０００－６７２９２０１９１００１４
２ 结 果
２１共同方法偏差 将 ３个测量工具中的所有变量纳入在探索性因
素分析中，在未旋转的情况下共提取出 ７个主成 分，第一个主成分解释总方差变异 ３３９３％，低于 ４０％临界值。因此推断本研究不存在明显的共同方 法偏差。 ２２童年期心理虐待的发生率
心理虐待阳性率 为 ３２２％，恐 吓、忽 视、贬 损、干涉和 纵 容 ５个 维 度 阳 性 率 分 别 是 ３３３％、 ４０６％、３３３％、２７０％、５４２％。很少经历心理 虐待者占 ６７８％，有时经历心理虐待者占 ２６８％ （表 １）。
共 ２３个条目，包括恐吓、忽视、贬损、干涉 和纵容 ５个维度，采用 ０ （从不） ～４ （总是） ５ 点计分，得分越高说明所受到的心理虐待程度越严 重，量表总均分≥１为心理虐待阳性，维度均分≥ １为维度阳性，即个体在该维度存在心理虐待。本 研究中，总量表的 Ｃｒｏｎｂａｃｈα系数为 ０９２，各维 度的 α系数为 ０６８～０８９。 １２２儿童虐待认知量表 （ＰｅｒｃｅｐｔｉｏｎｏｆＣｈｉｌｄＭａｌ ｔｒｅａｔｍｅｎｔＳｃａｌｅ，ＰＣＭＳ）［１０］
（中国心理卫生杂志，２０１９，３３（１０）：７９２－７９４）
心理虐待是指与儿童有亲密关系和责任义务的 人对 其 产 生 的 持 续、 反 复、 不 适 宜 的 行 为［１］。 相 比于躯体虐待，心理虐待更容易产生消极、隐蔽、 普遍的复杂结果。虐待经历导致个体形成不安全依 恋，成人后，此种依恋更有可能体现在个体与其子 女的关系 中［２］。 有 受 虐 经 历 的 成 年 人 更 容 易 卷 入 犯罪行为并虐待自己的子女［３］。
使用 ＳＰＳＳ２５０软件进行统计分析。对童年期 心理虐待状况进行描述性统计；采用 Ｐｅａｒｓｏｎ相关 法探讨童年期心理虐待、虐待认知、潜在施虐倾向
的相关关系；以 ＣＰＭＳ和 ＰＣＭＳ各维度均分为自 变量，以施虐倾向总分为因变量进行多重线性回归 分析，探讨童年期心理虐待与虐待认知对施虐倾向 的预测作用。
类型
恐怖 忽视 贬损 干涉 纵容 心理虐待
表 １ ５４１名大学生童年期心理虐待的发生率 ［例数 （％）］
从不
２７（５０） ５９（１０９） １１９（２２０） ９６（１７７） １８３（３３８）
０
很少
３３４（６１７） ２６２（４８４） ２４２（４４７） ２９９（５５３） ６５（１２０） ３６７（６７８）
共 ２８条目，分为心理虐待、躯体虐待、童工、 忽视及性虐待 ５个维度，采用 ０（肯定不是） ～４ （肯定是）５点计分，量表均分 ＞２表示虐待认知 水平高，将伤害行为认知为虐待的程度更强，均分 ≤２说明个体虐待认知水平低，个体将情节严重的 虐待行为认知为虐待程度弱。本研究中，该量表的 Ｃｒｏｎｂａｃｈα系数为 ０９８，各维度的 α系数为 ０９０
儿童虐待认知是指个体对于儿童虐待的看法， 主要包括对儿童虐待构成的认知、对虐待行为的态 度。个体的儿童虐待认知与其对儿童的施虐倾向密 切相关［４］，公 众 的 虐 待 认 知 水 平 越 低 越 有 可 能 采 取类似虐 待 的 方 式 教 育 子 女［５］。 直 接 对 虐 待 认 知 进行的研究十分有限，但有研究者围绕体罚、攻击 和暴力态度等展开研究。研究发现，持认可攻击信 念的青年，更 可 能 采 取 攻 击 行 为［６］； 暴 力 态 度 正 向预测攻 击 行 为［７］； 对 体 罚 持 有 赞 同 和 认 可 态 度 的父母在对子女的管教过程中更有可能对子女实施 严厉的体 罚［８］。 本 研 究 探 讨 大 学 生 童 年 期 心 理 虐 待现状及心理虐待、虐待认知与潜在施虐倾向的关 系。
基金项目：黑龙江省哲学社会科学规划项目 “儿童虐待代际传递的影响因素及其机制研究” （１７ＳＨＢ０４９）
ｗｗｗｃｍｈｊｃｎ
中国心理卫生杂志 ２０１９年 第 ３３卷 第 １０期
７９３
～０９６。 １２３父母体罚行的调查工具［１１］
采用假设故事情景来测量父母的体罚行为，其 中父母的体罚行为属于躯体虐待，因此本研究采用 该量表来测量大学生的潜在施虐倾向。共 ６个条 目，分为谨慎、道德与社会习俗 ３个维度，每个维 度有 ２个假设故事情景。采用 １（几乎从不） ～４ （几乎总是 ） ４点 计 分， 得 分 越 高 表 明 当 假 设 情 景 发生时，更可能对出现该类违规行为的儿童实施体 罚 （施虐），３个维度得分之和为施虐倾向总分， 总分越高说明个体的潜在施虐倾向性越明显，出现 施虐行 为 的 可 能 性 越 大。本 研 究 中，总 量 表 的 Ｃｒｏｎｂａｃｈα系数为 ０８８，各维度的 α系数为 ０８７ ～０９０。 １３统计方法
１ 对象与方法
１１对象 使用 Ｇ Ｐｏｗｅｒ３１９２计算样本量，设定中
等效应量为 ０２５，统计检验力 １－β＝０９５，最终 需要总样本数 ３７４人。
以黑龙江省某大学大一到大四的学生为研究对 象，利用早晚自习时间，选取部分班级统一施测。 共发放问卷 ５８０份，获有效问卷 ５４１份。其中，男 １５８人，女 ３８３人；大一 １６５人，大二 １３８人，大 三 １１７人，大 四 １２１人；城 市 ２５５人，乡 镇 １０８ 人，农村 １７８人；文科 ２２５人，理科 ２５９人，工科 ５７人；年龄 １８～２５岁，平均年龄 （２１±１） 岁。 １２工具 １２１儿 童 心 理 虐 待 量 表 （Ｃｈｉｌｄ Ｐｓｙｃｈｏｌｏｇｉｃａｌ ＭａｌｔｒｅａｔｍｅｎｔＳｃａｌｅ，ＣＰＭＳ）［９］
ＣｈｉｎｅｓｅＭｅｎｔａｌＨｅａｌｔｈＪｏｕｒｎａｌ，Ｖｏｌ３３，Ｎｏ１０，２０１９
大学生童年期心理虐待和 儿童虐待认知与潜在施虐倾向的关系
李篧 刘爱书 刘天牧 朱贺
（哈尔滨师范大学，哈尔滨 １５００２５ 通信作者：刘爱书 ｌｉｕａｉｓｈｕ＠１６３ｃｏｍ）
【关键词】 心理虐待；虐待认知；施虐倾向；体罚；回归分析 中图分类号：Ｂ８４４２ 文献标识码：Ａ 文章编号：１０００－６７２９（２０１９）０１０－０７９２－０３ ｄｏｉ：１０３９６９／ｊｉｓｓｎ１０００－６７２９２０１９１００１４
２ 结 果
２１共同方法偏差 将 ３个测量工具中的所有变量纳入在探索性因
素分析中，在未旋转的情况下共提取出 ７个主成 分，第一个主成分解释总方差变异 ３３９３％，低于 ４０％临界值。因此推断本研究不存在明显的共同方 法偏差。 ２２童年期心理虐待的发生率
心理虐待阳性率 为 ３２２％，恐 吓、忽 视、贬 损、干涉和 纵 容 ５个 维 度 阳 性 率 分 别 是 ３３３％、 ４０６％、３３３％、２７０％、５４２％。很少经历心理 虐待者占 ６７８％，有时经历心理虐待者占 ２６８％ （表 １）。
共 ２３个条目，包括恐吓、忽视、贬损、干涉 和纵容 ５个维度，采用 ０ （从不） ～４ （总是） ５ 点计分，得分越高说明所受到的心理虐待程度越严 重，量表总均分≥１为心理虐待阳性，维度均分≥ １为维度阳性，即个体在该维度存在心理虐待。本 研究中，总量表的 Ｃｒｏｎｂａｃｈα系数为 ０９２，各维 度的 α系数为 ０６８～０８９。 １２２儿童虐待认知量表 （ＰｅｒｃｅｐｔｉｏｎｏｆＣｈｉｌｄＭａｌ ｔｒｅａｔｍｅｎｔＳｃａｌｅ，ＰＣＭＳ）［１０］
（中国心理卫生杂志，２０１９，３３（１０）：７９２－７９４）
心理虐待是指与儿童有亲密关系和责任义务的 人对 其 产 生 的 持 续、 反 复、 不 适 宜 的 行 为［１］。 相 比于躯体虐待，心理虐待更容易产生消极、隐蔽、 普遍的复杂结果。虐待经历导致个体形成不安全依 恋，成人后，此种依恋更有可能体现在个体与其子 女的关系 中［２］。 有 受 虐 经 历 的 成 年 人 更 容 易 卷 入 犯罪行为并虐待自己的子女［３］。
使用 ＳＰＳＳ２５０软件进行统计分析。对童年期 心理虐待状况进行描述性统计；采用 Ｐｅａｒｓｏｎ相关 法探讨童年期心理虐待、虐待认知、潜在施虐倾向
的相关关系；以 ＣＰＭＳ和 ＰＣＭＳ各维度均分为自 变量，以施虐倾向总分为因变量进行多重线性回归 分析，探讨童年期心理虐待与虐待认知对施虐倾向 的预测作用。
类型
恐怖 忽视 贬损 干涉 纵容 心理虐待
表 １ ５４１名大学生童年期心理虐待的发生率 ［例数 （％）］
从不
２７（５０） ５９（１０９） １１９（２２０） ９６（１７７） １８３（３３８）
０
很少
３３４（６１７） ２６２（４８４） ２４２（４４７） ２９９（５５３） ６５（１２０） ３６７（６７８）
共 ２８条目，分为心理虐待、躯体虐待、童工、 忽视及性虐待 ５个维度，采用 ０（肯定不是） ～４ （肯定是）５点计分，量表均分 ＞２表示虐待认知 水平高，将伤害行为认知为虐待的程度更强，均分 ≤２说明个体虐待认知水平低，个体将情节严重的 虐待行为认知为虐待程度弱。本研究中，该量表的 Ｃｒｏｎｂａｃｈα系数为 ０９８，各维度的 α系数为 ０９０
儿童虐待认知是指个体对于儿童虐待的看法， 主要包括对儿童虐待构成的认知、对虐待行为的态 度。个体的儿童虐待认知与其对儿童的施虐倾向密 切相关［４］，公 众 的 虐 待 认 知 水 平 越 低 越 有 可 能 采 取类似虐 待 的 方 式 教 育 子 女［５］。 直 接 对 虐 待 认 知 进行的研究十分有限，但有研究者围绕体罚、攻击 和暴力态度等展开研究。研究发现，持认可攻击信 念的青年，更 可 能 采 取 攻 击 行 为［６］； 暴 力 态 度 正 向预测攻 击 行 为［７］； 对 体 罚 持 有 赞 同 和 认 可 态 度 的父母在对子女的管教过程中更有可能对子女实施 严厉的体 罚［８］。 本 研 究 探 讨 大 学 生 童 年 期 心 理 虐 待现状及心理虐待、虐待认知与潜在施虐倾向的关 系。
基金项目：黑龙江省哲学社会科学规划项目 “儿童虐待代际传递的影响因素及其机制研究” （１７ＳＨＢ０４９）
ｗｗｗｃｍｈｊｃｎ
中国心理卫生杂志 ２０１９年 第 ３３卷 第 １０期
７９３
～０９６。 １２３父母体罚行的调查工具［１１］
采用假设故事情景来测量父母的体罚行为，其 中父母的体罚行为属于躯体虐待，因此本研究采用 该量表来测量大学生的潜在施虐倾向。共 ６个条 目，分为谨慎、道德与社会习俗 ３个维度，每个维 度有 ２个假设故事情景。采用 １（几乎从不） ～４ （几乎总是 ） ４点 计 分， 得 分 越 高 表 明 当 假 设 情 景 发生时，更可能对出现该类违规行为的儿童实施体 罚 （施虐），３个维度得分之和为施虐倾向总分， 总分越高说明个体的潜在施虐倾向性越明显，出现 施虐行 为 的 可 能 性 越 大。本 研 究 中，总 量 表 的 Ｃｒｏｎｂａｃｈα系数为 ０８８，各维度的 α系数为 ０８７ ～０９０。 １３统计方法
１ 对象与方法
１１对象 使用 Ｇ Ｐｏｗｅｒ３１９２计算样本量，设定中
等效应量为 ０２５，统计检验力 １－β＝０９５，最终 需要总样本数 ３７４人。
以黑龙江省某大学大一到大四的学生为研究对 象，利用早晚自习时间，选取部分班级统一施测。 共发放问卷 ５８０份，获有效问卷 ５４１份。其中，男 １５８人，女 ３８３人；大一 １６５人，大二 １３８人，大 三 １１７人，大 四 １２１人；城 市 ２５５人，乡 镇 １０８ 人，农村 １７８人；文科 ２２５人，理科 ２５９人，工科 ５７人；年龄 １８～２５岁，平均年龄 （２１±１） 岁。 １２工具 １２１儿 童 心 理 虐 待 量 表 （Ｃｈｉｌｄ Ｐｓｙｃｈｏｌｏｇｉｃａｌ ＭａｌｔｒｅａｔｍｅｎｔＳｃａｌｅ，ＣＰＭＳ）［９］