中文版厭惡情緒量表的修訂

朱 兵，郭 杰，俞 昊，楊 群

(1. 杭州師范大學(xué)教育學(xué)院，浙江 杭州 311121； 2. 浙江越秀外國語學(xué)院馬克思主義學(xué)院，浙江 紹興 312000)

厭惡是人類最基本的情緒之一，最早它被看作是對受污染食物的排斥[1].Rozin和Fallon提出厭惡是一種口頭防御機(jī)制，防御對象是任何對人體有害的物質(zhì)，包括食物、排泄物以及污染物(原本干凈但后來接觸過有害物質(zhì)的東西)[2].后來Rozin等對此觀點(diǎn)進(jìn)行修正，提出厭惡主要包含4類：由有害食物、動物和身體排泄物誘發(fā)的核心厭惡(core disgust)，由諸如性、死亡等提示人類動物本性的事物誘發(fā)的動物提醒厭惡(animal-reminder disgust)，由陌生人或討厭的人誘發(fā)的人際厭惡(interpersonal disgust)和由道德違反行為誘發(fā)的道德厭惡(moral disgust)[3].Haidt等基于Rozin等的理論編制出厭惡量表(Disgust Scale, DS)，將厭惡誘發(fā)物分為八類，即食物、身體排泄物、動物、性、身體損傷、衛(wèi)生、死亡，以及遵循傳染性(如裝過尿液的干凈杯子，即使被洗凈消毒也仍被認(rèn)為不干凈)和相似性(如外形像糞便的巧克力也會令人惡心)法則的魔幻思維[4-5].DS量表雖總體內(nèi)部一致性較好(α=0.84)，但分量表的內(nèi)部一致性不高(α=0.34～0.60).因此，Olatunji等對DS進(jìn)行修訂，將厭惡的八維度合并為核心厭惡、動物提醒厭惡和遵循魔幻思維法則的污染厭惡(contamination-based disgust)，并得到厭惡量表修訂版(Disgust Scale-Revised,DS-R)[6].然而有研究者發(fā)現(xiàn)DS-R 3個維度間相關(guān)性較高(r=0.58～0.77)，它們之間可能有所重疊，例如核心厭惡的對象是有害的食物或身體排泄物，能保護(hù)個體免受疾病威脅；而動物提醒厭惡中包含的死亡、身體損傷等內(nèi)容，同樣可以意味著傳染源的存在；污染厭惡也是個體對可誘發(fā)疾病的污染物的逃避[7]，這些都會讓人聯(lián)想到疾病.另外，盡管有研究表明不良性行為[8]和道德違反行為(如不誠實(shí)[9]、偷竊和暴力[10])會引起厭惡，但這兩類事物引起的厭惡仍未引起重視，也未能被有效測量.因此，Tybur等從生物適應(yīng)和進(jìn)化角度重新審視厭惡功能，認(rèn)為自然選擇的壓力促使厭惡發(fā)展為對應(yīng)不同功能的三類——防御疾病的病原體厭惡(pathogen disgust)、用于選擇合適性伴侶的性厭惡(sexual disgust)和保護(hù)道德規(guī)范的道德厭惡，并編制出三領(lǐng)域厭惡量表(Three Domains of Disgust Scale, TDDS)[7].Tybur等進(jìn)一步闡明自然選擇壓力如何使厭惡分化到3個領(lǐng)域，并提出相應(yīng)的信息加工模型[11].

事實(shí)上，文化因素也會影響厭惡的結(jié)構(gòu)[1,12].中國學(xué)者譚永紅等基于DS量表修訂了中文厭惡感量表，發(fā)現(xiàn)厭惡誘發(fā)物分六類：排泄物、性、動物、死亡、衛(wèi)生和魔幻思維[13].韓國研究者對DS-R進(jìn)行韓國版修訂時，結(jié)果得到的是五維度的厭惡結(jié)構(gòu)，它們分別是核心厭惡-接觸(core disgust-touch)、核心厭惡-骯臟(core disgust-dirt)、動物提醒厭惡、污染厭惡和社會排斥厭惡(social intolerance disgust)[14].DS量表的中國修訂版和DS-R的韓國修訂版均與原版量表有所差異，但DS的瑞典修訂版和DS-R的荷蘭修訂版的結(jié)果卻與原版一致，這可能和東西方的文化不同有關(guān).有研究表明，情緒特征的各個方面，例如情緒效價、情緒強(qiáng)度、情緒反應(yīng)等，存在顯著的東西方文化差異[15-17].

此外，從心理測量學(xué)角度看，DS分量表的內(nèi)部一致性較低，DS和DS-R的項(xiàng)目提問方式和計分方式不統(tǒng)一，有半數(shù)項(xiàng)目并非直接測量厭惡，這些都可能影響測量結(jié)果的準(zhǔn)確性.譚永紅等編制的中文厭惡感量表在理論結(jié)構(gòu)上完全參照Haidt等提出的八因素，沒有考慮中國文化下厭惡誘發(fā)事件的特異性，又因其正式施測的樣本來源于北京某一所高校的400名學(xué)生，樣本代表性存在較大局限性.鑒于前人厭惡結(jié)構(gòu)模型和量表在理論構(gòu)想與心理測量學(xué)方面的局限性以及東西方文化差異，本研究的主要目標(biāo)是進(jìn)一步修訂中文版的厭惡量表.

1 對象與方法

1.1 對象

樣本1(條目及探索性因素分析)：通過網(wǎng)絡(luò)和現(xiàn)場的方式共隨機(jī)抽取629人，有效問卷594份，有效率為94.60%，其中男性352名；被試年齡范圍為17～78歲，平均年齡為(23±6.10)歲；被試的職業(yè)包括學(xué)生、醫(yī)生、教師、軍人、工人、公務(wù)員、工程師、設(shè)計師、企業(yè)經(jīng)理人或職員等，其中學(xué)生374人(占比62.86%).依據(jù)中國一級地理劃分法，受測者來自華北地區(qū)58名(9.70%)，東北區(qū)44名(7.40%)，華東區(qū)172名(28.90%)，華中區(qū)64名(10.80%)，華南區(qū)41名(6.90%)，西南區(qū)68名(11.40%)，西北區(qū)146名(24.50%)，港澳臺地區(qū)2名(0.30%).

樣本2(驗(yàn)證性因素分析)：在全國范圍內(nèi)共回收631份問卷，有效問卷598份，有效率為94.77%，其中男性315名；被試年齡范圍為17～58歲，平均年齡為(23±5.66)歲；其中包括學(xué)生388人(占比64.88%).華北地區(qū)的受測者47名(7.90%)，東北區(qū)63名(10.05%)，華東區(qū)162名(27.10%)，華中區(qū)65名(10.90%)，華南區(qū)37名(6.20%)，西南區(qū)81名(13.50%)，西北區(qū)142名(23.70%)，港澳臺地區(qū)1名(0.20%).

樣本3(相容效度)：通過網(wǎng)絡(luò)和現(xiàn)場抽取210份問卷，其中有效問卷208份.男女各41和167名，年齡在17～21歲之間，平均年齡為(19±0.72)歲.

1.2 方法

1.2.1 項(xiàng)目編寫

因Haidt的厭惡問卷包含的厭惡種類最為全面，應(yīng)用最為廣泛，也是多數(shù)修訂版厭惡量表發(fā)展的基礎(chǔ)，本研究基于Haidt最早使用的厭惡問卷且參照其提出的厭惡理論，對厭惡量表做出適用性改編，最后形成包含63個項(xiàng)目、九大類厭惡對象(食物、動物、排泄物、身體損傷、死亡、衛(wèi)生、性、魔幻思維、道德)的初始厭惡問卷，并請15位本科生及研究生對語病以及每一項(xiàng)目是否能夠測量厭惡進(jìn)行評定.若2/3的評定者認(rèn)為某項(xiàng)目有語病或是不能測量厭惡，則刪除或修改該項(xiàng)目.經(jīng)評定，63個項(xiàng)目均得以保留.

1.2.2 預(yù)測與項(xiàng)目篩選

隨機(jī)選取236名大學(xué)生用于初期的項(xiàng)目分析和篩選，問卷采用Likert 5點(diǎn)計分法，0代表“完全不厭惡”，4代表“非常厭惡”.有效問卷234份(男性76名)，有效回收率99.15%.①計算每位受測者的厭惡總分并由高到低排序，列于前 27%為高分組，列于后27%為低分組，用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較高低分組在每個項(xiàng)目上的分?jǐn)?shù)差異，63個項(xiàng)目均被保留.②考察每個項(xiàng)目與總分的相關(guān)，仍保留63個項(xiàng)目.③使用探索性因素分析法對63個項(xiàng)目的初始厭惡問卷進(jìn)行項(xiàng)目篩選，排除共同度小于0.3、因素負(fù)荷量小于0.4以及跨因素負(fù)荷量大于0.35的項(xiàng)目.結(jié)果表明，63個項(xiàng)目的共同性均大于0.3；17、48、54這3個項(xiàng)目的因素負(fù)載小于0.4；11、19、29、32、34、36、42、45、50、52、55、57、60、61這14個項(xiàng)目的跨因素負(fù)荷量大于0.35(同時在兩個因素及以上都具有高負(fù)荷)；此外，刪除了少于3個項(xiàng)目的因素，最后剩余38項(xiàng).

1.2.3 效標(biāo)工具

已有研究證明厭惡與精神病理有著密切聯(lián)系，比如強(qiáng)迫癥[18-19]、感覺尋求[4,20]和神經(jīng)性焦慮特質(zhì)[4,21-22].因此，為進(jìn)一步檢驗(yàn)厭惡問卷的有效性，選取相關(guān)心理特征的量表與厭惡問卷進(jìn)行相容效度檢驗(yàn).

強(qiáng)迫癥癥狀自評量表(Padua Inventory，PI)由Sanavio編制，用于評估強(qiáng)迫癥狀[23].本研究采用鐘杰等修訂的中文版，共48個項(xiàng)目，包括思維失控與懷疑感、受驅(qū)使與行為失控感、污染、檢查4因子[24].PI總分和4個因素的內(nèi)部一致性系數(shù)范圍在0.83～0.96之間，重測信度范圍為0.77～0.87.

感覺尋求量表(Sensation Seeking Scale，SSS) 由Zuckerman等最早編制，用于評估愿意為尋求多變、新穎、強(qiáng)烈感覺和經(jīng)驗(yàn)而付出代價的人格特質(zhì)[25].SSS-V是測量感覺尋求運(yùn)用最廣泛的版本，本研究采用王偉等基于SSS-V修訂的中文版[26]，共40個項(xiàng)目，均采用迫選法，有興奮與冒險尋求、體驗(yàn)尋求、去抑制、厭倦敏感性4個維度.該量表及其分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)范圍為0.57～0.84，重測信度在0.70～0.94之間.

艾森克人格問卷(Eysenck Personality Questionnaire，EPQ)用來測量人格的內(nèi)-外向性、神經(jīng)質(zhì)和精神質(zhì)[27].本研究采用我國學(xué)者陳仲庚的修訂版[28]，EPQ總分和分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.62～0.83之間，重測信度在0.63～0.87之間.

1.3 數(shù)據(jù)分析

使用SPSS20.0和AMOS22.0分析數(shù)據(jù).

2 結(jié)果

2.1 項(xiàng)目分析

題-總相關(guān)分析、鑒別度分析表明，各項(xiàng)目與總分的相關(guān)系數(shù)在0.33～0.64之間，均達(dá)到顯著水平(P<0.01).依據(jù)總分高低進(jìn)行排列，采用前后27%的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分組，用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)比較兩組被試在每個項(xiàng)目上的差異，結(jié)果顯示高低分組在每個題項(xiàng)上的得分均差異顯著(P<0.01)，說明所有項(xiàng)目均具有良好的鑒別力，因此保留38個項(xiàng)目.

2.2 結(jié)構(gòu)效度

2.2.1 探索性因素分析

以主成分分析(principal components)、方差極大旋轉(zhuǎn)法(varimax)抽取因子，以特征值大于 1 為依據(jù)確定因子數(shù)目.排除共同度小于0.3、因素負(fù)荷量小于0.4以及跨因素負(fù)荷量大于0.35的項(xiàng)目.4次探索性分析結(jié)果顯示：15的因子負(fù)荷小于0.4；27、26、33、12、16、36、38、24、5、21的跨因子負(fù)荷大于0.35；35和29、10和14所在因子數(shù)少于3.最終抽出特征值大于1的因子5個，共23個項(xiàng)目，累計方差貢獻(xiàn)率為55.33%.根據(jù)各個因子包含的內(nèi)容進(jìn)行命名，依次為：損傷厭惡、病原體厭惡、性厭惡、道德厭惡、細(xì)菌厭惡(見表1).

表1 探索性因子分析結(jié)果(n = 594)Tab.1 Results of exploratory factor analysis (n = 594)

2.2.2 驗(yàn)證性因素分析

對第二批樣本(n=598)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，進(jìn)一步檢驗(yàn)5個因子的擬合程度.結(jié)果顯示，病原體厭惡和細(xì)菌厭惡2個因子相關(guān)系數(shù)較高(r=0.85)，因?yàn)?個因子都涉及個人衛(wèi)生和具有病菌性的食物項(xiàng)目，如病原體維度中的項(xiàng)目(喝湯時發(fā)現(xiàn)湯已經(jīng)餿掉了)與細(xì)菌維度中的項(xiàng)目(看見冰箱里的剩菜上已經(jīng)長了霉菌)，所以將2個因子合并且命名為病原體厭惡.同時，為保證每個因素包含的項(xiàng)目數(shù)大致相同，挑選出合并后該因素上負(fù)荷量最高的5個項(xiàng)目作為最終項(xiàng)目，19條目4因子的擬合結(jié)果表明，模型對數(shù)據(jù)的擬合效果良好(見表2).

表2 驗(yàn)證性因子分析模型的擬合指數(shù)(n = 598)Tab.2 Fit indexes of confirmatory factor analysis (n = 598)

2.2.3 相容效度

對樣本3(n=208)進(jìn)行相容效度檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：厭惡問卷總分與強(qiáng)迫癥狀量表總分、艾森克人格問卷的神經(jīng)質(zhì)維度均呈正相關(guān)，與感覺尋求量表總分呈顯著負(fù)相關(guān)(見表3).以上結(jié)果均符合研究預(yù)期且與前人研究結(jié)果一致，說明厭惡問卷具有良好的相容效度，確實(shí)能測量厭惡情緒.

表3 厭惡量表與相關(guān)量表間的相關(guān)結(jié)果(n=208)Tab.3 Correlation results between disgust scale and related scales (n=208)

2.3 內(nèi)容效度

合并樣本1和樣本2的1 192個數(shù)據(jù)，對19項(xiàng)目4因子的厭惡量表進(jìn)行內(nèi)容效度分析，將量表的各個維度與總分的相關(guān)作為內(nèi)容效度的指標(biāo).結(jié)果表明，厭惡量表各維度與總分間的相關(guān)系數(shù)在0.31～0.82之間，均達(dá)到顯著水平(P<0.01)，表明該量表有著較好的內(nèi)容效度(見表4).

表4 厭惡量表總分與各因子間的相關(guān)，及其克倫巴赫一致性信度系數(shù)(n=1 192)Tab.4 Intercorrelation, item-total correlation, and the alpha coefficients(n=1 192)

2.4 信度分析

對樣本1和樣本2進(jìn)行克倫巴赫信度檢驗(yàn)，以評估量表的內(nèi)部一致性信度.結(jié)果表明，信度所在范圍為0.71～0.87，表明4個分量表與總量表都具有良好的內(nèi)部一致性信度(見表4對角線).

3 討論

本研究修訂的中文版厭惡量表(Disgust Questionnaire-Revised in Chinese Population，DQ-RCP)包含病原體厭惡、身體損傷厭惡、性厭惡和道德厭惡4個維度，量表的項(xiàng)目區(qū)分度、結(jié)構(gòu)效度和信度都較高，表明該量表確實(shí)能夠有效測量厭惡情緒.

病原體厭惡是指人體對致病體的排斥[7,11]，它與DS-R的核心厭惡相似，都和腐敗的食物、排泄物及個人衛(wèi)生有關(guān)，但DQ-RCP并不包含動物相關(guān)項(xiàng)目，因?yàn)榕c動物有關(guān)的項(xiàng)目由于負(fù)荷量過小或跨因素負(fù)荷全被剔除.但根據(jù)病原體厭惡的定義，動物也是致病體的潛在攜帶者[11]，故也可被劃為病原體厭惡.另外，DQ-RCP中的病原體厭惡與TDDS的病原體厭惡有所區(qū)別.TDDS的病原體厭惡包括身體損傷相關(guān)項(xiàng)目，而本量表不包含，且身體損傷厭惡獨(dú)立成為一維度.這可能是因?yàn)樵谥袊鴤鹘y(tǒng)文化中強(qiáng)調(diào)“身體發(fā)膚，受之父母”，身體受損在古代被認(rèn)為是不孝.傳統(tǒng)文化的長期影響可能使中國群體的身體損傷厭惡敏感性成為獨(dú)立的維度.

與以往研究結(jié)果一致，本次修訂同樣證明性厭惡是厭惡情緒結(jié)構(gòu)的組成部分，該結(jié)果和DS、TDDS一致；然而，Olatunji等修訂的厭惡量表(DS-R)中，將厭惡分為核心厭惡、動物提醒厭惡和遵循魔幻思維法則的污染厭惡，不包含性厭惡.但是Tybur等將性厭惡定義為和繁衍無關(guān)的性行為，而不是對健康有威脅的性污染物[7]，而具有繁衍目的的性行為本身也是暗示人類的動物本性，因此，一旦性行為和繁衍目的無關(guān)，則會誘發(fā)厭惡情緒.

道德厭惡是否存在，學(xué)者們對此頗有爭議.有學(xué)者認(rèn)為人們對道德違反事件的厭惡只是一種用于形容憤怒的修辭和比喻，并不會引發(fā)實(shí)際的厭惡情緒反應(yīng)，但相關(guān)行為研究和腦科學(xué)研究都證明道德厭惡的存在.道德厭惡能引起與生理厭惡類似的情緒反應(yīng)，包括自我報告厭惡體驗(yàn)[29-30]、面部表情[9,29]等，而且道德厭惡具有與生理厭惡相同又相區(qū)別的神經(jīng)基礎(chǔ)[10,31-33].DS-R韓國修訂版結(jié)果中的社會排斥厭惡雖不直接代表道德厭惡，但與道德厭惡的概念相似[14].本研究的探索性和驗(yàn)證性因素分析結(jié)果都顯示道德厭惡為獨(dú)立的維度，這與TDDS的結(jié)果也一致.但從具體項(xiàng)目內(nèi)容看，除了“看見有人偷手機(jī)”和“在法律文件上偽造他人簽名”兩個項(xiàng)目外，DQ-RCP與TDDS存在一些異同 (例如，DQ-RCP：和80歲老人搶座位、毆打自己的父親、向老人兜售假藥以騙取錢財；TDDS：學(xué)生作弊、欺騙朋友、為買票而插隊(duì)、在商業(yè)交易中故意撒謊).可以發(fā)現(xiàn)在不同的項(xiàng)目中，DQ-RCP的項(xiàng)目都涉及他人，而TDDS的項(xiàng)目多與個人有關(guān)，這可能是源于東西方的道德文化差異.中國長期信奉儒家文化，強(qiáng)調(diào)人情，注重與他人關(guān)系的和諧，而西方道德觀秉承自主道德原則，強(qiáng)調(diào)個人的自由、權(quán)利、公正和關(guān)愛等[34].

本研究存在一些不足，首先是樣本的代表性需要進(jìn)一步的提高，包括預(yù)實(shí)驗(yàn)中應(yīng)增加非學(xué)生樣本，正式測驗(yàn)中應(yīng)進(jìn)一步增加成年晚期被試的數(shù)量以及考慮到社會階層的影響.其次，未來研究中應(yīng)考慮重測信度檢驗(yàn).此外，隨著中國社會發(fā)展，以及國內(nèi)外文化的相互影響，國民的觀念和行為，尤其在性和道德方面，在逐步發(fā)生變化，因此社會和文化發(fā)展對厭惡結(jié)構(gòu)變化的作用也值得深入探究.