技校學(xué)生依戀模式與社交回避的關(guān)系:獨(dú)處能力、應(yīng)對(duì)方式中介作用

◆趙通宇 李 梅

(哈爾濱師范大學(xué))

1 研究方法

1.1 研究對(duì)象

選取哈爾濱某技校學(xué)生220 名進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，回收有效問(wèn)卷207 份，有效回收率為92.72%，其中男生189 名，女生18 名;70 后學(xué)生5 名，80 后學(xué)生23 名，90 后學(xué)生179 名;獨(dú)生子女159 名，非獨(dú)生子女48 名;農(nóng)村學(xué)生106 名，城鎮(zhèn)學(xué)生101 名;小學(xué)學(xué)歷學(xué)生7 名，初中學(xué)歷學(xué)生110 名，中專(zhuān)學(xué)歷學(xué)生41 名，高中學(xué)歷學(xué)生29 名，高中以上學(xué)歷學(xué)生20 名。

1.2 研究工具

本文采用親密關(guān)系體驗(yàn)問(wèn)卷(ECR)中文修訂版、獨(dú)處能力量表、應(yīng)付方式問(wèn)卷(CSQ)、社交回避及苦惱量表(SAD)。

1.2.1 親密關(guān)系體驗(yàn)問(wèn)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(gè)分量表，各18 道題，采用7 點(diǎn)評(píng)定制，奇數(shù)題屬于回避分量表，偶數(shù)題屬于焦慮分量表，第3、15、22、25、27、29、33 和35 題反向計(jì)分，反向計(jì)分后，按照兩個(gè)維度求出平均分。

1.2.2 獨(dú)處能力量表

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

1.2.3 應(yīng)付方式問(wèn)卷(CSQ)

該問(wèn)卷由肖計(jì)劃等參照國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究及有關(guān)理論，結(jié)合我國(guó)實(shí)際編制而成，共計(jì)62 個(gè)條目，分為6 個(gè)分量表(解決問(wèn)題、自責(zé)、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(lèi)心理障礙求助者均符合適用范圍。該問(wèn)卷可用來(lái)解釋個(gè)體或群體應(yīng)對(duì)方式類(lèi)型及應(yīng)對(duì)行為特點(diǎn)，比較不同個(gè)體或群體的應(yīng)對(duì)行為差異，不同類(lèi)型的應(yīng)對(duì)方式還可反映心理發(fā)展成熟度。該問(wèn)卷每個(gè)條目有“是”和“否”兩個(gè)選項(xiàng)。計(jì)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(xiàng)目得分相加即該分量表的量表分;(2)在“解決問(wèn)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(wèn)卷計(jì)分主要采用因子分，分量表因子分=分量表單項(xiàng)條目之和/分量表?xiàng)l目數(shù)。

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(shí)測(cè)量個(gè)體社交焦慮和回避行為。該量表共有28 個(gè)條目，包括2 個(gè)分量表:(1)社交回避，指?jìng)€(gè)體社會(huì)交往時(shí)的行為表現(xiàn)，主要表現(xiàn)在傾向于一個(gè)人獨(dú)處;(2)社交苦惱，指參加社會(huì)交往時(shí)的情感反應(yīng)，感到痛苦、煩悶。每個(gè)分量表含均為14 個(gè)條目，采用兩點(diǎn)評(píng)分(是/否)，其中有14 道題為正向計(jì)分，14 道題為反向計(jì)分，有效避免了趨同效應(yīng)的影響。

1.3 正式施測(cè)

發(fā)放問(wèn)卷并按規(guī)定指導(dǎo)語(yǔ)進(jìn)行指導(dǎo)和說(shuō)明，回答內(nèi)容受到嚴(yán)格保密。認(rèn)真組織施測(cè)，保持測(cè)試環(huán)境安靜，避免干擾，研究對(duì)象認(rèn)真完成。

1.4 數(shù)據(jù)處理

將原始數(shù)據(jù)輸入電腦，檢查錄入結(jié)果，采用SPSS、Amos 軟件對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)處理。

2 數(shù)據(jù)處理

2.1 相關(guān)性分析

親密關(guān)系體驗(yàn)問(wèn)卷中的焦慮維度與獨(dú)處能力量表中的應(yīng)對(duì)維度存在正相關(guān)、與社交能力存在負(fù)相關(guān);獨(dú)處能力與社交回避苦惱量表中的社交焦慮維度存在負(fù)相關(guān);獨(dú)處回避與親密關(guān)系體驗(yàn)問(wèn)卷中的焦慮維度、獨(dú)處能力量表中的應(yīng)對(duì)維度存在負(fù)相關(guān);與應(yīng)付方式問(wèn)卷中的自責(zé)、幻想、退避、合理化存在正相關(guān);社交回避及苦惱量表中的社交回避維度與應(yīng)付方式問(wèn)卷中的幻想、退避、合理化存在正相關(guān);社交回避及苦惱量表中的社交焦慮維度與親密關(guān)系體驗(yàn)問(wèn)卷中的焦慮維度、獨(dú)處能力、應(yīng)付方式問(wèn)卷中的自責(zé)、幻想、退避存在正相關(guān)。

2.2 回歸分析

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

2.3 驗(yàn)證性因素分析

2.3.1 親密關(guān)系體驗(yàn)問(wèn)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(jīng)過(guò)對(duì)親密關(guān)系體驗(yàn)量表的驗(yàn)證性分析，發(fā)現(xiàn)在進(jìn)行模型修正后擬合的指標(biāo)仍不理想，除X2/df=2.945 基本符合要求外，其余幾項(xiàng)均達(dá)不到標(biāo)準(zhǔn)，可能是由于樣本數(shù)量偏少或樣本有失偏頗等原因造成。

2.3.2 獨(dú)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(jīng)過(guò)對(duì)獨(dú)立能力量表的驗(yàn)證性分析，發(fā)現(xiàn)在進(jìn)行模型修正后擬合的指標(biāo)仍不理想，除X2/df=2.161，RMSEA=0.075 基本符合要求外，其余幾項(xiàng)均達(dá)不到標(biāo)準(zhǔn)，可能是由于樣本數(shù)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(jīng)過(guò)對(duì)社交回避及苦惱量表的驗(yàn)證性分析，發(fā)現(xiàn)在進(jìn)行模型修正后擬合的指標(biāo)仍不理想，除X2/df=2.795 基本符合要求外，其余幾項(xiàng)均達(dá)不到標(biāo)準(zhǔn)，可能是由于樣本數(shù)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(dú)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(dú)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(yīng)對(duì)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(yīng)對(duì)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(dú)處能力、應(yīng)對(duì)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(dú)處能力、應(yīng)對(duì)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(jié)果與分析

本文先對(duì)親密關(guān)系體驗(yàn)問(wèn)卷、獨(dú)處能力量表和社交回避苦惱量表進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，應(yīng)對(duì)方式問(wèn)卷因解決問(wèn)題維度、求助維度中有重復(fù)題目，未能成功進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，采用所收集的數(shù)據(jù)對(duì)各量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行驗(yàn)證，看各項(xiàng)擬合指數(shù)是否符合。通過(guò)驗(yàn)證性因素分析表明，三個(gè)量表在進(jìn)行修正后，模型擬合均不十分理想;然后通過(guò)Amos 軟件對(duì)技校學(xué)生依戀模式、獨(dú)處能力、應(yīng)對(duì)方式與社交回避的關(guān)系進(jìn)行分析與探討;最后發(fā)現(xiàn):(1)依戀模式、獨(dú)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(yīng)對(duì)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(dú)處能力、應(yīng)對(duì)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(xiàn)這種結(jié)果的原因可能包含以下幾點(diǎn):(1)被試的數(shù)量過(guò)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(tǒng)計(jì)學(xué)變量上也沒(méi)有做到合理匹配);(3)被試文化水平不高，對(duì)題目的理解能力不夠，且態(tài)度不認(rèn)真;(4)對(duì)于理論模型的構(gòu)想不夠扎實(shí)。

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