? ? ? ? 在簡書關注了老踏，聽進去一句話，搞研究得培養讀文獻的能力。所以現在開始看英語文獻，并練習翻譯。半路出家學的心理，對自己的專業能力沒啥自信，只有花時間去自學。這篇文獻是處女翻，關于自戀研究的最新進展，翻完一萬兩千多字，其實就是講了一個事情，研究者把自戀分為自戀增強（narcissistic grandiosity）和自戀消弱（narcissistic vulnerability）兩個部分（PS：這兩個關鍵詞不知道怎么翻譯，也沒查到現成術語，就自己瞎規定了），然后去研究這兩個部分和堅持度之間的相互關系。然后發現自戀增強（包括優越感、占有欲、表現欲等特征）和堅持度之間確實存在正向的關系，但是這種關系必須在有自戀消弱（也就是脆弱的部分，例如敏感、敵意、不合群等特征）也存在的前提下才會存在。換句話說，當一個人既脆弱又需要別人肯定的時候，他就會表現得很要強。反過來說，當你看到一個很要強的人，可能這個人內心其實挺脆弱的。所以心理學有時候還真是，費老鼻子勁兒就是給一個淺顯的道理做一個實證的分析orz。下面正文：

作者：Harry Manley, Ross Roberts, Stuart Beattie, Tim Woodman

摘要：通過三個研究，我們測試了自戀消弱在自戀增強與目標堅持相互關系之間起的調節作用。在研究一中（N=338）,個體在自戀消弱方面達到一定程度，其自戀增強的部分才會對目標堅持產生更好的預測作用。在研究二中（N=199），我們驗證了自戀消弱、自戀增強和目標堅持之間的關系獨立于社會期望的一些效應和結論。在研究三中（N=372），自戀消弱對增強與堅持之間的關系起調節作用以預測個人目標和預期目標的堅持程度。消減的調節作用獨立于自尊效應且具有顯著性。這些結果支持了最初的證據，僅當個體對自身優勢產生懷疑時，自戀增強才會對堅持起到預測作用。這些結果闡明了考慮自戀的兩個部分（自戀消弱和自戀增強）之間的相互作用是十分重要的。

?1、簡介

? ? ? ? 自戀者想要人們欣賞他們。對于被欣賞的需要如此根深蒂固以至于他們為了滿足這一需要可以不遺余力。獲得贊賞的方法有很多，有一種獲取贊賞的策略是達成目標。比如說，在工作上獲得提升或者在某項任務中獲得高分能夠給自戀者提供獲得他人贊賞的機會，這對他們來說自然而然受之無愧。盡管通過達成目標性任務獲得成功常有賴于個體在任務中的堅持意愿，但是自戀對于堅持的利弊還是不甚明了。如果自戀者渴望伴隨成功而來的那些奉承，他們會孜孜不倦地追求目標以獲得那些奉承。然而，自戀也具有沖動和弄巧成拙（自我擊敗）的行為傾向(e.g., Milleret al., 2009; Vazire & Funder, 2006)，這也暗示了任何堅持的意圖都有可能輕易傾覆 (Wallace, Ready, & Weitenhagen, 2009)。這些關于自戀的研究幾乎只聚焦于自戀增強的部分，而排除了來自自戀消弱方面的影響。在我們的這項研究中，我們研究了自戀的兩個部分之間的相互作用：消減和增強，以預測目標驅動的堅持行為。

1.1 自戀的維度屬性

? ? ? ? 關于自戀的維度屬性一直存在爭議，例如自戀是以隱蔽還是公開的，適應性的還是非適應性的，正常的還是病理學的方式存在(Cain,Pincus, & Ansell, 2008)。盡管如此，本文以一種尊重的態度使用廣為認可的將自戀劃分為自大和脆弱兩部分的方法來構建自戀的概念(Miller et al., 2011, 2014; Miller & Campbell, 2008;Morf & Rhodewalt, 2001; Pincus & Lukowitsky, 2010; Wink, 1991)。自戀增強具有以下一些特征：對授權的感受、優越感、占有欲和表現欲，通常使用經典的“自戀人格量表” (NPI; Raskin & Hall, 1979)進行自呈式評估。相反的，自戀消弱反映了自戀中那些脆弱和負面部分的表達，其特征有敵意(Clarke, Karlov, & Neale, 2015;Miller et al., 2011)、過度敏感、社會退縮（不合群） (Dickinson & Pincus,2003)以及低水平的外顯自尊 (Miller et al., 2010)。

? ? ? ? 盡管對自戀增強和自戀消弱已經建立起很好的分析框架，但尚不清楚它們究竟只是反映了不同還是參與了人格形成的過程，因為關于這兩點的存在都有據可循。有一種觀點認為，自戀增強和自戀消弱有著明顯不同的表現和理論起源。舉例來說，通過對流行的自戀測量工具的因素分析，Miller et al. (2011)提出自戀增強和自戀消弱具有不同的結構，這些結構通過不同的人格特質、人際間行為和精神病理學癥狀表現出來。盡管如此，大多數精神動力學理論認為自戀的增強和消減部分是相互影響的，因為這些因素共存于個體之中(e.g., Morf & Rhodewalt, 2001; Pincus, Cain, & Wright, 2014;Pincus & Lukowitsky, 2010)。例如，在 Morf and Rhodewalt's (2001)的“自戀認知-情感模型”中，與自戀增強相連的傲慢虛榮的行為是被阻止脆弱的自我感知的動機所激發的。相比之下，最近出現了將不同方法進行融合的嘗試，認為如果將自戀視作反映自大和脆弱（兩者圍繞著一個關于授權的核心結構）的定義與特征的一個連續譜，那么就能更容易地理解自戀(Krizan & Herlache, 2017)。

? ? ? ? 拋開理論觀點不談，關于自戀的這兩種表達是可分離的；自戀增強和脆弱并非相互獨立，對自戀增強和消弱的測量要么不相關(Hendin & Cheek, 1997; Luchner, Houston, Walker, & Houston,2011），要么有微弱的正相關 (Ng, Tam, & Shu, 2011)。基于以上原因，研究者們強調了考慮自戀的這兩個方面的重要性(e.g., Miller & Campbell, 2008)，奇怪的是，研究這兩部分的影響——無論是獨立的還是作為相互作用的二分體 (for an exception see: Roche, Pincus,Conroy, Hyde, & Ram, 2013)——的文獻都十分稀缺。事實上，有一個領域可以用來考察這兩部分可能存在特殊的相互影響，那就是“目標堅持”。

1.2自戀與堅持

? ? ? ? 自戀增強和堅持之間關系的證據不多并帶有嘗試性，它們揭示了自戀增強對堅持的促進作用只在某些環境中發生而在其他環境中則不會(Wallace et al., 2009)。例如，自戀增強在臨床和非臨床的樣本中與堅持特性的測量結果呈現正相關 (Fossati et al., 2009)，自戀增強水平高的個體在實驗室設置下會花更多時間嘗試攻克無法解決的任務；然而，這些增強的持久性行為只發生在沒有其他自我強化途徑可供選擇的情況下(Wallaceet al., 2009)。另外，自戀增強與在成功能夠提供更大榮耀的情境中增加努力投資有關(e.g., Wallace & Baumeister, 2002; Woodman, Roberts,Hardy, Callow, & Rogers, 2011)。在困難情境中，當其他人可能將這一情境感知為威脅時，自戀增強者則會將之視作獲得榮耀的機會并且通過堅持來美化他們的自我形象 (Wallace & Baumeister, 2002)。

? ? ? ? 具有針對性的是，那些NPI（自戀人格量表）得分高的個體具有典型的可能支持堅持性的特征。例如，自戀增強與高水平的樂觀主義有關(Farwell & Wohlwend-Lloyd, 1998)，這種特質通過對任務追加努力和對挫折的適應性反應來增加堅持性(Carver, Scheier, & Segerstrom, 2010)。類似的，與自戀增強相關的高水平的自信 (Campbell,Goodie, & Foster, 2004)可能與堅持相適應，因為自信賦予個體對于自身能力更好的預期以保持對最終成功這一目標的追求。最后，自戀增強被認為與“外顯自尊”存在正相關(Sedikides,Rudich, Gregg, Kumashiro, & Rusbult, 2004)，“外顯自尊”是一個預測長期目標堅持的維度(e.g., Di Paula & Campbell, 2002)。

? ? ? ? 盡管如此，擁有對自身能力不可動搖的自信并非總是有利于堅持(e.g.,Woodman, Akehurst,Hardy, & Beattie, 2010)。例如，人們可能不會認識到達成長期目標需要必要的努力而相信獲得成功全仰賴于他們自身獨特的天賦而非堅持不懈。類似的，與自戀增強相關的沖動傾向(Vazire & Funder, 2006) 可能造成對短期目標的追求，而有害于長期目標的達成。另外，自戀增強可能消弱堅持，因為自大的個體將低水平的自我控制視作體現他們力量與特權的吸引人的內在特質(Hart, Richardson,Tortoriello, & Tullett, 2017)。因此，增強傾向的自戀者對于自我控制的自我陳述方式可能導致他們減少長期堅持的意愿，尤其當涉及公開展示這一約束。類似的，增強傾向的自戀者可能相信優越感的最終表達足以達成高水平的表現而無需努力嘗試。因此，人們可能認為，如果一項任務只能通過投入和努力獲得正面的回報而不是通過自戀者的某些特殊能力，那么通過努力去達成這項任務給人以榮譽感的機會就變小了。

? ? ? ? 綜上所述，自大的單獨存在對堅持的促進作用可能是不足的。自戀增強可能只在個體感知到優越感和自我價值受到威脅時才對堅持動機(i.e., pursue self-enhancement)有預測性。有鑒于此，自戀中這些脆弱的部分可能是一個增加堅持的關鍵變量：自戀消弱。換句話說，自戀增強，在自戀消弱完全缺席的情況下，傳達出一種高高在上的感覺，這種自視甚高的主觀印象可能會消弱個體堅持目標的額外努力以進一步增強他們的自我形象(Roberts,Woodman, & Sedikides, 2017)。反之，某種程度的脆弱，或是對自身不穩定的感知，可能是激發最大強度堅持的必要條件。這是因為只有通過達成自我增強的目標與成就，個體才能獲得他人的贊賞并且確認那些保護他們脆弱自我不受沖擊的必要的優越感的存在。進一步的，自戀消弱與強烈的回避動機相關，而自戀增強與強烈的接近和弱回避動機相關(Foster & Trimm, 2008)。因此，同時具有一定程度的自戀增強和自戀消弱的個體可能既對達成渴望的結果也對規避負面結果有著強烈的動機。換句話說，自戀增強和自戀消弱可能共同作用促使個體追求目標達成，既因為潛在的獎賞，也因為他們非常害怕可能的失敗和回避拒絕的強烈動機。實證地來看，確實有證據支持這些假說，社會接近和社會回避動機交互作用，因此那些同時擁有高接近和高回避動機的個體往往在社交場合中表現出最高水平的投入和努力 (Nikitin & Freund, 2010)。

? ? ? ? 顯著的，盡管與自戀消弱相關的脆弱的部分會激發那些相信自己天賦異稟的個體更多的堅持，但是在只有自戀消弱單獨存在的情況下，可能會導致最低水平的堅持。如果個體具有很高的自戀消弱并將自我價值的確認建立在他人認可的基礎之上，同時又缺乏自我效能感和自信，他們可能更喜歡回避那些讓他們的自我信念受到挑戰和質疑的環境(Dickinson & Pincus,2003; Foster & Trimm, 2008)。為了支持這一觀點，Fossati et al.(2009)發現自戀消弱與堅持呈負相關，盡管這一效應只在一個臨床被試的樣本中顯著；自戀消弱在非臨床樣本中與堅持不相關。

1.3本研究

? ? ? ? 在三個研究中，我們檢驗了自戀消弱是否會消弱自戀增強和目標驅動的堅持之間的關系。基于上述理論，我們預期只有在中等或高水平的自戀消弱存在的前提下，自戀增強才會與堅持度存在正相關。如果不存在自戀消弱，我們預期自戀增強與堅持度將不會有關系。在研究1中，我們檢驗了自戀消弱和自戀增強之間的關系以預測堅持特質。在研究2中，我們在控制了社會贊許性效應可能帶來的影響后檢驗了自戀消弱和自戀增強之間的關系以預測堅持程度。研究3中我們在控制自尊效應的前提下評估了堅持度。換句話說，我們通過使用研究目標達成和與成就及人際挫折相關的人格特質的可替代性措施來評估了目標堅持。

2. 研究1方法

2.1.被試

? ? ? ?樣本由338個被試（164名女性，174名男性，平均年齡為24.38歲，標準差SD=8.52）組成；所有被試都做同樣的問卷，問卷回收的途徑不同，其中230份來自網絡，108份來自個人提交。230名被試是通過網絡社交媒體和英國某高校周邊張貼的廣告得知研究；他們隨后在Bristol Online Survey (www.onlinesurveys.ac.uk)上在線完成并提交問卷。另外110名被試在參加另一項不相關的實驗之前完成了同一問卷的紙質版。為了確保沒有被試同時完成問卷的兩個版本，我們要求被試保證他們沒有做該問卷的另外版本，我們為確認他們的保證核對了重復的學號和電子郵件地址信息。在紙質版本中，我們剔除了兩名提交重復答案的被試。為了滿足觀察變量相互作用的保守效應量的統計檢驗力0.8，Cohen's f2 =0.025(Aguinis, Beaty, Boik, & Pierce, 2005)，我們需要一個被試個數最少為316的樣本(G*Power 3; Faul, Erdfelder,Lang, & Buchner, 2007)。被試（線上與線下）能得到課程學分和贏取現金獎勵的機會(20英鎊；約等于25美金)作為完成問卷的獎勵。

2.2方法

2.2.1自戀

? ? ? ? ?在線的前置試驗中(e.g., Boldero, Higgins, & Hulbert,2015)，我們用NPI (Raskin & Hall, 1979)和“自戀敏感度量表” (Hendin & Cheek, 1997)分別測量了自戀增強和自戀消弱。NPI包含了40個強迫選擇題，要求被試選擇那些他們最同意的陳述，例如A:“與大多數人比我并沒有更出色或者更糟糕”或者B:“我覺得我是個特別的人”。每個項目中，自戀陳述記1分，非自戀陳述記0分。本例中，NPI的平均得分為0.33（標準差SD=0.17），量表的可信度良好（a=0.88）。“自戀敏感度量表” (HSNS;Hendin & Cheek, 1997)由10個題目組成，用來測量自戀消弱程度，具有良好的結構和校標關聯效度（與自戀消弱的專家評分契合度很高）(Miller et al., 2014)。問題舉例，“我經常用個人的方式解釋他人的言論”。回答使用從1（十分不典型，非常不同意）到5（十分典型，非常同意）的五點測量。本研究中該量表平均得分為2.83（標準差SD=0.62）信度良好（a=0.74）。

2.2.2目標驅動的堅持

? ? ? ? ?我們使用了“強化敏感人格理論問卷”（RST-PQ; Corr & Cooper, 2016）來評估目標驅動的堅持度。共有7個問題項目用來評估目標驅動的堅持度，例如，“我經常能克服困難實現雄心壯志”。 回答用1（一點不同意）到4（非常同意）點來測量。在本研究中，項目的平均得分為3.15（標準差SD=0.63），信度良好（a=0.87）。

2.3分析

? ? ? ?我們使用調節分層回歸法分析基于目標驅動的堅持度的自戀增強和自戀消弱的交互影響。我們使用SPSS的PROCESS（模型1）插件進行偏置校正自舉置信區間非標準回歸系數分析。在PROCESS中，所有變量通過一個單步執行的步驟并在控制了其他變量均值的前提下出現主效應。進一步的，我們在分析前平均中心了自戀增強和自戀消弱的分數。因為自戀得分顯示出性別差異和年齡相關性 (Tschanz, Morf, & Turner, 1998)，在我們的模型中，性別和年齡被作為協變量。在338名被試的樣本中，有7個單一樣本信息點缺失，這對總體結果的影響為0.036%。對于這7名被試，我們基于他們提供的答案估算了他們在自戀和堅持度上的平均得分。

3. 結果

? ? ? ? 結果支持了原立場，即自戀增強和自戀消弱并非相互獨立，它們之間有著一定程度的相關（r=0.16,p=0.004）。在回歸模型的所有自變量中，自戀增強和自戀消弱解釋和預測了應變量（目標驅動的堅持度）11.6%的變化（見表1）。在控制了其他所有變量后，自戀增強對目標驅動的堅持度的條件有正向的主效應（β=1.54，p<0.001），自戀消弱有負向主效應（β=-0.16，p=0.003）。值得注意的是，自戀消弱能調節自戀增強和目標驅動的堅持度之間的關系，?F(1,332)=7.60，?R2=0.02，β=0.83，p=0.006，95%CI【0.24,1.42】， Cohen'sf2 = .02 (see Fig. 1)。Simple slopes分析顯示當存在高水平的自戀消弱時，自戀增強和目標驅動的堅持度之間的相互關系呈現出統計顯著性，t(332)= 6.47,β = 1.54, p < .001, 95% CI [1.07, 2.00], 而當自戀消弱水平低時，兩者相互關系不顯著t(332)= 1.68, β = 0.51, p = .09, 95% CI [?0.09, 1.10]。

4. 討論

? ? ? ? 總結研究1，我們發現了自戀消弱對自戀增強和目標驅動的堅持度之間關系有調節作用的證據。只有當存在中高水平的自戀消弱時，自戀增強才能預測更高的關于堅持的自我報告。當自戀消弱水平低時，自戀增強與自我報告的堅持度沒有關系。

5. 研究2

? ? ? ? 鑒于研究1是檢驗自戀增強和自戀消弱與堅持度之間關系的第一個測試，研究2的首要目的是重復研究1中的效應。盡管如此，有人可能會說研究1中的結果可以被自戀者的自我欺騙反應 (e.g., Raskin, Novacek, & Hogan, 1991)所解釋（或部分被解釋）。根據已被接受的理論視角 (Morf & Rhodewalt, 2001) ，自戀的個體在進行自呈式報告時，會傾向于選擇那些看起來表現了正面的或是符合社會認可的品質可而非真實的答案作為保護自我的策略。這一理論視角強調了在自戀研究中控制社會贊許性效應的重要性。在本研究中，那些同時表現出最高水平的自戀增強和自戀消弱的個體可能最傾向于選擇那些與高堅持度相關的選項來保護他們的自我，因為堅持度可能反映了社會贊許的品質。盡管如此，我們對自戀者的自呈式報告中的社會贊許性效應只做了有限的控制，因為它們與其他變量存在混合效應。在 (Foster & Trimm, 2008)的一個研究中，他們發現自戀和社會贊許之間只存在不顯著的弱相關，而目前的研究則發現自戀增強和社會贊許之間存在負相關(Jones, Woodman, Barlow, & Roberts,2017)。這一結果可能提示自戀者并非總是會做出社會贊許性的選擇，但是理論基礎充足卻缺乏實證證據，提示了在這一點上使用方法論思考的重要性。因此，在研究2中，我們在一個控制了印象管理和自我欺騙增強的非學生被試樣本中，試驗了自戀消弱是否對自戀增強和堅持度之間關系存在調節作用。

6. 方法

6.1.被試

? ? ? ?我們在美國的Amazon's Mechanical Turk(MTurk)——通常作為總人口代表的高質量的數據來源的一個外包平臺(Buhrmester,Kwang, & Gosling, 2011; Crump, McDonnell, & Gureckis, 2013)上，招募了248名被試（83名男性，165名女性，平均年齡為39.21歲，年齡的標準差SDage=13.88），在招募啟示上，我們給參與者發送掛靠在Bristol Online Survey (www.onlinesurveys.ac.uk)上的在線問卷的鏈接。被試完成問卷(MCompletion Time = 12 mins)后，會獲得0.5美元的酬金。

6.2.方法

6.2.1.自戀和堅持度

? ? ? ?我們使用和研究一同樣的方法測量自戀增強(NPI3;α = .86, M = 0.25, SD = 0.16)，自戀消弱(HSNS;α = .81, M = 2.86, SD = 0.64)和堅持度 (RST-PQ: GDP;α = .88, M = 2.83, SD = 0.68)。

6.2.2.注意

? ? ? ?由于我們會給被試酬金，所以可能有些回答并不完全契合問題（完成任務的隨意作答）。為了控制這種潛在的會引起數據混亂的可能，我們在在線問卷中穿插設置了6個題項以測試被試是否認真答題(e.g., “the US flag has stars and stripes”)。我們剔除了49名沒有通過這六道題目的被試，得到一份199名合格被試的最終樣本（63名男性，136名女性，平均年齡Mage=40.94，年齡標準差SDage=14.09）。

6.2.3.理想的回答

? ? ? ? ? 為了控制回答偏差，被試被要求完成期待性回答平衡問卷(BIDR; Paulhus, 1984)。BIDR包含40個條目，測量了理想回答的兩個方面：印象操縱（IM）和自欺性拔高（SDE）。任何超過6分的題目（7分制評定同意的程度）記1分，這樣IM和SDE各自最高分都為20。IM(α = .85, Mtotal = 6.95, SD = 4.59)反應了被試是否誠實答題，例如“我有時會因為一個黃段子發笑”。SDE(α = .85, Mtotal = 5.99, SD = 4.37)評估了被試在誠實回答的同時具有正性偏差的程度，例如“我是個完全理性的人”。

6.3.分析

? ? ? ? ?像在研究1中一樣，我們使用PROCESS做了調整回歸分析；年齡、性別、自欺性拔高和印象操縱在回歸模型中被當作協變量。

7. 結論

? ? ? ? 自戀增強與印象操縱存在弱的負相關而與自欺性拔高存在弱的正相關（見表2）。自戀消弱與印象操縱和自欺性拔高都有著強的負相關。進一步的，印象操縱和自欺性拔高都與目標驅動的堅持度存在正相關。

? ? ? ? ?重復了研究1的結果，自戀消弱對自戀增強和目標驅動的堅持之間的關系存在調節作用（見表3）。當把年齡、性別、自欺性拔高和印象操縱作為協變量后，自戀消弱和自戀增強之間的相互影響也是有限的ΔF (1, 191) = 3.61, ΔR2 = .02, β = 0.84, p = .075,f2= .02。盡管如此，由于我們事先對事后效應的定向性質有著很強的預估，所以我們做了簡單的slopes分析。結果顯示當存在高水平的自戀消弱時，自戀增強和目標驅動的堅持度之間呈現統計顯著的正相關t(191) = 4.06, β = 1.86, p < .001,95% CI [0.96, 2.77]，而當自戀消弱水平低時，兩者的相關性統計不顯著，t(191) = 1.57, β = 0.73, p = .117,95% CI [?0.19, 1.64]，見圖2。自欺性拔高對堅持度有著顯著的預測效果，而年齡、印象操縱、性別與堅持度都不存在相關。

8. 討論

? ? ? ? 研究2的結果很大程度上重復了研究1中出現的結果，并且給自戀消弱對自戀增強與堅持度之間關系的調節作用提供了額外的支持。盡管如此，基于普通水平時交互作用并非統計顯著也會引發某種程度的質疑。研究2的結果也提示了研究1中的調節效應并不能被理想回答（測謊問卷）所解釋。換句話說，自戀消弱并不會激勵個體以社會贊許的方式反應從而增強堅持度。事實上，恰恰相反，自戀消弱與社會贊許性反應存在負相關。這些結果與近來Hart與他的團隊的發現相一致，他們也認為這種負相關可能既反映了高水平的自戀消弱者存在低水平的社會贊許性反應，又指出了這么一個事實，社會贊許性反應偏差或許會影響自戀過度敏感性量表的反饋(Hart, Adams, Burton, & Tortoriello, 2017)。換句話說，那些不關心正面反應的人們會更喜歡對自戀過度敏感性量表中那些體現非社會贊許性表述的選項表示贊同。相反的，證據顯示自戀增強與印象操縱存在負相關而與自欺性拔高存在正相關，這與一個理論觀點相一致，該觀點認為自戀者總是被在他人眼中看起來不錯的動機所驅動而傾向于不誠實作答。

9. 研究3

? ? ? ? 研究1和研究2揭示了一個相對一致的效應——自戀消弱對自戀增強和堅持度之間的關系有調節作用，研究2還揭示了這種效應獨立于社會贊許性效應。盡管在兩個研究中這一效應存在一致性，但因為兩個實驗都使用了單一化的方法以及使用的樣本在容量上與研究2相似，對于探索變量之間相互關系的顯著性所提供的統計檢驗力不足而使結果受到約束。為了解決這個限制，在研究3中，我們使用了大量被試完成兩個附加的與堅持度有結構化關聯的測試方法：勤奮與毅力。更進一步的，我們通過測試個人化的堅持性動機——真實的生活目標來拓展了評估堅持度的方法。最終，我們測試了挫折后的堅持度。目標導向的堅持很少不遇到挫折，而且挫折如果威脅到了人們的自我價值可能顯得十分突出。研究3中，我們給被試呈現兩幅插圖，分別描述了成就領域和人際關系領域遇到的挫折威脅。成就和人際目標的不同有著潛在的重要性，因為自戀增強和自戀消弱與不同領域遇到挫折的情緒反應不同有關(Besser & Priel, 2010)。更特別的是，自戀增強預測了成就挫折方面的負面情緒，而自戀消弱對人際挫折更加敏感。最后，在人際領域自戀消弱對自戀增強和堅持之間的關系可能并不存在影響，因為在這個領域中，堅持對于那些追求卓越感的高水平的自戀增強者來說并不是必須的。的確，已有的研理論認為自戀者渴望成就和被仰慕遠勝于被喜愛 (e.g., Morf & Rhodewalt, 2001)。

? ? ? ? 最后，自尊是一個與自戀和堅持都有關的重要變量。自尊與堅持度和長期目標堅持度的測試結果存在正相關(e.g., DiPaula & Campbell, 2002)，盡管高自尊個體在他們的堅持中表現出很好的適應性但是當遇到反復失敗的無法解決的任務時他們會更迅速地撤退(e.g., DiPaula & Campbell, 2002; Mcfarlin, Baumeister, & Blascovich, 1984)。

? ? ? ? 進一步的，在自戀和自尊的理解上常常出現應當考慮的重疊(Sedikides et al., 2004)；自戀增強常典型地伴有與自尊的中強相關而自戀消弱則典型地表現出與自尊存在強負相關(Rose, 2002)。因此，這可能是低自尊（比自戀消弱更有可能）要為可觀測的對于堅持度的影響負責的原因。因為這種重疊，研究者們主張在理解自戀獨特的貢獻時要控制自尊的影響(e.g., Brown & Bosson, 2001; Rosenthal & Hooley, 2010)。因此，我們在研究3的所有分析中都控制了自尊的影響。

10. 方法

10.1.被試

? ? ? ? 我們在美國的MTurk平臺上，以研究2中同樣的流程招募了407名被試（問卷完成的平均時間為MCompletion Time = 25 mins）。我們剔除了35名沒有通過4道正確性測試條目的被試，最終得到一個372名被試的樣本（138名男性，234名女性，平均年齡為39.03歲，年齡的標準差為13.32）。完成測試的被試能得到0.75美元的報酬。

10.2.方法

10.2.1.自戀和自尊

? ? ? ? ?與研究1和研究2一樣，我們分別用NPI(M = 0.28, SD = 0.20)和HSNS(M = 2.79, SD = 0.69)測試了自戀增強和自戀消弱。我們用羅森伯格自尊量表(RSE; Rosenberg, 1965)評估了自尊特質。RSE是一個成熟的自尊測量工具，包含了10個條目，用4點評分來評估總體的自尊水平。舉個RSE條目的例子，“總體來說，我對自己很滿意。”平均值、組距、標準差和量表信度都羅列在表4中。

?10.2.2.堅持特質

? ? ? ?被試完成在研究1和研究2中使用的目標驅動的堅持度7項目量表。被試還完成了兩個測量，測量的題目來自于國際人格項目池 (International Personality Item Pool ，Goldberg,1999)。其中一個10題勤奮量表（IND）中的題目類似于“努力工作”。一個8題毅力量表（IPP）中的題目類似于“在任務完成前不會放棄”。兩個量表都是從1（非常不準確）到5（非常準確）點計分；均值、標準差和α系數都列在表4中。

10.2.3. 個人目標

? ? ? ? 我們要求被試列出他們目前試圖達到或完成的目標來評估個人領域中的堅持動機。對這兩個目標的堅持動機的評估使用了改編自RST-PQ的四個題項：“為了完成這個目標我會努力”；“我會堅持達成目標”；“我會為了成功達成目標制定計劃”；“即使遇到挫折我也會堅持不懈”。我們將每個目標的堅持度得分進行了標準化然后將它們綜合成一個度量個人目標堅持度的評分。

10.2.4.目標挫折

? ? ? ? 我們給被試呈現兩幅從Besser and Zeigler-Hill(2010)修改而來的插圖來測試挫折反應下的堅持度。這些插圖描述了人際（戀愛關系）或是成就（工作動機）的目標聚焦。我們使用了測試個人目標時的四項目陳述量表來評估堅持動機。

10.3.分析

? ? ? ? 我們再次使用了研究1和研究2中的PROCESS的調整回歸分析方法。我們輸入年齡、性別和自尊作為所有回歸模型的協變量。

11. 結果

? ? ? ? 與研究1和研究2一致的是，自戀增強和自戀消弱存在相關 (r = .15, p = .004)。自戀增強與所有方法測得的堅持特質的結果呈正相關，但與個人目標或是挫折方面的堅持度無關（見表4）。相反的，自戀消弱預測了堅持度的所有測量結果。自尊與自戀增強呈正相關 (r = .16, p = .001)而與自戀消弱呈負相關(r = ?.46, p < .001)。值得注意的是，自尊與研究3中所有堅持度方面的評估得分都表現出了強相關：堅持特質(r = .55, p < .001)，目標堅持(r = .39, p < .001)，人際和成就挫折后的堅持度 (r = .31, p < .001)。

11.1. 堅持特質

? ? ? ? 在不輸入任何協變量的情況下使用調整回歸模型，自戀增強和自戀消弱的相互影響可以用來預測所有三種方法測量得到的堅持度特性：GDPΔF (1, 368) = 3.99, ΔR2 = .01, β = 0.38,p = .047, 95% CI [0.01, 0.76]; IND, ΔF (1, 368) = 7.46, ΔR2 = .02,β = 0.61,p = .006, 95% CI [0.17, 1.06]; and IPP, ΔF (1, 368) = 8.75,ΔR2 = .02, β = .71, p = .003, 95% CI [0.24, 1.17]。由于所有方法測量的堅持特質的交互作用圖式是一樣的，我們將每種方法測量所得分數進行了Z轉換（標準化）并且將他們合并處理得到一個綜合的堅持特質變量。在加入了自尊、年齡、性別作為協變量后，自戀增強x自戀消弱的交互作用顯示，當自戀消弱水品低時自戀增強與堅持特質不存在相關t(365) = 0.75,β = 0.68,p = .452, 95% CI [?1.09, 2.45]，而當自戀消弱水平高時，兩者存在正相關, t(365) = 3.58, β = 2.78, p < .001, 95%CI [1.25, 4.30] (見圖3)。

11.2.個人目標堅持

? ? ? ? 自戀消弱能調節自戀增強對個人目標堅持的影響。即使在考慮了自尊的影響后，自戀消弱X自戀增強交互作用仍具有統計顯著性ΔF (1, 365) = 5.39, ΔR2 = .01, β = 1.30, p = .024, 95%CI [0.17, 2.43]；再一次的，自尊的條件主效應預測了堅持度（見表5）。簡單斜率分析揭示了當存在高水平的自戀消弱時自戀增強和堅持度之間存在正相關，t(365) = 1.41, β = 0.77,p = .158, 95% CI [?0.30, 1.83]；而當存在低水平的自戀消弱時，兩者呈負相關, t(365) = ?1.71, β = ?1.07,p = .089, 95% CI [?2.31, 0.16]（見圖4）；盡管斜率分析并非統計顯著的。

11.3.挫折后目標堅持

? ? ? ? 人際和成就情景的堅持度的均值存在較高的相關（r = .44, p < .001），在人際目標(M = 4.54, SD = 0.70)測試中被試明顯報告了比成就目標 (M = 4.45,SD = 0.83), t(371) = 2.25, p = .025更多的堅持度。

11.4.成就目標堅持

? ? ? ? 自戀消弱能調節自戀增強和成就目標的堅持動機之間的關系，即使在面對挫折威脅時。當加入自尊作為預測因素時，這種交互作用也是統計顯著的ΔF (1, 365)= 4.19, ΔR2 = .01, β = 0.60, p = .040, 95% CI [0.03, 1.17]。簡單斜率分析揭示了當存在高水平的自戀消弱時，自戀增強與目標驅動的堅持度之間存在正相關t(365) = 2.33, β = 0.64, p = .021, 95% CI [0.10, 1.18]。相反的，當自戀消弱水平低時，兩者不存在相關t(365) = ?.57, β = ?0.18,p = .567, 95% CI [?0.81, 0.44]，見圖5。

11.5.人際目標堅持

? ? ? ? ?自戀消弱對自戀增強在遭遇人際排斥后的堅持的影響沒有調節作用，ΔF (1,365) = 0.46, ΔR2 = .00, β = 0.20, p = .425, 95% CI [?0.29, 0.70]。模型的條件主效應揭示了自戀增強預測了明顯減少的堅持水平同時自戀消弱與堅持度不相關（見表6）。

12. 討論

? ? ? ? 研究3的結果證實了研究1和研究2的發現，自戀消弱對自戀增強和堅持之間關系的調節作用在所有測量堅持的方法上結果都是一致的，包括在個人相關目標的堅持上也一樣。進一步的。進一步的，另一種對研究1和研究2結果的解釋是，低水平的自尊，而不是其他什么獨特的什么與自戀消弱有關的因素造成了觀測到的效應。盡管如此，研究3中即使在控制了自尊的共變效應后，仍然能持續觀察到自戀增強和自戀消弱之間的交互作用，提示了研究1和研究2中的結果不能簡單解釋為自尊的影響。

13. 總體討論

? ? ? ? 通過三個研究，我們測試了自戀的不同維度與堅持度之間的交互作用。特別的，我們對是否只有存在某種程度的自戀消弱時自戀增強才會與堅持存在正相關提出了疑問（自我懷疑）。為了支持這一想法，研究1-3顯示了只有當個體對自我優越感存在某種自我懷疑的情況下，自戀增強才會激發目標堅持。在自戀消弱缺失時，自戀增強與堅持不存在相關；在考慮了社會贊許性效應（研究2）和自尊效應（研究3）的影響下，自戀消弱的這種調節作用仍然存在。

? ? ? ? 自戀消弱能調節自戀增強對堅持（研究1-3）和個人目標堅持（研究3）的影響。盡管十分顯著，當我們考察挫折反應時的堅持，自戀消弱只對成就目標有調節作用而對人際挫折沒有影響。因此，自戀消弱對自戀增強-堅持交互關系的調節作用可能并非適用于所有領域。人際關系情境中自戀增強和自戀消弱之間交互作用的缺失可能可以被自戀增強與堅持之間的負相關所最好地解釋。在人際領域，那些對自己的卓越十分自信的自戀增強的個體受到別人的批評時更傾向于離開而不是堅持關系。鑒于關系維持并不會帶來他們所追求的公共形象增強并且自戀者更傾向于優先考慮個人成功而不是追求被仰慕的人際關系，這一點是可以理解的 (e.g.,Ong, Roberts, Arthur, Woodman, & Akehurst, 2016)。的確，自戀增強水平高的個體更喜歡把他人和與他人的關系看作是滿足他們需要的工具，一旦他們不能滿足自戀者的需要（仰慕和快樂），立刻會被丟棄。相反的，自戀消弱和關系堅持之間的缺乏相關則更加難以解釋。盡管自戀消弱的個體在人際挫折方面感到更多的羞恥和負面感受(Besser & Priel, 2009)，他們的反應可能依賴于能否感知他們的自我價值通過人際被動回避的方式被完好地保留或者在避免未來傷害的情況下做到堅持。這個視角值得未來做進一步研究。

? ? ? ? 盡管找到了自戀消弱與高自戀增強混合時能提高堅持度的證據，這并不能解釋自戀消弱的調節作用是適應性或是有益的。因為我們的結果不能說明自戀消弱的調節作用對于自戀個體追求的目標是否是合適的。例如，不斷的失敗可能是一個有效的信號，說明某個目標是難以實現的，我們把這些努力付諸于其他可以帶來類似成功的目標可能會有更好的結果(Carver & Scheier, 2000)。自戀消弱可能會避免脫離這些目標因為缺少接受的信心甚至對失敗感到羞恥。進一步的，鑒于自戀消弱的一個主要特征是需要他人的肯定，可以想象的是只有當一個目標使個體覺得自己在別人眼中看起來很好而不是帶來長期的成就感和內在的回報時增強堅持才會出現。與該觀點對立的是，有證據顯示自戀消弱和自戀增強都與在多個目標之中評估和選擇最佳目標的能力成正相關 (Boldero et al., 2015)。因此任何自戀消弱對自戀增強的調節作用都可能維持甚至增強對目標追求的適應性。自戀消弱影響對目標的適應性任然需要被檢驗，但這是未來需要進一步研究的方向。

13.1.未來的方向和注意事項

? ? ? ? 通過三個研究，我們使用了多種方法發掘和描述堅持度并且在控制了那些貌似可替代的解釋例如社會贊許性反應和自尊的情況下報告了這些效應。盡管如此，一個關于本研究的值得注意的局限是，研究仰賴于評估目標相關的堅持度動機的自我報告的截面方法分析，而且在考慮這些效應的更廣泛適應性之前就對警告做出了保證。基于這一點，未來的努力將從評估自戀維度和測量堅持度的行為任務之間的關系獲得收益(e.g., time spent attempting unsolvable tasks:Aspinwall & Richter, 1999; Wallace et al., 2009)。關于堅持度跨月或跨年度的縱向設計對于獲得動機和行為上的自戀陳述的動態效應也是非常重要的，鑒于個體會在自戀增強和自戀消弱的表達之間產生波動的可能(Ronningstam, 2009)。

? ? ? ? 我們評估自戀所使用的測量工具雖然很常用，但也因其評估的嚴謹性而受到批評，未來的工作如果結合額外的方法去評估自戀增強和消弱將會有利于進一步理解自戀的結構。例如，利用擴展的方法(Cheek, Hendin, & Wink, 2013)去更好地獲取有關自戀消弱的特定方面的認知(e.g., entitlement)，臨床訪談可以獲取更多自戀的個案數據，對自戀的贊美和對抗因素的研究 (Back et al., 2013)也許對理解與堅持相關的認知、感情和行為反應有特別的作用。類似的，我們在本研究中沒有充分考慮自戀增強的中介形式；同時將來考慮公眾自戀也可能是很重要的 (Gebauer, Sedikides, Verplanken, & Maio, 2012)。公眾自戀是指那些通過公眾化的方式（例如幫助他人）追求自我激勵的個體，因此也許可以有助于解釋人際領域里與利他和信任有關的堅持等等。這也許能提供一些方法去理解在研究3中自戀消弱在自戀增強對人際挫折的關系中沒有表現出調節作用。的確，目標領域也許與決策堅持高度相關；例如，自戀增強的個體也許在他們的職業生涯中追求和得到了很好的東西（因為這給他們帶來榮譽）同時他們在個人生活上——維持健康的人際關系上卻遠遠不夠成功。因此，也許自戀消弱的調節作用仰賴于自戀增強與環境是否匹配。這一提示值得在未來做實證研究。

? ? ? ? 我們關于高水平的自戀消弱和自戀增強結合會導致最高水平的堅持的聲明也要求考慮這種交互作用的一些精確性質。盡管我們對目前為止的解釋還算滿意，有人或許會提出質疑，研究1到研究3中顯著的交互作用或許主要是由于完全缺乏高自戀消弱低自戀增強個體對堅持揭示的數據造成的。因此，在缺乏自戀增強時，自戀消弱似乎對堅持是很不利的，這可能反映了混合了處理挫折、批評和缺乏自信的困難要求人們相信他們能夠達成目標（這依賴于他們的自我價值）。

13.2.總結

? ? ? ? 我們的結論提供了一個更好理解自戀者的堅持動機，并且首次提供了自戀增強和消弱復雜的關系對堅持度的影響的證據。這些結果向研究者們強調了考慮自戀各部分的交互作用而不是孤立地研究每個部分的重要性。