ABSTRACT

Objectives: To explore the difference in self-esteem structure between Cluster C personality disorders students and normal students, and the mediator effect of self-esteem between counterfactual thinking and Cluster C personality disorders symptoms. The present study hopes to provide empirical evidences for clinical intervention to students with personality disorders. Methods: PDQC-2 (Personality Disorders Questionnaire for CCMD-2-R) was administered to a sample which consisted of 1757 students to screen personality disorders. The number of people with single Cluster C personality disorders was as follows: OBC-36, AVD-31 and DEP-14, and 52 normal subjects were invited to finish the questionnaires. The questionnaires contain 5 parts: BCPQ (Bedtime Counterfactual Processing Questionnaire), RSES (Rosenberg Self-Esteem Scale), MCSD (Marlowe-Crowne Social Desirability Scale), CSES (Contingencies of Self-Esteem Scale) and ISES (Instability of Self-Esteem Scale). Results: 1) The scores of contingent self-esteem and instable self-esteem in the Cluster C personality disorders were higher than those in the control group. 2) Counterfactual thinking and instable self-esteem were the risk factors to all Cluster-C personality disorders. Counterfactual thinking and defensive self-esteem could positively predict OBC. Explicit self-esteem was a negative predictor for AVD, which was positively predicted by Counterfactual thinking. 3) Counterfactual thinking can effect upon Cluster C personality disorders via instable self-esteem. Conclusions: The structure of self-esteem of college students with Cluster C personality disorders is characterized by instable self-esteem and high degree of contingencies, and the structure of self-esteem of college students with all Cluster C personality disorders is heterogeneous. Instable self-esteem and counterfactual thinking are risk factors for Cluster C personality disorders. Counterfactual thinking can directly affect the detection of Cluster C personality disorders, and can also affect the detection of Cluster C personality disorders through instable self-esteem.

Keywords:Cluster-C Personality Disorders, Counterfactual Thinking, The Heterogeneity of Self-Esteem

C类人格障碍倾向大学生反事实思维 与自尊异质性的关系研究

樊斌，卢 宁^*，凌瑛，王亚

深圳大学应用心理学研究与咨询中心，广东 深圳

收稿日期：2019年6月26日；录用日期：2019年7月17日；发布日期：2019年7月29日

摘 要

目的：比较C类人格障碍倾向大学生与正常大学生之间自尊结构的差异，考察自尊在反事实思维对C类人格障碍检出影响中的中介作用，以期为C类人格障碍的病理心理机制提供解释角度。方法：通过人格障碍筛查问卷(PDQC-2)对广东省某大学1757名二年级学生进行施测，筛查人格障碍倾向个体；根据问卷施测后人格障碍阳性检出结果，通过邮件或电话邀请单一无共型的强迫型(36人)、焦虑/回避型(31人)、依赖型(14人)和对照组(52人)进行睡前反事实思维问卷、Rosenberg自尊量表、Marlowe-Crowne社会期望量表、条件自尊量表、不稳定自尊量表的问卷调查。结果：① C类人格障碍倾向组条件自尊和不稳定自尊得分高于对照组，C类各型人格障碍倾向大学生在各自尊的得分具有差异性；② 不稳定自尊和反事实思维可以预测C类人格障碍的检出；防御性自尊和反事实思维可以正向预测强迫型人格障碍的检出；外显自尊对焦虑/回避型人格障碍有负性预测作用，反事实思维对其有正向预测作用；③ 不稳定自尊在反事实思维与C类人格障碍检出之间起部分中介作用。结论：C类人格障碍倾向大学生自尊结构特点为自尊不稳定，条件化程度较高，且C类各型人格障碍倾向大学生的自尊结构具有异质性；不稳定自尊和反事实思维是C类人格障碍倾向的危险因子；反事实思维可以直接影响C类人格障碍检出，也可通过不稳定自尊影响C类人格障碍检出。

关键词 :C类人格障碍大学生，反事实思维，自尊异质性

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1. 前言

人格障碍被定义为“人格特征明显偏离正常，反映个人生活方式和人际关系的异常行为模式”(中华医学会精神科分会，2001)。精神疾病诊断与统计手册(Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, DSM)第五版将人格障碍区分为10种，根据各种人格障碍之间的病理性特质的相似程度，又进一步分为三大类群(类群A、类群B、类群C)。其中C类人格障碍包括强迫、依赖和回避三种型别，其共同临床表现通常为焦虑、恐惧及习惯性退缩行为。强迫型人格障碍是一种对规则秩序、完美主义和控制的无比专注；依赖型人格障碍表现为一种顺从的、过度需要被照顾的依赖行为模式；焦虑/回避型人格障碍是一种社交抑制类型，对消极评价过度敏感。人格障碍者因其个人生活风格和人际关系的异常社会认知模式，出现明显的社会行为和情绪的功能不足，影响其社会功能与职业功能。近年来，越来越多的研究侧重于考察人格障碍患者的社会认知的异常现象，大量研究表明人格障碍者的社会认知功能存在缺陷(Morrison & Gilbert, 2001)。

反事实思维是对过去已经发生的事情，进行评价和反思后产生的一种心理模拟。个体产生反事实思维，是为了和周围环境建立联系，这种联系可以帮助个体归纳总结过往经历，从而提取出有价值的信息。然而有些不合理的或者过度的反事实思维则会让个体陷入自我贬低和持续的消极体验之中(魏娟娟，冯正值，2009)。反事实思维作为一种有目的性的假设性思维，与幻想关系密切，而幻想是人格障碍的一种情绪调节方式，这种方式可以帮助个体缓解消极情绪，也可能会让个体产生更多消极情绪(陈绍建，温研，冯正值，2009)。探讨人格障碍的反事实思维特点不仅可以了解人格障碍情绪调节机制，还能增加对人格障碍执行功能缺失的理解。

自尊异质性指的是自尊的性质不是单一的，而是存在多种类型。Kerni (2003)认为自尊性质不是单一的，而是异质性的，自尊存在多种类型，通常包括从最佳自尊视角提出的防御自尊、条件自尊、不稳定自尊、外显内隐不一致自尊四种类型。有关人格障碍的自尊研究经历了从研究外显自尊水平到研究自尊异质性结构的发展过程。有研究者发现C类人格障碍存在自尊异质性(林玉凤，卢宁，2018；王丹，卢宁，2016；金莹，卢宁，2013)。金莹和卢宁(2013)对比了人格障碍倾向大学生和正常大学生的自尊结构，发现高条件化自尊是C类各型人格障碍的共同特点，外显自尊和防御性自尊水平以强迫型最高、回避型最低，不稳定性自尊水平以强迫型最低、回避型最高，而依赖型外显自尊、防御性自尊和不稳定性自尊水平都居于二者之间。

由前述可知，C类人格障碍存在自尊异质性。自尊作为人格的一个重要概念，对个体的认知、情绪与行为都会产生很大影响，反事实思维作为重要的认知概念被认为和人格密切相关(历娜，吕厚超，2016)，从理论上讲C类人格障碍倾向者的自尊异质性可以通过反事实思维影响其检出。大学生群体中C类人格障碍发生率较高，同时由于C类人格障碍倾向者在成年早期社会功能受损较低、可干预性较强的特点，成为研究者关注的群体。因此，研究以C类人格障碍倾向大学生为研究对象，假设该群体的自尊结构、反事实思维存在异质性，自尊异质性会通过反事实思维预测大学生C类人格障碍倾向的检出。

2. 研究设计

2.1. 研究对象

对广东省某高校大学生进行团体问卷施测，共收回问卷1757份，剔除无效问卷246份，得到有效问卷1511份，问卷有效率为86%。根据问卷施测后人格障碍阳性检出结果，单一无共型的强迫型129人，筛出率为8.54%，焦虑/回避型96人，筛出率为6.35%，依赖型39人，筛出率为2.58%。通过邮件或电话邀请单一无共型的强迫型、焦虑/回避型)、依赖型组和对照组进行进一步问卷调查，对照组被试其问卷中各型别人格障碍项目得分均低于一半以下的被试。最后同意参与并完成的人数分别为：OBC-36人(男生14人，女生22人)，AVD-31人(男生21人，女生10人)，DEP-14人(男生5人，女生9人)，H-52人(男生27人，女生25人)。

2.2. 研究工具

2.2.1. 人格障碍筛查问卷(PDQC-2)

由卢宁、刘协和、李智明等(2001)编制，是适用中国文化背景，符合中国精神疾病分类和诊断标准(CCMD-2-R)的一个人格障碍筛查问卷，含8个类型人格障碍(强迫型，依赖型，焦虑/回避型，表演型，冲动型，偏执型，分裂样，反社会型)，94个条目。4级计分：0 = 并非如此，1 = 偶尔如此，2 = 经常如此，3 = 总是如此。在某型人格障碍上得2或3分的条目数超过该型总条目数的一半(如：强迫型有16个条目，若得2或3分的条目数超过8个)则检出该型阳性。问卷中有2个或2个以上条目未回答或回答无法判定者视为无效问卷。该问卷信效度良好，灵敏度较高。

2.2.2. 睡前反事实思维问卷(BCPQ)

由Schmidt和Linden (2009)编制用以估计个体睡前反事实思维出现的频率以及伴随的后悔、内疚、羞愧情绪反应的单维问卷。问卷由7个条目组成，采用0~4共5级评分，0 = 几乎没有，4 = 总是如此，得分越高表示睡前反事实思维出现频率越高。研究中，该问卷的a系数为0.86。

2.2.3. Rosenberg自尊量表(RSES)

用于测量总体自尊水平即外显自尊。由10个条目组成，被试直接报告条目描述是否符合自己情况。4级计分：1 = 很不符合，2 = 不符合，3 = 符合，4 = 非常符合，得分越高，自尊水平越高。信效度良好(汪向东，希林，马弘，1999)。研究中，该量表的a系数为0.79。

2.2.4. Marlowe-Crowne社会期望量表(MCSD)

用于测量个体防御性自尊，由Marlowe和Crowne编制，在其已报告的测试中，a系数为0.73~0.88，共33个条目，采用“是”、“否”的1、0计分，分越高表示有越高的认可需求(汪向东，希林，马弘，1999)。研究中，由于该量表采用二值(1,0)方式计分，故计算Cuttman信度为0.70~0.72。

2.2.5. 条件自尊量表(CSES)

用于测量条件自尊。由Paradise和Kernis (1999)编制，主要用于测量事件结果、竞争标准、他人评价对自尊的影响。包括15个条目，采用5级计分(1 = 非常不符合、5 = 非常符合)，其中2、9、11、13、15题反向计分，分值范围在15~75之间，分数越高代表自尊条件性越高。该量表的内部一致性信度a = 0.85。研究中，该量表的a系数为0.72。

2.2.6. 不稳定自尊量表(ISES)

用于测量不稳定自尊。由Chabrol等人编制，包括4个以相同格式表述的条目，指导语与RSES相同，“请基于你对每个条目的感受：非常同意、同意、不同意或极不同意，为每种表述圈出最合适的数字(0 =极不同意，3 = 非常同意)”，总分0~12，其内部一致性系数a = 0.89，重测信度r = 0.89 (Henri, Amélie, & Stacey, 2006)。研究中，该量表的a系数为0.91。

2.3. 统计方法

采用SPSS 16.0进行独立样本t检验、相关分析、Logistic回归分析、中介效应检验。

3. 结果

3.1. 单一无共型C类人格障碍倾向组自尊结构的检测

采用独立样本t检验统计方法检验单一无共型C类人格障碍倾向组与对照组在各自尊量表得分上的差异，结果见表1，C类人格障碍倾向组条件自尊和不稳定自尊得分高于对照组(p < 0.01)，均有中等效果量。

为深入了解C类群中各型人格障碍倾向大学生的自尊结构特点，研究采用单因素方差分析探讨C类群各型人格障碍各组与对照组之间自尊的差异，结果见表1，在外显自尊得分上，只有对照组与焦虑/回避型人格障碍组之间差异具有统计学意义(p < 0.05)；在防御性自尊得分上，强迫型人格障碍组与焦虑/回

表1. 单一无共型C类人格障碍倾向组与对照组之间各自尊得分的差异检验( $\overline{x}\pm SD$ )

注：RESE指外显自尊，MCSD指防御性自尊，CSES指条件自尊，ISES指不稳定自尊，H 指对照组，AVD指焦虑/回避型人格障碍，OBC 指强迫型人格障碍，DEP依赖型人格障碍，*p < 0.05，**p < 0.01。

避型人格障碍组、依赖型人格障碍组之间差异具有统计学意义；在条件自尊得分上，仅有焦虑/回避型人格障碍组和对照组之间差异具有统计学意义(p < 0.05)，而在不稳定自尊得分上，依赖型人格障碍组、焦虑/回避型人格障碍组与对照组之间差异均具有统计学意义(p < 0.05)。

3.2. 反事实思维与各自尊对单一无共型C类人格障碍倾向检出的预测

通过相关分析发现，反事实思维与外显自尊存在显著水平的负相关(r = −0.23, p < 0.05)，与条件自尊(r = 0.30, p < 0.05)和不稳定自尊(r = 0.31，p < 0.05)存在显著水平的正相关。

以各自尊和反事实思维为自变量，以C类人格障碍的检出为因变量(0 = 无人格障碍倾向，1 = C 类人格障碍倾向)，进行logistic回归分析。首先采用强迫法建立回归方程，结果发现，条件自尊的回归系数(B)及wald统计量均没有达到显著性水平(B = 0.048, wald = 2.139, p > 0.05)，表明条件自尊不应纳入回归方程。故采用向后逐步法。结果见表2，不稳定自尊和反事实思维对C类人格障碍的检出均有显著水平的预测作用。模型解释量Nagelkerke R²=0.15，预测正确率达70.7%，ROC曲线表明预测效果达到显著性水平(Area = 0.67和0.68，p < 0.01)，拟合优度检验也表明模型的估计拟合了数据(p > 0.05)。

根据差异检验结果选取条件自尊、防御性自尊和反事实思维为自变量，以强迫型人格障碍的检出为因变量(0 = 无人格障碍倾向，1 = 强迫型人格障碍倾向)，进行logistic回归分析。首先采用强迫法建立回归方程，结果显示条件自尊的回归系数(B)及wald统计量均没有达到显著性水平(B = 0.05, wald = 1.58, p > 0.05)，表明条件自尊不应纳入回归方程。故采用向后逐步法引入变量，结果如表2所示，反事实思维的回归系数达到显著性水平，防御性自尊的回归系数接近显著性水平，模型解释量Nagelkerke R² = 0.20，预测正确率达66%，拟合优度检验也表明模型的估计拟合了数据(p > 0.05)。

根据差异检验结果选取外显自尊、不稳定自尊和反事实思维为自变量，以焦虑/回避型人格障碍的检出为因变量(0 = 无人格障碍倾向，1 = 焦虑/回避型人格障碍倾向)，探讨自变量对焦虑/回避型人格障碍检出的预测效应。首先采用强迫法进行入logistic 回归分析，结果显示只有反事实思维预测效应达到边缘显著水平(B = 0.102, wald = 3.75, p = 0.05)；采用向后逐步法重新引入自变量，最终仍只有反事实思维预测效应显著，但若引入外显自尊，模型解释量Nagelkerke R²会增加4.5%。最后选用外显自尊和反事实思维为自变量建立回归方程，见表2，此时模型解释量Nagelkerke R² = 0.18，预测正确率69.9%，ROC曲线(Area 分别为0.34和0.70，p < 0.05)及拟合优度检验均表明模型的估计拟合了数据(p > 0.05)。

表2. 条件自尊、不稳定自尊和反事实思维预测C类人格障碍倾向的logistic回归分析

注：RESE指外显自尊，MCSD指防御性自尊，CSES指条件自尊，ISES指不稳定自尊，H指对照组；AVD指焦虑/回避型人格障碍；OBC指强迫型人格障碍。

3.3. 不稳定自尊和条件自尊在反事实思维和C类人格障碍检出之间的中介作用

将C类人格障碍的检出设为因变量Y，不稳定自尊设为中介变量M，反事实思维设为自变量X。根据刘红云等(2013)总结的因变量为等级变量的中介效应检验程序，首先，检验不稳定自尊在反事实思维和C类人格障碍检出之间的中介效应。进行一系列回归分析，见表3。第一步，以反事实思维为自变量，C类人格障碍检出为因变量进行logistic回归分析，结果发现，反事实思维对C类人格障碍检出存在显著水平的预测作用；第二步，以反事实思维为自变量，不稳定自尊为因变量进行线性回归分析，结果发现，反事实思维对不稳定自尊存在显著水平的预测作用；第三步，以反事实思维、不稳定自尊为自变量，C类人格障碍检出为因变量进行logistic回归分析，结果发现反事实思维和不稳定自尊对C类人格障碍检出有显著水平的预测作用。从数据结果可知，不稳定自尊在反事实思维和C类人格障碍检出之间起部分中介作用，中介效应为0.31*0.18/(0.31*0.18 + 0.19) = 22.8%。

表3. 不稳定自尊在反事实思维和C类人格障碍检出之间的中介效应检验

使用同样的检验手段进一步考察条件自尊在反事实思维和C类人格障碍检出之间的中介效应，结果如表4所示，条件自尊对C类人格障碍检出预测作用不显著。之后按照刘红云等总结的logistic回归系数标准化的公式进行标准化处理，进行Sobel检验发现中介效应不显著(Sobel z = 1.57 < 1.96, p > 0.05)。

表4. 条件自尊在反事实思维和C类人格障碍检出之间的中介效应检验

4. 讨论

4.1. 单一无共型C类人格障碍倾向组自尊结构

C类人格障碍倾向组的条件自尊和不稳定自尊得分均显著高于正常对照组，外显自尊和防御性自尊得分稍低，说明C类人格障碍倾向大学生外显自尊较低，防御性自尊较低，但容易受到具体情境和评价性反馈的影响。这与以往研究结果较一致，低自尊是C类人格障碍倾向的预测指标(金莹，卢宁，2013)，相比C类人格障碍大学生，正常大学生的防御性自尊更高，这与国外理论研究结果存在一些出入(Jessica & Richard, 2003)。这说明正常大学生受社会期望影响更大，可能是由于在某种程度上正常大学生不太愿意承认自己的缺点和错误行为，为了获取他人的赞许会极力显示自己最优秀的一面，防御性自尊在维持个体自我价值感中起到了保护作用，也有研究显示适当的自我防御有助于自尊的稳定(Christina, Ari, Leena et al., 1999)；另一可能的原因是C类人格障碍各型之间防御性自尊得分差异较大，如强迫型人格障碍可能防御性自尊更高，而依赖型防御性自尊则较低，这让C类人格障碍组的防御性自尊得分被中和；最后，东西方文化价值观的差异，也可能会导致个体在防御性自尊得分上有所差异。有研究曾发现，根据其配偶的报告，防御性自尊得高分者确实具有一些好的品质：如良好的适应性、待人友善等(Virgil & Jennifer, 2006)，这使得结果的解释更趋复杂。金莹和卢宁(2013)通过高自尊结构差异研究发现，在控制外显自尊水平后，人格障碍阳性组仅在条件自尊上的得分显著较高而在防御性自尊、不稳定自尊方面没有显著差异，即高条件自尊是人格障碍倾向大学生的典型特点。简言之，C类人格障碍倾向大学生的自尊较低且不稳定，条件化程度较高；而正常大学生的自尊较高且相对稳定，并具有一定的防御性。

4.2. 反事实思维与各自尊对单一无共型C类人格障碍倾向检出的影响

研究结果显示，反事实思维与外显自尊存在显著正相关关系，而与条件自尊和不稳定自尊存在显著负相关关系，这与魏娟娟、冯正直(2009)的研究结果一致。外显自尊水平越低的个体，越倾向于关注自己的缺点或不足(吴明证，梁宁建，孙晓玲等，2008)，对自我发展没有信心，长期的自我贬低也让自己思维变得狭窄。条件自尊与不稳定自尊互为影响，条件出现，个体会体验到价值感，自尊上升；条件消失，个体则容易产生负面评价，价值感降低，自尊下降，而当其潜在自我评价与意识水平的自我评价不一致时，容易诱发其产生更多反事实思维，而个体反事实思维既可能使其产生改变的动机和希望，也可能使其陷入更消极的情绪体验之中。

研究结果发现，不稳定自尊和反事实思维均对C类人格障碍的检出有不同的预测作用。不稳定自尊对C类人格障碍检出的正向预测作用表明，不稳定自尊得分越高，C类人格障碍倾向检出的可能性越大，而个体自尊越稳定其检出C类人格障碍的可能性越小。同时由于反事实思维对C类人格障碍检出的正向预测作用，反事实思维得分越高，检出C类人格障碍的可能性越大，个体越退缩和焦虑。反事实思维得分越高，说明个体对负性事件的陷入越深，同时其产生的内疚、羞耻情绪更多，内疚是由于自己的行为伤害了他人或违反了规则而产生的带有自责、懊悔的内心情感体验，同时有强烈的愿望去坦白、道歉和修复自己的过错；而羞耻主要来自于他人对自己的负性评价所引起的被揭露、自卑、无价值和无地自容的情感体验，同时有隐藏、逃避的行为倾向(Schmidt & Linden, 2009)，这种消极道德情绪太多，容易让个体产生更多负面的自我评价，导致个体有更多退缩、回避行为，而这种退缩回避行为又会让个体的社交能力下降，影响其在社交中的归属感，产生更多的人际挫折，进而又会诱发更多反事实思维，如此循环，致使个体的行为模式偏离正常。

防御性自尊和反事实思维对强迫型人格障碍的检出预测效应显著，而条件自尊的预测效应并不显著。条件自尊的预测效应与金莹，卢宁(2013)的结果不一致，可能的原因是研究的回归方程中纳入了反事实思维变量，而其在回归中影响了条件自尊的预测效应；防御性自尊主要体现的是个体的社会期许性，回归分析显示，防御性自尊得分越高的个体，其越容易表现出强迫型人格障碍特点。强迫型人格障碍个体冷漠、内向，并且开放性低，CCMD-2的描述为谨小慎微、过度计划性、过分关注细节、刻板固执、因循守旧等行为方面，同时对自己要求严格，过分沉溺于职责义务与道德规范，无业余爱好，拘谨吝啬，缺少友谊往来，在他人面前不愿表露自己的缺点，一旦其缺点被发现，往往会感觉很受伤，自尊也会因此受损。强迫型人格障碍者的反事实思维更多的是后悔情绪，后悔是由反事实思维诱发的一种复杂的负性社会情绪，对个体日常生活的决策和心身健康具有重大的影响。因此，后悔具有反思性认知的特点，后悔与非预期消极结果的失望不同，其主要是指个体在决策中对责任的思考，而责任与自我相关，对此过多思考也是导致强迫型人格障碍决策能力受损，做事犹豫不决的原因之一。

研究发现，仅有反事实思维对焦虑/回避型人格障碍倾向预测效应显著，但在回归模型解释度和预测正确率上，纳入外显自尊，模型解释和拟合得更好，说明外显自尊对焦虑/回避型人格障碍的检出也有很大的贡献，之前所论及，反事实思维容易诱发内疚和羞耻的情绪体验，而这种道德情绪恰恰是焦虑/回避型人格障碍常有的负性情绪，这种负性情绪会极大地影响个体的自尊和自我价值感，焦虑/回避型人格障碍个体不仅会以灾难化的方式解释消极社交事件，还会以消极方式对模糊情境做解释。消极的解释偏差可能已经成为焦虑/回避型人格障碍个体的信息加工模式，这种模式一旦形成会使其对积极社交线索做出更多消极解释，因此反事实思维是焦虑/回避型人格障碍形成机制的另一解释角度。外显自尊对焦虑/回避型人格障碍预测的贡献，已有许多研究证实了，焦虑/回避型人格障碍的典型特点是自我评价低，感觉自己是无胜任力的。

4.3. 各自尊在反事实思维与单一无共型C类人格障碍间的中介作用

研究结果显示，不稳定自尊在反事实思维预测C类人格障碍检出中起中介作用，而条件自尊的中介效应不显著，反事实思维预测C类人格障碍的检出在前面已有研讨，在反事实思维这一入睡之前的认知活动中，个体往往对一天或一段时间的经历进行反思，针对强迫型人格障碍个体可能会诱发更多的后悔情绪，而对焦虑/回避型个体则有可能会诱发内疚和羞愧的情绪，这些情绪体验往往与自我联系起来，形成个体对自我的评价，进而影响个体的自我价值感或自尊，这又反事实思维预测条件自尊和不稳定自尊可以得出，通过自尊的中介作用，对个体的行为模式产生影响，从而影响个体的人际交往和社会适应，然而研究中，条件自尊的中介效应并未得到证实，可能的原因有，C类人格障碍倾向组中包括了依赖型人格障碍，而依赖型人格障碍在之前的分析中均发现，其与强迫型和焦虑/回避型人格障碍的反事实思维存在明显分离，依赖型相对其他两种类型的C类人格障碍，在自尊受损和负性情绪体验上存在一定的差异，也许导致其在中介效应检验中降低了差异。

5. 结论

1) 整体上，C类人格障碍倾向大学生的自尊不稳定，条件化程度较高。C类各型人格障碍倾向大学生的自尊结构具有异质性：其中，焦虑/回避型人格障碍组的外显自尊水平低，条件自尊水平高；依赖型人格障碍组的防御性自尊较低，不稳定自尊较高。

2) 不稳定自尊和反事实思维是C类人格障碍倾向的危险因子；防御性自尊和反事实思维是强迫型人格障碍倾向的危险因子；反事实思维是焦虑/回避型人格障碍倾向的危险因子，外显自尊是其保护因子。

3) 反事实思维可以直接正向影响C类人格障碍检出，也可以通过不稳定自尊正向影响C类人格障碍检出。

6. 临床心理干预启示

临床心理治疗中要考虑C类人格障碍的自尊结构特点以及反事实思维对C类人格障碍的影响。第一，要依据C类人格障碍的自尊脆弱性设置针对性的心理干预方案，提高其自尊的稳健性；第二，在对C类各型人格障碍进行心理干预时，要注意其自尊结构的异质性，焦虑/回避型人格障碍组要降低其条件自尊水平，依赖型人格障碍组要提升其自尊的稳定性；第三，可以通过认知行为治疗等心理治疗技术，纠正C类人格障碍的反事实思维，从而提升他们自尊的稳定性，取得心理治疗效果。

基金项目

国家社会科学基金项目(13BSH060)。

文章引用

樊 斌,卢 宁,凌 瑛,王 亚. C类人格障碍倾向大学生反事实思维与自尊异质性的关系研究
The Relationship between Counterfactual Thinking and Heterogeneity of Self-Esteem in College Students Who Have the Symptoms of Cluster C Personality Disorders[J]. 心理学进展, 2019, 09(07): 1298-1306. https://doi.org/10.12677/AP.2019.97160

参考文献