技校學生依戀模式與社交回避的關系:獨處能力、應對方式中介作用

◆趙通宇 李 梅

(哈爾濱師范大學)

1 研究方法

1.1 研究對象

選取哈爾濱某技校學生220 名進行問卷調查，回收有效問卷207 份，有效回收率為92.72%，其中男生189 名，女生18 名;70 后學生5 名，80 后學生23 名，90 后學生179 名;獨生子女159 名，非獨生子女48 名;農村學生106 名，城鎮學生101 名;小學學歷學生7 名，初中學歷學生110 名，中專學歷學生41 名，高中學歷學生29 名，高中以上學歷學生20 名。

1.2 研究工具

本文采用親密關系體驗問卷(ECR)中文修訂版、獨處能力量表、應付方式問卷(CSQ)、社交回避及苦惱量表(SAD)。

1.2.1 親密關系體驗問卷(ECR)

原量表由Brennan 等人于1998 年編制。本文采用中文修訂版，分為回避、焦慮兩個分量表，各18 道題，采用7 點評定制，奇數題屬于回避分量表，偶數題屬于焦慮分量表，第3、15、22、25、27、29、33 和35 題反向計分，反向計分后，按照兩個維度求出平均分。

1.2.2 獨處能力量表

該量表由Larson(1990)編制，目的是了解個體獨處能力的高低。包括獨處應對量表、獨處舒適量表兩個分量表，各有10 道題。獨處應對量表是有關個體如何運用獨處處理壓力;獨處舒適量表是有關個體在獨處時是否感到舒適。陳淑芬、吳麗娟(2006)對該量表進行修訂，采用四點計分法，“完全不符合”“不符合”“符合”“完全符合”，分別計1、2、3、4 分，其中第3、7、9、10、13、14、15、16、17 題為反向計分題;得分越高代表獨處應對能力或獨處舒適度越好，也就是獨處能力高。

1.2.3 應付方式問卷(CSQ)

該問卷由肖計劃等參照國內外相關研究及有關理論，結合我國實際編制而成，共計62 個條目，分為6 個分量表(解決問題、自責、求助、幻想、退避、合理化)。文化程度在初中和初中以上、年齡在14 歲以上、除癡呆和重性精神病之外的各類心理障礙求助者均符合適用范圍。該問卷可用來解釋個體或群體應對方式類型及應對行為特點，比較不同個體或群體的應對行為差異，不同類型的應對方式還可反映心理發展成熟度。該問卷每個條目有“是”和“否”兩個選項。計分方法:(1)除下面(2)所列舉的條目，均為選擇“是”得1 分，選擇“否”得0 分，各項目得分相加即該分量表的量表分;(2)在“解決問題”分量表中，條目19，在“求助”分量表中，條目36、39 和42，選擇“否”得1 分，選擇“是”得0 分。該問卷計分主要采用因子分，分量表因子分=分量表單項條目之和/分量表條目數。

1.2.4 社交回避及苦惱量表(SAD)

社交回避及苦惱量表(SAD)由Watson.D 和Friend.R 于1969 年編制，用于同時測量個體社交焦慮和回避行為。該量表共有28 個條目，包括2 個分量表:(1)社交回避，指個體社會交往時的行為表現，主要表現在傾向于一個人獨處;(2)社交苦惱，指參加社會交往時的情感反應，感到痛苦、煩悶。每個分量表含均為14 個條目，采用兩點評分(是/否)，其中有14 道題為正向計分，14 道題為反向計分，有效避免了趨同效應的影響。

1.3 正式施測

發放問卷并按規定指導語進行指導和說明，回答內容受到嚴格保密。認真組織施測，保持測試環境安靜，避免干擾，研究對象認真完成。

1.4 數據處理

將原始數據輸入電腦，檢查錄入結果，采用SPSS、Amos 軟件對所得數據進行統計處理。

2 數據處理

2.1 相關性分析

親密關系體驗問卷中的焦慮維度與獨處能力量表中的應對維度存在正相關、與社交能力存在負相關;獨處能力與社交回避苦惱量表中的社交焦慮維度存在負相關;獨處回避與親密關系體驗問卷中的焦慮維度、獨處能力量表中的應對維度存在負相關;與應付方式問卷中的自責、幻想、退避、合理化存在正相關;社交回避及苦惱量表中的社交回避維度與應付方式問卷中的幻想、退避、合理化存在正相關;社交回避及苦惱量表中的社交焦慮維度與親密關系體驗問卷中的焦慮維度、獨處能力、應付方式問卷中的自責、幻想、退避存在正相關。

2.2 回歸分析

B=-.015;Std.Error=.010;Beta=-.107;t=-1.535;Sig.=.126。

2.3 驗證性因素分析

2.3.1 親密關系體驗問卷(ECR)

X2/df=2.945;GFI=0.652;AGFI=0.601;PGFI=0.569;IFI=0.623;NFI=0.522;CFI=0.85;RMSEA=0.097。

經過對親密關系體驗量表的驗證性分析，發現在進行模型修正后擬合的指標仍不理想，除X2/df=2.945 基本符合要求外，其余幾項均達不到標準，可能是由于樣本數量偏少或樣本有失偏頗等原因造成。

2.3.2 獨處能力量表

X2/df=2.161;GFI=0.857;AGFI=0.815;PGFI=0.665;IFI=0.854;NFI=0.758;CFI=0.850;RMSEA=0.075。經過對獨立能力量表的驗證性分析，發現在進行模型修正后擬合的指標仍不理想，除X2/df=2.161，RMSEA=0.075 基本符合要求外，其余幾項均達不到標準，可能是由于樣本數量偏少或樣本有失偏頗等原因造成。

2.3.3 社交回避及苦惱量表(SAD)

X2/df=2.795;GFI=0.736;AGFI=0.683;PGFI=0.613;IFI=0.530;NFI=0.420;CFI=0.515;RMSEA=0.093。

經過對社交回避及苦惱量表的驗證性分析，發現在進行模型修正后擬合的指標仍不理想，除X2/df=2.795 基本符合要求外，其余幾項均達不到標準，可能是由于樣本數量偏少或樣本有失偏頗等原因造成。

2.4 中介作用分析

2.4.1 依戀模式、獨處能力與社交回避苦惱中介模型

X2/df=1.092;GFI=0.989、AGFI=0.963、IFI=0.995、NFI=0.947、CFI=0.995;RMSEA=0.021。依戀模式、獨處能力與社交回避苦惱中介模型擬合較好。

由表1可得，路徑a與b均不顯著。

2.4.2 依戀模式、應對方式與社交回避苦惱中介模型

GFI=0.913、IFI=0.922、CFI=0.921。依戀模式、應對方式與社交回避苦惱中介模型擬合一般。

由表2可得，路徑b均顯著。

2.4.3 依戀模式、獨處能力、應對方式與社交回避苦惱中介模型

X2/df=2.674;GFI=0.912、IFI=0.920、CFI=0.918;RMSEA=0.09，依戀模式、獨處能力、應對方式與社交回避苦惱中介模型擬合較好。

由表3可得，各路徑均不顯著。

3 結果與分析

本文先對親密關系體驗問卷、獨處能力量表和社交回避苦惱量表進行驗證性因素分析，應對方式問卷因解決問題維度、求助維度中有重復題目，未能成功進行驗證性因素分析，采用所收集的數據對各量表的結構效度進行驗證，看各項擬合指數是否符合。通過驗證性因素分析表明，三個量表在進行修正后，模型擬合均不十分理想;然后通過Amos 軟件對技校學生依戀模式、獨處能力、應對方式與社交回避的關系進行分析與探討;最后發現:(1)依戀模式、獨處能力與社交回避苦惱中介模型擬合較好，但路徑a與b 均不顯著;(2)依戀模式、應對方式與社交回避苦惱中介模型擬合一般，但路徑b 均顯著;(3)依戀模式、獨處能力、應對方式與社交回避苦惱中介模型擬合較好，但各路徑均不顯著。

出現這種結果的原因可能包含以下幾點:(1)被試的數量過于少;(2)被試選取有失偏頗(本次研究取樣局限于一所院校，而且在人口統計學變量上也沒有做到合理匹配);(3)被試文化水平不高，對題目的理解能力不夠，且態度不認真;(4)對于理論模型的構想不夠扎實。

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［2］汪向東，土希林，馬弘.心理衛生評定量表手冊(增訂版).中國心理衛生雜志社，1999.

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［8］吳麗娟，陳淑芬.國中生獨處能力、主觀生活壓力和身心健康之相關研究［J］.國立臺灣師范大學教育心理學報，2006，38(2):85-104.