与可信应答者相比，超常应答者报告的不成熟和神经症性防御机制更少

《The Journal of Nervous and Mental Disease》：Supernormal Respondents Report Fewer Immature and Neurotic Defenses Compared to Credible Respondents

　　

**目标：** 防御机制是一种无意识的策略，用于应对由不愉快的情绪、想法或处境所引发的焦虑。它们通常通过自陈问卷进行评估，而此类问卷已知容易受到反应偏差的影响。本研究考察了"超常性"（一种极端的正向反应偏差）对防御机制自陈报告的影响程度。

**方法：** 共有840名参与者完成了防御风格问卷（DSQ）和修订版超常性量表（SS-R）。根据SS-R得分，参与者被分为"超常"组（26.4%）和"可信"组（73.6%）。

**结果：** 与可信受访者相比，超常受访者报告的神经症防御和不成熟防御的使用程度均显著较低，且大多数防御风格的使用程度也更低。

**结论：** 超常性似乎与适应性防御和非适应性防御的系统性低报有关。这些发现强调了在使用自陈测量方法评估防御机制时，考虑反应偏差的重要性。

防御机制通常被定义为"帮助人们应对由负面情绪状态和想法所产生的焦虑的无意识心理策略"（American Psychiatric Association, 1994; Cramer, 1998, 2000）。防御机制的概念最早由西格蒙德·弗洛伊德（1894/1964）通过描述压抑而提出，后来由安娜·弗洛伊德（2019）加以阐述。随着时间推移，人们发展了各种分类和归类方案，以更有效地捕捉防御机制（Floros, 2017; Semrad et al., 1973; Vaillant et al., 1986）。目前的方法通常区分更成熟、适应性防御和不太有益、非适应性防御（Cramer, 2000）。适应性或成熟防御机制，如幽默和抑制，帮助个体应对负面情绪状态和想法，而不会扭曲现实。相比之下，非适应性或不成熟防御机制，如否认或分裂，通过部分或严重的现实扭曲来应对这些状态（Cramer, 1998, 2000）。

防御机制被认为是多个心理学学科中重要的心理现象（Cramer, 1998, 2000）。例如，在临床心理学中，它们为了解客户的一般功能（如Cramer, 2000; Haan, 1965）、症状表达（如Anderson & Leitner, 1991; Campos et al., 2011; Spinhoven & Kooiman, 1997）、治疗适应症（Perry et al., 2009）以及建立治疗联盟的可能性（如Cramer, 2015; Despland et al., 2001; Laconi et al., 2015）提供了洞察。此外，适应性防御策略与积极的心理健康结果相关，而非适应性防御机制则与消极结果相关（Cramer, 2015; Vaillant, 1992）。此外，特定防御机制的使用可以澄清精神病学症状学和诊断，如边缘型人格障碍和反社会型人格障碍（如Perry et al., 2013; Presniak et al., 2010; Zanarini et al., 2009）。

评估防御机制可以使用多种方法，包括投射性测量、观察者评定方法和自陈问卷（Cramer, 2015）。然而，最常用的方法是自陈，个体在其中报告其想法、情绪、行为以及他们使用的防御策略（Davidson & MacGregor, 1998; Laor et al., 2001; Mehlman & Slane, 1994; Thygesen et al., 2008）。自陈的优势包括易于施测、标准化计分以及能够在受访者内部和受访者之间比较配置文件（Davidson & MacGregor, 1998）。然而，对其有效性存在担忧，因为自陈尤其容易受到反应偏差的影响（Cramer, 2000; Davidson & MacGregor, 1998; Hayashi et al., 2004; Punam?ki et al., 2002; Robins et al., 2009; Ruuttu et al., 2006）。

反应偏差指的是受访者不真实或误导性地回答调查问题的倾向（Bender, 2012）。表现出负向反应偏差的人倾向于把自己呈现为比实际情况更差，过度报告或夸大其症状或负面特征（"伪装变差"）。相反，把自己呈现为比实际情况更好、低报症状或负面特征或夸大其正面特征的人，表现出正向反应偏差（"伪装变好"；Bender, 2012; Cima et al., 2008; Merckelbach et al., 2014）。最近，"超常性"这一概念在反应风格文献中被提出（Cima et al., 2003, 2008）。超常性指的是系统性地否认常见症状（如侵入性想法、愤怒）的存在，并虚构或严重夸大健康特征的一种倾向（即伪装变好；Cima et al., 2003, 2008）。然而，超常性不应等同于心理健康或缺乏心理困扰。心理健康的个体通常能够承认常见的日常生活体验，如偶尔的担忧、悲伤或愤怒。相比之下，超常性反映的是一种反应风格，在这种风格中，即使是这些普遍共享的体验也被系统性地否认，这种模式超出了真正的心理健康所预期的范围，而是反映了一种系统性的偏差，倾向于表现出异常有利的自我呈现（Cima et al., 2003, 2008）。此外，超常性与防御性不同——后者涉及否认精神症状，而超常性扩展到系统性地否认一般人群中同样存在的日常症状。它也不同于社会赞许性，因为超常性不仅限于社会情境，且较少受社会规范的影响（Cima et al., 2003, 2008; Merckelbach et al., 2014）。

遗憾的是，关于防御的自陈已知容易受到反应偏差的影响（Cramer, 2000; Davidson & MacGregor, 1998; Hayashi et al., 2004; Punam?ki et al., 2002; Robins et al., 2009; Ruuttu et al., 2006）。例如，先前的研究表明，社会赞许性与否认、理智化、隔离、反向形成、合理化、压抑和抑制之间存在正相关（Richert & Kettering, 1978; Zhang, 2015, 2016）。与此一致，Lobel及其同事（1987）发现了受访者对认可的需求与其自陈防御风格之间的关系：高认可需求的人报告了更多的否认、反向形成、压抑和抑制，而低认可需求的人报告了更多的外化和置换。此外，研究表明否认、反向形成、压抑和抑制与伪装变好的倾向正相关，与伪装变差的倾向负相关，而外化、置换、投射和退行则表现出相反的模式（Endresen, 1991; Gleser & Ihilevich, 1969; Harder, 1992; Trimboli & Kilgore, 1983）。然而，这些关联并不意味着因果关系，因果方向可能是双向的：虽然偏差可能影响对某些防御机制的认同程度，但防御机制本身也可能引起反应偏差。值得注意的是，迄今为止尚没有研究调查超常性与使用自陈测量方法评估防御机制之间的关系。

在本研究中，我们使用防御风格问卷（DSQ）和修订版超常性量表（SS-R）调查了自陈防御机制受超常性影响的程度。基于上述文献，我们预期具有高超常水平的人更倾向于否认某些防御机制的使用，以将自己呈现为异常健康，从而破坏了此类自陈报告的可靠性。具体而言，我们假设与可信受访者相比，超常受访者将在成熟防御和否认/合理化上获得更高分数，在不成熟防御上获得更低分数。了解自陈防御机制在多大程度上可能因超常性而产生偏差，对于使用自陈方法评估防御机制具有重要意义。

**方法**

**参与者**

参与者通过大学研究参与平台、社交媒体和校园传单招募。共有1,098人访问并完整完成了在线调查；没有重复条目，也没有缺失数据。排除了多元异常值（n=4，见数据分析）、负向反应偏差的指示（n=49；见材料）以及自我认同为非二元性别（n=15）的参与者，因为后续按性别分布对组进行匹配，需要二元性别变量。最终，从大样本中随机抽取了840名参与者，以确保组间性别分布均衡并允许适当比较。使用χ2检验评估性别差异，子抽样后各组间性别差异无显著差异（P>0.05）。由于可信组显著年轻于超常组（P<0.05），在可能的情况下将年龄作为协变量。最终样本中的受访者年龄介于18至71岁之间（M=24.4, SD=9.3），其中71.2%认同为女性，28.8%认同为男性。大多数受访者为荷兰人（55%），参与时为大学生（72.4%）。

**程序**

本研究的更大研究项目旨在理解超常性在心理学研究中的作用。所有研究方案均符合《赫尔辛基宣言》，并获得了鹿特丹伊拉斯姆斯大学伦理委员会的批准。在参与前获得了知情同意。受访者完成了防御风格问卷-42项版（DSQ-42；Trijsburg et al., 2000）、修订版超常性量表（SS-R；Cima et al., 2008）和简短症状清单（BSI-18；Derogatis, 2001），并添加了四个效度项目以评估负向反应偏差（Merckelbach et al., 2014）。数据通过英语版自填式在线调查收集。调查完成时间约15分钟。

**测量工具**

防御风格问卷-42项版（DSQ-42；Trijsburg et al., 2000）是一个42项的自陈问卷，旨在评估广泛的防御机制。DSQ-42包含21个两项子量表，代表21种不同的防御机制。这些子量表可分为三个防御因素：（1）成熟防御（MD；4种），包括预期、幽默、升华和抑制；（2）神经症防御（ND；5种），包括理想化、伪利他主义、反向形成、压抑和撤销；（3）不成熟防御（IM；12种），包括外化、自闭幻想、否认、贬低、置换、解离、隔离、被动攻击、投射、合理化、躯体化和分裂。项目采用五点李克特量表评分（1=强烈不同意至5=强烈同意）。每个子量表和每个防御因素计算平均分（范围=1–5），分数越高表示对该防御的认同程度越高。此外，使用Di Giuseppe和Perry（2021）概述的方法计算总体防御功能（ODF）分数（范围=1–7），分数越高表示适应性防御功能越强。

修订版超常性量表（SS-R；Cima et al., 2008）是一个50项的自陈问卷，旨在检测否认常见心理症状并夸大健康品质的受访者，这种风格被称为"超常性"。SS-R包含34个测试项目和16个虚假项目，以掩盖量表的目的。项目的选取反映了个体在日常生活中通常遇到的体验。因此，没有超常性偏差的个体通常对大多数项目给出肯定回答，而表现出这种偏差的个体则倾向于给出否定回答（Cima et al., 2008）。项目采用四点李克特量表评分（1=从不至4=总是）。计算总分（范围=34–136），分数低于60被视为超常性偏差的指标，在此称为"不可信"或"超常"（Cima et al., 2008）。

从Wildman症状清单（WSC；Wildman & Wildman II, 1999）中选取的四个涉及不可信症状的项目被插入简短症状清单（BSI-18；Derogatis, 2001）中，以识别症状过度报告，即所谓的负向反应偏差（Merckelbach et al., 2008, 2014）。示例项目为"我的头痛严重到脚都痛了。"项目采用五点李克特量表评分（0=完全不会至4=一直如此）。计算WSC总分（范围=0–16），分数超过4被视为症状过度报告或负向反应偏差的指标（Merckelbach et al., 2008, 2014）。

**数据分析**

统计分析使用IBM SPSS Statistics 28.0进行。组别作为二水平分类变量处理（"可信"对"超常"），性别也是（"男性"对"女性"）。分组依据Merckelbach等人（2008, 2014）所概述的既定SS-R截断分数进行。

为调查防御因素的自陈报告是否受超常性影响，进行了单因素多元方差分析（MANCOVA），以组别（可信对超常）为自变量，成熟防御、神经症防御和不成熟防御为因变量，年龄作为协变量。此外，进行了独立样本t检验以考察两组间ODF分数的差异。对于两种分析，α水平设定为.05。最后，为考察超常性对个别防御机制的影响，以组别（可信对超常）为自变量，每个防御机制为因变量，进行了21次组间比较。由于违反正态性，使用Mann-Whitney U检验代替独立样本t检验。对于这些分析，α水平设定为.002（对多重比较进行了Bonferroni校正，.05/21）。

**结果**

**描述性分析**

在全部样本中，26.4%的参与者被归类为超常组（n=222），73.6%被归类为可信组（n=618）。

超正常组报告中等程度地使用成熟和神经症防御机制，但不成熟防御机制的使用较低；而可信组报告中等程度地使用成熟、神经症和不成熟防御机制（表 1 和表 2）。在个体防御机制层面，超正常组报告相对较高的预期（Anticipation）、幽默（Humor）、假性利他主义（Pseudo-altruism）和合理化（Rationalization）使用，以及相对较低的自闭幻想（Autistic Fantasy）、否认（Denial）和被动攻击（Passive Aggression）使用。相反，可信组报告相对较高的预期、幽默和假性利他主义使用，以及相对较低的否认、解离（Dissociation）和被动攻击使用。

**表 1**
防御机制的中位数、Cronbach's Alpha 系数及 Spearman-Brown 可靠性系数

| 防御机制 | 可信组 | | | 超正常组 | | |
| :--- | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: |
| | Mdn | rsb | α | Mdn | rsb | α |
| **成熟防御机制** | **.50** | **.51** | | **.50** | **.51** | |
| 预期 | 3.5 | .26 | | 3.5 | .14 | |
| 幽默 | 4.0 | .66 | | 4.0 | .62 | |
| 升华 | 3.0 | .11 | | 3.0 | .26 | |
| 抑制 | 3.0 | .40 | | 3.0 | .38 | |
| **神经症防御机制** | **.48** | **.53** | | **.48** | **.53** | |
| 理想化 | 2.5 | .47 | | 2.0 | .41 | |
| 假性利他主义 | 3.5 | .27 | | 3.5 | .42 | |
| 反向形成 | 3.0 | .26 | | 3.0 | .01 | |
| 压抑 | 2.5 | .46 | | 2.0 | .46 | |
| 撤销 | 3.0 | .18 | | 2.0 | .38 | |
| **不成熟防御机制** | **.74** | **.69** | | **.74** | **.69** | |
| 行动化 | 2.5 | .46 | | 1.75 | .57 | |
| 自闭幻想 | 3.0 | .76 | | 1.5 | .64 | |
| 否认 | 2.0 | .10 | | 1.5 | .22 | |
| 贬低 | 2.5 | ?.02 | | 2.0 | .24 | |
| 置换 | 2.5 | .17 | | 2.0 | ?.05 | |
| 解离 | 2.0 | .19 | | 2.0 | .26 | |
| 隔离 | 2.5 | .49 | | 2.5 | .60 | |
| 被动攻击 | 2.0 | .29 | | 1.5 | .18 | |
| 投射 | 2.5 | .44 | | 2.0 | .34 | |
| 合理化 | 3.5 | .43 | | 3.5 | .48 | |
| 躯体化 | 3.0 | .51 | | 2.0 | .48 | |
| 分裂 | 2.5 | .22 | | 1.5 | .11 | |

注：Mdn 表示中位数；rsb，Spearman-Brown 可靠性系数；α，Cronbach's alpha 系数。

**表 2**
成熟、神经症、不成熟防御因子及整体防御功能（ODF）的均值、标准差及相应检验统计量

| 防御因子 | 可信组 | | 超正常组 | | F(1, 837) | ηp2 | P |
| :--- | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: |
| | M | SD | M | SD | | | |
| 成熟防御 | 3.32 | 0.52 | 3.27 | 0.52 | 1.945 | .002 | 0.163 |
| 神经症防御 | 2.86 | 0.52 | 2.51 | 0.51 | 75.106 | .082 | <0.001 |
| 不成熟防御 | 2.57 | 0.44 | 2.13 | 0.37 | 164.724 | .164 | <0.001 |
| ODF | 4.68 | 0.30 | 4.97 | 0.35 | | | <0.001 |

注：均值和标准差范围为 1 至 5。

**防御与超正常性**
进行了一元协方差分析（MANCOVA），以组别为自变量，防御因子为因变量，年龄为协变量。结果显示，组别对防御因子组合存在显著的多重效应，F(3, 835)=63.129, P<0.001，Wilks' Λ=.815，偏 η2=.185。后续的单因素方差分析（ANOVA）显示，神经症和不成熟防御存在显著的组间差异，ps<0.001，但成熟防御无显著差异，P=0.163。具体而言，与可信受访者相比，超正常受访者在神经症和不成熟防御上的得分显著较低（表 2）。

接下来，进行了独立样本 t 检验以考察组间在 ODF 得分上的差异。结果显示，超正常受访者的 ODF 得分显著高于可信受访者，t(838)=11.835, P<0.001。

最后，进行了 21 次 Mann-Whitney U 检验，以组别为自变量，个体防御机制为因变量。结果表明，与可信受访者相比，超正常受访者在行动化、自闭幻想、贬低、置换、理想化、隔离、被动攻击、投射、假性利他主义、压抑、躯体化、分裂和撤销上的得分显著较低，ps<0.001。预期、升华、抑制、反向形成、否认和合理化的比较具有名义显著性，P<0.05，但未达到 Bonferroni 校正后的阈值 P<0.002。解离未发现显著的组间差异（P<0.426；表 3）。

**表 3**
个体防御机制的平均秩次及相应检验统计量

| 防御机制 | 可信组平均秩次 | 超正常组平均秩次 | U | z | r | P |
| :--- | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: | :---: |
| **成熟防御** | | | | | | |
| 预期 | 433.61 | 384.00 | 60,496 | ?2.667 | ?.092 | 0.008 |
| 幽默 | 424.06 | 410.58 | 66,396 | ?0.724 | ?.025 | 0.469 |
| 升华 | 431.22 | 390.65 | 61,972 | ?2.170 | ?.075 | 0.030 |
| 抑制 | 410.76 | 447.61 | 74,617 | 1.966 | .068 | 0.049 |
| **神经症防御** | | | | | | |
| 理想化 | 437.82 | 372.28 | 57,893 | ?3.490 | ?.120 | <0.001* |
| 假性利他主义 | 436.82 | 375.08 | 58,515 | ?3.318 | ?.114 | <0.001* |
| 反向形成 | 434.64 | 381.14 | 59,860 | ?2.852 | ?.098 | 0.004 |
| 压抑 | 445.26 | 351.57 | 53,296 | ?4.994 | ?.172 | <0.001* |
| 撤销 | 462.88 | 302.53 | 42,408 | ?8.548 | ?.295 | <0.001* |
| **不成熟防御** | | | | | | |
| 行动化 | 465.36 | 295.61 | 40,873 | ?9.037 | ?.312 | <0.001* |
| 自闭幻想 | 474.38 | 270.52 | 35,302 | ?10.836 | ?.374 | <0.001* |
| 否认 | 430.97 | 391.35 | 62,127 | ?2.138 | ?.074 | 0.032 |
| 贬低 | 436.43 | 376.15 | 58,752 | ?3.233 | ?.112 | 0.001* |
| 置换 | 464.27 | 298.65 | 41,547 | ?8.846 | ?.305 | <0.001* |
| 解离 | 424.43 | 409.57 | 66,171 | ?0.796 | ?.027 | 0.426 |
| 隔离 | 444.52 | 353.63 | 53,754 | ?4.830 | ?.167 | <0.001* |
| 被动攻击 | 462.79 | 302.78 | 42,465 | ?8.564 | ?.295 | <0.001* |
| 投射 | 460.91 | 308.01 | 43,626 | ?8.182 | ?.282 | <0.001* |
| 合理化 | 406.54 | 459.36 | 77,226 | 2.836 | .098 | 0.005 |
| 躯体化 | 464.57 | 297.82 | 41,363 | ?8.863 | ?.306 | <0.001* |
| 分裂 | 454.70 | 325.30 | 47,463 | ?6.912 | ?.238 | <0.001* |

注。科恩效应量标准不直接适用，因为这些系数涉及的是分类与连续变量的比较，而非两个连续变量。U=Mann-Whitney 检验统计量，z=标准化分数。
*P<0.002（Bonferroni 校正）。

**讨论**
在本研究中，我们调查了防御机制的自我报告在多大程度上受到超正常性的影响。我们发现，样本中有 26.4%（主要由学生和一般人群个体组成）表现出超正常性。换言之，大约每四个受访者中就有一个低报或否认经历常见的心理症状。与可信受访者相比，超正常受访者表现出较少使用神经症和不成熟防御机制的倾向。他们还表现出显著更高的 ODF 得分，并报告显著较低的大多数个体防御机制使用。综合来看，这些结果表明，超正常性与低报广泛的防御机制有关，特别是那些被认为更具适应不良性的防御机制。以下讨论对研究和临床实践的影响。

我们关于 26.4% 的参与者表现出超正常性的发现，与类似研究中报告的患病率一致。例如，接受心理治疗的成年人的超正常性患病率估计约为 25%（De Page & Merckelbach, 2021），针对学生样本的研究表明，学生可能特别容易表现出超正常反应（Boskovic et al., 2025）。值得注意的是，鉴于参与者没有外部激励（例如假释听证会、求职申请等）来“假装良好”（Rogers & Bender, 2018; Thielmann et al., 2016），且确保了受访者匿名，意味着参与者不会面临被他人正面或负面看待的风险（Harenberg et al., 2022），这是一个很高的比例。这表明，正向反应偏差并不总是反映刻意的印象管理，也可能源于有限的自我意识、否认和自我欺骗等因素（Paulhus, 1984; Paulhus & John, 1998）。尽管如此，重要的是要认识到，不应将超正常分类解释为所有反应无效，或个体在自我报告问卷上必然获得假阴性结果。相反，超正常性得分升高表明反应受到极端正向反应偏差影响的 likelihood 增加，因此应更加谨慎地解释，特别是在评估心理敏感或社会不受欢迎的特质时（Cima et al., 2008）。然而，这里观察到的患病率令人担忧，因为大多数临床研究并不常规检查反应偏差，从而削弱了结果的可靠性（Rohling et al., 2011）。

关于防御机制，我们假设超正常受访者会比可信受访者报告更多的成熟和神经症防御机制使用，以及更少的不成熟防御机制使用。结果部分与这一假设一致：超正常受访者报告较少使用神经症和不成熟防御机制，但成熟防御机制未发现差异。他们的 ODF 得分也高于可信受访者。换言之，超正常受访者倾向于低报通常被认为是适应不良的防御机制，这些机制以部分（即神经症防御）或严重（即不成熟防御）的现实扭曲为特征。相比之下，不涉及现实扭曲的适应性防御机制并未被低报。由于超正常性反映了无意识或有意识地试图将自我与任何心理病理学相关联的距离化（Cima et al., 2003, 2008），因此超正常性高的受访者主要低报适应不良的防御机制并不令人惊讶。这些防御机制可能被视为特别“不健康”，导致个体否认或最小化其使用，以显得心理“健康”（Cramer, 1988; Dudley, 1978; Evans, 1979; Gleser & Ihilevich, 1969）。

有趣的是，先前的研究大多将正向反应偏差与成熟和神经症防御机制联系起来。例如，社会赞许性已被证明与理智化、反向形成、压抑和抑制呈正相关（Richert & Kettering, 1978; Zhang, 2015, 2016）。同样，Lobel 及其同事（1987）发现，高认同需求个体报告更多的成熟和神经症防御机制（如反向形成、压抑和抑制）使用。然而，尽管社会赞许性、假装良好和超正常性都属于“正向反应偏差”的范畴，但超正常性被认为是一种更极端的形式（Cima et al., 2008）。与防御性、社会赞许性或假装良好不同，后者受社会规范强烈影响且通常涉及增强积极特质（Paulhus, 1984; Paulhus & John, 1998; Rogers & Bender, 2018），超正常性更以否认为导向。也就是说，超正常性高的个体可能更专注于避免负面形象，而不是主动创造正面形象。支持这一观点的是，De Page 和 Merckelbach（2021）报告了超正常性和社会赞许性具有不同的关联模式，表明两者相关但定性不同。这可能解释了为什么尽管之前的研究将正向反应偏差与成熟防御机制联系起来，但我们却未发现成熟防御机制存在显著的组间差异。

在个体防御机制层面，超正常受访者始终低报大多数防御机制（21 个中的 13 个）的使用，与可信受访者相比，在行动化、自闭幻想、贬低、置换、理想化、隔离、被动攻击、投射、假性利他主义、压抑、躯体化、分裂和撤销上的得分较低。这一发现表明，超正常受访者可能普遍将防御机制视为不健康或自我的负面方面。尽管参与者并未明确告知评估内容，但许多 DSQ 条目可能相对透明。例如，“当我感到受伤时，我会公开表现出攻击性”或“医生从不真正理解我的问题”在直觉上被理解为不可取的。因此，超正常受访者可能希望将自己呈现为“开放”和“与感受接触”，这些特质通常与情绪成熟有关（Hackenbracht & Gasper, 2013; Kim & Sherman, 2007; Rimé, 2009），从而否认使用防御机制。

这也可能解释了为什么之前的研究发现正向反应偏差与否认和合理化有关（Endresen, 1991; Gleser & Ihilevich, 1969; Harder, 1992; Lobel et al., 1987; Trimboli & Kilgore, 1983），但我们却没有发现。反映否认和合理化的条目（例如，“我能为我所做的一切找到好的理由”；“我不害怕任何东西”）可以说是比反映其他防御机制的条目语气不那么负面（Vaillant, 2011）。因此，它们可能被感知为相对健康甚至积极，使其较少受到超正常否认的影响。这加强了超正常性更关乎避免负面形象而非增强正面形象的观点。重要的是，超正常受访者在大多数防御机制（尤其是适应不良防御机制）上得分较低这一事实，本身可能就暗示了更大的防御性：他们可能更不愿承认自己的负面方面，并且当面对与自我相关的负面信息时，更倾向于扭曲现实。

**局限性与影响**
在解释这些发现时，应考虑几个局限性。首先，尽管我们的样本量很大（n=840），但主要以女性（71.2%）、荷兰人（55%）和大学生（72.4%）为主。此外，由于性别匹配程序以及人数较少，非二元性别参与者（n=15）被排除，这阻碍了有意义的统计比较。这限制了推广性，特别是针对临床样本和更多样化的性别群体。尽管努力增加多样性（年龄范围为 18 至 71 岁），但目前的样本可能并不具有代表性，适用于（亚）临床或法医人群。其次，防御机制的自我报告测量已知在信度和效度方面存在局限性（Andrews et al., 1993; Hayashi et al., 2004; Punam?ki et al., 2002; Ruuttu et al., 2006; Trijsburg et al., 2000）。尽管 DSQ-42 在可行性方面具有优势，但每种防御机制仅由两个条目组成，从而限制了评估的深度和粒度。此外，其不太稳定的因子结构导致了变异性（Chabrol et al., 2005），这反映在本研究中防御因子和个体防御机制的低到中等内部一致性上。未来的研究可能受益于使用具有更强心理测量特性的更广泛工具，例如 Di Giuseppe 及其同事开发的防御机制评定量表 - 自我报告版（DMRS-SR-30; 2020）。

尽管存在这些局限性，我们的发现对研究和临床实践都有意义。大约每四个受访者中就有一个被确定为“超正常”，这强调了在使用自我报告测量的研究中考虑超正常性的重要性。为了增强效度，研究人员应常规纳入反应偏差测量指标（Merckelbach et al., 2014; Rohling et al., 2011）。同样，临床医生在解释防御机制的自我报告时也应谨慎，特别是那些可能被低报的适应不良防御机制。为了提高准确性，评估应结合自我报告与其他方法，如临床观察和结构化访谈（例如 Di Giuseppe et al., 2020; Perry & H?glend, 1998）。

**结论**
这项研究是首个探讨超正常性（一种极端的正向反应偏差形式）在防御机制自我报告中作用的研究。与可信受访者相比，高超正常性水平的个体报告显著较少使用神经症和不成熟防御机制，且在大多数个体防御机制上的得分也较低。这些发现与超正常性与系统性低报防御机制（特别是适应不良防御机制）相关的解释一致，尽管不能排除其他解释。鉴于这些发现，建议研究人员和临床医生在通过自我报告评估防御机制时纳入反应偏差测量指标，因为这样做可能会提高结果的效度和可靠性，并有助于在研究和应用环境中更准确地解释结果。