大學生人際問題量表簡版（IIP-SC）在中國大學生群體中的環形結構檢驗*

邵 瑾 楊 芊

（1.浙江大學心理健康教育與咨詢中心，杭州 310085；2.浙江大學醫學院公共衛生學院社會醫學系和附屬兒童醫院內分泌科，國家兒童健康與疾病臨床醫學研究中心，杭州 310085）

1 引言

人們內心的困擾均源于人際關系的沖突。——Yalom&Molyn，2010

人際關系對健康人格發展和社會適應至關重要（Sullivan，1953）。多種心理問題都與人際功能受損有關（Horowitz，2004）。人際環形模型為理解心理病理提供了嶄新視角。該模型以沙利文（1953）、Kaiser 研究團隊和Leary 的理論為基礎（Leary，2004），并衍生出各種理論模型和測量工具。以人際問題的環形模型為例（圖1），包括兩個維度，掌控（Agency；從支配到順從）和聯結（Communion；從冷漠到親密）（Alden et al.，1990）。掌控指作為有差異、分化的個體的狀態，表現為努力追求控制和權力。聯結指作為社會或精神實體的一部分的狀態，表現為追求親密、聯合和團結（Wiggins，1991）。兩個維度的不同組合形成8 個區域，支配（PA）、報復（BC）、冷漠（DE）、社會回避（FG）、順從（HI）、易利用（JK）、過度親和（LM）、侵擾（NO），圖1 在Horowitz（1996）的基礎上標明了各區域的角度。

圖1 人際問題的環形結構

人際環形模型是當代人際理論與研究的核心成果（王碩等，2014）。基于該模型的人際問題量表（Inventory of Interpersonal Problems，IIP）相比其他人際量表，具有與模型契合度高、生態效度高、應用廣泛、數學表征更精確等優勢（Gurtman &Pincus，2003；Horowitz et al.，2006）。

人際問題量表有不同版本，本研究采用的是IIP-SC（Inventory of Interpersonal Problems-Short Circumplex），是Soldz 等（1995）對IIP-C（The Inventory of Interpersonal Problem Circumplex）的簡化版本，被證實是IIP-C 的有效替代（Hopwood et al.，2008）。但量表在中國文化背景下的適用性仍待考察。有研究者雖證實了其良好的信效度，但使用結構方程模型來驗證環形結構并不適用（陳燕霞，2017）。Wu 等（2015）的結果支持等長但不等距的環形模型擬合更優，Qi 等（2018）發現重復測量的數據擬合指標較差。以上研究主要來自單個地域的高校，且男女比例差距較大、樣本較單一可能是導致不一致結果的原因。人際環形模型包括掌控和聯結兩個維度，以往研究發現不同性別、地域的群體在與掌控和聯結維度相關的變量上存在差異。如我國男性氣質、個人主義價值觀呈現出南方低北方高（以秦嶺淮河一線為界）的特征（黃河，2014）；東北地區獨立我特征更明顯，更偏向個體主義（白晶瑩，任孝鵬，2021）。男性氣質、個人主義對應于掌控維度（潘哲等，2017）。在性別上，男性更具掌控性，女性更具聯結性（Hsu et al.，2021）。以往單一地區樣本的結果在反映IIP-SC 的結構和國內大學生人際問題現狀上有局限。

人際環形模型為從人際視角理解和促進心理健康提供了良好的理論基礎。但其測量工具在中國文化背景下的環形結構仍呈現不一致。此外，以往研究樣本較單一，難以反映國內大學生人際問題全貌。因此本研究將在全國范圍取樣，檢驗IIP-SC 在國內大學生群體中的環形結構，并考察不同性別、地域人群的差異，更全面反映國內大學生人際問題的現狀。

2 方 法

2.1 研究對象

國內本科生，通過網絡發放問卷，共收集樣本1696 人，排除個人信息填寫有誤、不同時間段填寫但用戶名及個人信息相同、同一IP 地址且答題完全一致的被試共131 人，最終為1565 人，有效率為92.3%。其中男性711 人、女性854 人。年齡在17～26 歲（M=20.75，SD=1.64）。年級分布為大一329 人，大二460 人，大三461 人，大四及以上315。人文社科類724 人，自然科學類759 人，其他82 人。農村/鄉鎮859人，城市706 人。包括除港澳臺地區外的7大區域：東北17.6%、華北18.7%、西北12.8%、西南4.5%、華南12.4%、華東21.3%、華中12.7%。根據樣本量計算公式，在95%的置信水平下，1565個樣本（n）的誤差水平（Δ）為2.48%，小于5%，且數據囊括不同性別、年級、學科和除港澳臺地區的七大地域，具有代表性（詹思延，2017）。

2.2 研究工具

①人際問題量表簡版（IIP-SC）中文版（Wu et al.，2015）。評估常見人際問題的困擾程度，包括兩個維度，掌控和聯結，8 個分量表，5 點評分，共32 題。量表內部一致性系數為0.96，各分量表內部一致性系數在0.72～0.85。

②人際關系綜合診斷量表（鄭日昌，1999）。評估大學生人際關系行為的困擾程度。共4 個維度，28 個項目。量表內部一致性系數為0.91。

③90 項癥狀清單（Symptom Check List 90，SCL-90）。該量表共90 個項目，5 級評分，包括軀體化、強迫癥狀、人際關系敏感等10 個反映心理癥狀的因子。量表內部一致性系數為0.99。

2.3 數據分析

有兩種評估環形結構的方式（Gurtman&Pincus，2003）。一是探索性方法，如多維尺度分析、主成分分析。二是驗證性方法，以Browne（1992）的環形模型檢驗、Hubert和Arabie（1987）的順序檢驗假設為基礎。環形模型中包括矢量長度和矢量角度兩個變量，矢量角度對應個人人際問題的主要類型。如225 度的角度對應社交回避（FG）；矢量長度對應分量表上的得分，即該人際問題的困擾程度。理想的環形模型假設矢量長度相同，且各變量的扇形覆蓋區域相同，相鄰呈45 度角，系等長等距模型。等距不等長模型指各變量扇形覆蓋區域相同，矢量長度不同；等長不等距模型指矢量長度相同，但相鄰角度不同。本研究采用更為嚴謹的驗證性方法。

結構總結方法（structual summary method，SSM）是將數據與余弦曲線擬合來反映環形數據特征的一種統計方法，適用于分析環形數據（Girard et al.，2018）。包括三種結構參數：（1）高度，即所有得分的平均值，表明總體的人際困擾程度；（2）振幅，曲線最高點與曲線平均值之間的差異，表明人際剖面圖的區分性；（3）位移，曲線達到最高點的角度，表明人際困擾的類型。如90°對應“支配”型（PA）。此外，可使用以下公式計算掌控維度和聯結維度的Z 分數。X為聯結維度的Z 分數，Y 為掌控維度的Z分數，zPA、zBC、zDE、zFG、zHI、zJK、zLM 為各分量表的Z 分數。

系數0.25 是為了調整維度分的全距；公式（1）各分量表前的系數為其角度的余弦值；公式（2）各分量表前的系數為其角度的正弦值（分量表對應的角度見圖1）（黃飛等，2010）。另外，可進行結構參數的組間比較，包括高度、掌控和聯結的Z 分數，反映不同群體的人際問題困擾差異。

2.4 分析工具

SPSS；R 程序包Circumplex（Girard et al.，2018）。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 的單因素法進行共同方法偏差檢驗。結果顯示，特征值大于1 的因子共8 個，共解釋53.87%的變異，第一個因子的方差解釋率為31.40%，未達到40%的臨界值標準，說明不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 環形結構檢驗

環形順序模型假設在空間中更近的變量之間的相關大于距離更遠的變量之間的相關。用CI 指數表示預測序列與數據的擬合度。RANDALL 分析表明CI=0.89（p<0.001），288 對相關數值中有270 對符合預測的順序。

曲線擬合檢驗指數據與理想的正弦或余弦曲線之間的擬合程度。本研究得出R2=0.815，大于0.80，說明曲線擬合良好。

Browne（1992）提出協方差結構模型（covariance structure modeling，CSM）來直接檢驗環形結構，包括四種模型。模型1 是最嚴格的環形結構，假設向量長度和角度均相等，也是上述兩個方法中沒有檢驗的模型。結果發現GFI、AFGI 值均大于0.90，但RMSEA 值大于0.1，擬合不佳。模型2 假設長度相同，角度不同，發現模型擬合良好。模型3 假設角度相同，長度不同，發現GFI、AFGI 值均大于0.90，RMSEA 值大于0.08，小于0.1，說明擬合較為良好，但不及模型2。模型的擬合指數見表1。

表1 環形模型擬合指數

綜合而言，環形順序檢驗和曲線擬合檢驗表明IIP-SC 符合環形結構，環形結構模型檢驗發現假設等長不等距的模型2 擬合更優。

3.3 人際問題的現狀調查

相關分析發現人際問題量表與人際關系綜合診斷量表總分呈顯著正相關（r=0.70，p<0.01），與SCL-90 總分呈顯著正相關（r=0.76，p<0.01）。

統計整體樣本、不同性別和地域的人際問題情況（表2），采用結構總結方法分析不同群體的差異（表3）。以秦嶺淮河一線為界，區分北方和南方地區，華中、西南因跨越“秦嶺淮河一線”，不列入統計。因東北地區與其他北方地區的文化差異（白晶瑩，任孝鵬，2021），因此單列。地域分為三大區域：東北、其他北方地區（西北、華北）、南方（華東、華南）。

表2 不同性別、地域的人際問題量表總分及分量表得分

表3 結構參數統計

方差分析表明，性別和地域在人際問題量表總分上不存在交互作用（F=0.273，df=2，p=0.761）。整體樣本的人際問題類型位置在305.2 度到313.5 度間，順從型（HI）與易利用型（JK）間（見圖2）。使用自助法（bootstrap method）計算參數的置信區間（CI），若置信區間不包含0，說明該參數在不同群體中存有顯著差異。分析發現男性的人際問題量表總分顯著高于女性，在掌控維度上高于女性。在IIP-SC 總分上，東北<南方<其他北方地區，在掌控維度上，東北和其他北方地區高于南方。

圖2 國內大學生整體的人際問題剖面圖

4 討論

4.1 IIP-SC 的環形結構檢驗

環形結構檢驗結果提示IIP-SC 符合環狀結構，且不同性別和地域的曲線擬合良好，說明單一地域或性別比例差距大的樣本并不影響環形結構檢驗，以往研究在結構上的不一致可能源于使用了不適用環形結構的檢驗方法以及重復測量數據的樣本量較小。本研究還發現分量表間不是理想的等距關系。以往對中國、美國大學生群體研究中均發現等長不等距的模型更優（Hopwood et al.，2008；Wu et al.，2015）。有研究者指出理想的環形結構可能不現實，并警告即便擬合指數良好也不意味著符合實際（Gurtman &Pincus，2003），建議結合實際來理解IIP-SC 結構的含義。

在實際應用時，IIP-SC 總分可反映整體的人際困擾程度。八個分量表的原始分可基于常模數據轉換為Z 分數，以更準確地描述個體在群體中的相對位置。由于八個分量表是環狀結構，呈相關關系，更適用環形剖面圖、結構參數來更全面反映個體或群體的人際問題特征，而非單一分量表得分。在進行組間比較時，可通過比較結構參數（如高度、掌控和聯結維度的Z 分數）的組間差異，來反映不同組別的人際問題困擾差異。此外，本研究發現IIP-SC 的環形結構與理想模型有一定偏差，而掌控和聯結兩個維度得分的計算公式是基于理想模型，因此在解釋時需謹慎。

4.2 國內大學生人際問題現狀

國內大學生人際問題類型處于順從型與易利用型間，呈現低掌控-高聯結的特點，在表達自己的主張、憤怒上存在困難。在以儒家價值觀為內核的中國傳統文化影響下，聯結價值觀具有主導性。在這種文化背景下，表達自我主張會破壞關系時會出現困難，這也體現了個體在追求獨立性和維系關系間的沖突。

在性別差異上，結果發現男性比女性呈現更高的人際困難。性別角色理論認為女性更集中在要求聯結的角色上，男性集中在要求掌控的角色上（Wood &Eagly，2012）。根據人際動機理論，人際困擾源于掌控和聯結動機的沖突或受挫（Horowitz et al.，2006）。受性別角色期望的影響，男性掌控動機更強，當該動機受挫時，會呈現更多人際困擾。以往元分析表明男性更具掌控性，女性更具聯結性（Hsu et al.，2021）。本研究發現男性在掌控維度上得分更高，但在聯結維度上未發現男女差異。上述元分析發現女性雖更具聯結性，但性別差異隨年齡增長消失（Hsu et al.，2021）。這可能源于女性的聯結性在降低，如家務上的時間減少，工作上投入更多，更晚結婚和生育小孩（Bianchi et al，2000）；中國女性勞動參與率較高，據世界銀行2019 年數據顯示，中國女性勞動參與率為68.57%，高于全球52.64%的平均水平。因此男女性在聯結維度上的差異消失。

在地域差異上，東北地區的人際困擾最低，南方地區其次，華北和西北最高。我國北方（以秦嶺淮河一線為界）的男性氣質、個體主義價值觀更強（黃河，2014），這對應于掌控維度（潘哲等，2017），即其掌控動機更強。東北地區作為近代發展起來的移民區域，與其他地區相比，獨立我特征會更明顯，更偏向個體主義（白晶瑩，任孝鵬，2021），其掌控動機可能更不易受挫，因此其人際困擾程度最低。而南方地區本身其掌控動機較弱，因此雖在掌控維度上得分較低，但困擾也小于其他北方地區。而其他北方地區可能呈現出動機與實際行為間的沖突，因此有較高的人際困擾，這一解釋仍待進一步研究證實。

4.3 不足及展望

本研究結果發現人際問題量表簡版（IIP-SC）信度良好，支持環形結構，與理想模型存在一定偏差。大學生人際問題呈現低掌控-高聯結的特點，在總分和掌控維度上存在性別和地域的差異。

不足之處在于（1）對于地域劃分較為簡單，以秦嶺淮河一線為界分為南北兩大區域，且未囊括華中、西南等地。我國地域文化劃分復雜，如“胡庸線為界”的東西部，按集體主義文化劃分的三線理論等，因此人際問題的地域差異可進一步探究。（2）本研究集中于對大學生人際問題現狀的描述，未對其影響因素、性別和地域差異的影響變量做深入探究。后續研究可進行更多探討，如不同文化背景的比較、與心理健康或心理病理的關系等。

人際環形模型是人際理論研究中應用最廣泛、普遍的模型，可以與人格、心理健康或病理、社會心理、文化特征等等變量相整合，具有很大的靈活性和理論活力（黃飛等，2010），后續可繼續以該模型為基礎，擴展該模型在中國文化背景下的理論和應用研究。