武器意象投射測(cè)驗(yàn)的測(cè)量學(xué)評(píng)估及其在人際沖突干預(yù)研究中的應(yīng)用

余小霞 苑媛

摘要本研究基于意象對(duì)話心理學(xué)的理論和實(shí)踐對(duì)武器意象投射測(cè)驗(yàn)（簡(jiǎn)稱“武器測(cè)驗(yàn)”）進(jìn)行了測(cè)量學(xué)評(píng)估，并探索該測(cè)驗(yàn)在人際沖突干預(yù)中的應(yīng)用。研究一考察測(cè)驗(yàn)的信度和效度，結(jié)果表明武器測(cè)驗(yàn)具有較好的項(xiàng)目區(qū)分度，間隔兩個(gè)月的重測(cè)信度為0.60，與不成熟型防御機(jī)制和成熟型防御機(jī)制的相關(guān)分別為0.18、-0.18，與言語(yǔ)攻擊、憤怒、敵意的相關(guān)在0.15～0.21之間。研究二采用重復(fù)測(cè)量設(shè)計(jì)，圍繞武器意象對(duì)干預(yù)組的30名被試實(shí)施了1個(gè)月的短程團(tuán)體干預(yù)，而控制組不接受干預(yù)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，干預(yù)組被試由人際沖突引起的軀體反應(yīng)和關(guān)系受損程度得到削弱，不良生理癥狀和消極情緒減少，武器測(cè)驗(yàn)得分降低，不成熟型防御機(jī)制和消極應(yīng)對(duì)方式減少，而控制組無顯著變化。這些結(jié)果表明，武器測(cè)驗(yàn)可用于測(cè)量人際沖突應(yīng)對(duì)模式，圍繞武器意象實(shí)施短程干預(yù)，可有效地改善人際沖突狀況，促進(jìn)個(gè)體的身心健康。

關(guān)鍵詞人際沖突應(yīng)對(duì);防御機(jī)制;武器意象;投射測(cè)驗(yàn);短程干預(yù)

分類號(hào)B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.06.004

武器意象本身負(fù)載著心理能量，借助象征意義的深層互動(dòng)，它不僅可以表達(dá)個(gè)體的心理現(xiàn)實(shí)，還可以幫助改善其心理現(xiàn)實(shí)。運(yùn)用意象對(duì)話心理療法的操作原則對(duì)武器意象進(jìn)行干預(yù)時(shí)，重點(diǎn)在于促進(jìn)個(gè)體的自我覺察，引導(dǎo)釋放憤怒等消極情緒，促成建設(shè)性的應(yīng)對(duì)方式（苑媛， 2018）。這樣的干預(yù)方式直接作用于潛意識(shí)，所以會(huì)更加深入，并由此觸發(fā)外在行為表現(xiàn)的改變。這意味著，如果針對(duì)武器意象的干預(yù)是有效的，那么在實(shí)施干預(yù)后可能觀測(cè)到武器意象的改變，個(gè)體防御機(jī)制和應(yīng)對(duì)方式的改善，以及與之相關(guān)的身心狀態(tài)的變化。

改善人際沖突應(yīng)對(duì)模式對(duì)于每個(gè)人都有重要意義， 由于環(huán)境和角色的要求， 通過干預(yù)提升特定群體應(yīng)對(duì)人際沖突的能力更加必要。研究發(fā)現(xiàn)，教師群體在人際沖突發(fā)生時(shí)的不良應(yīng)對(duì)將損害校園氛圍以及學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn) （Zurlo， Vallone， DellAquila， & Marocco， 2020）， 還會(huì)帶來自身的職業(yè)枯竭（Rodríguez-Mantilla & Fernández-Díaz， 2017），恰當(dāng)?shù)靥幚頉_突被認(rèn)為是教師的重要職責(zé)，通過干預(yù)提升教師群體應(yīng)對(duì)沖突的能力就顯得十分重要。而人際沖突干預(yù)總的來說有兩種路徑，一是改變交流體系、獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制等組織特征，二是轉(zhuǎn)變個(gè)體的態(tài)度、思維、價(jià)值觀等（Rahim， 1985）。已有研究對(duì)于組織制度的探討較多，聚焦個(gè)體干預(yù)效果的研究較少，且相關(guān)研究集中在對(duì)于人際沖突影響因素的探討以及即時(shí)或短期干預(yù)效果驗(yàn)證上。比如，Rodriguez等（2020）通過在實(shí)驗(yàn)條件下啟動(dòng)被試采用中立第三方的視角回憶人際沖突從而減少?zèng)_突帶來的消極情緒;Molajafar等（2015）驗(yàn)證了正念訓(xùn)練和情緒調(diào)節(jié)訓(xùn)練對(duì)于降低人際沖突消極影響的作用，但也僅考察了前后測(cè)的情況。相關(guān)干預(yù)研究的效果能否持續(xù)尚待進(jìn)一步檢驗(yàn)，同時(shí)其生態(tài)效度也有待提高。有研究者強(qiáng)調(diào)，應(yīng)將研究情境擴(kuò)展到日常生活中，運(yùn)用日記任務(wù)等追蹤范式考察個(gè)體內(nèi)的動(dòng)態(tài)變化，以提高生態(tài)效度（Somerfield & McCrae， 2000）。如前文所述，意象干預(yù)直接作用于潛意識(shí)，相較于針對(duì)個(gè)體認(rèn)知和行為的干預(yù)而言更加深入，觸發(fā)的改變更可能持久，但是其實(shí)際效果如何還需要追蹤研究的佐證?；诖?，本研究將以教師群體為研究對(duì)象，對(duì)武器意象實(shí)施短程團(tuán)體干預(yù)，追蹤被試的現(xiàn)實(shí)人際沖突情況及其在干預(yù)前、干預(yù)中和干預(yù)后在防御機(jī)制、應(yīng)對(duì)方式、身心狀態(tài)等方面的變化，檢驗(yàn)干預(yù)是否帶來這些方面的改善，同時(shí)對(duì)比未接受干預(yù)的被試是否存在變化以確認(rèn)干預(yù)的實(shí)際效果。

綜上所述，為了回答前文提出的兩個(gè)問題，本研究將通過兩個(gè)子研究對(duì)武器測(cè)驗(yàn)進(jìn)行測(cè)量學(xué)評(píng)估，并探索其在人際沖突干預(yù)研究中的應(yīng)用。研究一對(duì)武器測(cè)驗(yàn)的測(cè)量學(xué)指標(biāo)進(jìn)行評(píng)估，包括項(xiàng)目區(qū)分度、重測(cè)信度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。根據(jù)武器意象的象征意義，以防御機(jī)制問卷、應(yīng)對(duì)方式問卷和攻擊問卷作為武器測(cè)驗(yàn)的效標(biāo)，提出三個(gè)假設(shè)：假設(shè)1a，武器測(cè)驗(yàn)與不成熟型防御機(jī)制得分正相關(guān)，而與成熟型防御機(jī)制負(fù)相關(guān);假設(shè)1b，武器測(cè)驗(yàn)與消極應(yīng)對(duì)方式得分正相關(guān)，而與積極應(yīng)對(duì)方式負(fù)相關(guān);假設(shè)1c，武器測(cè)驗(yàn)與攻擊性、憤怒和敵意呈正相關(guān)關(guān)系。研究二針對(duì)武器意象進(jìn)行短程團(tuán)體干預(yù)，追蹤接受干預(yù)的個(gè)體在武器意象、防御機(jī)制、應(yīng)對(duì)方式、身心狀態(tài)等方面的變化，同時(shí)與未接受干預(yù)的被試進(jìn)行比較。如果圍繞武器意象實(shí)施的干預(yù)有效，那么在接受干預(yù)后，人際沖突的消極影響（包括相關(guān)的消極情緒、軀體反應(yīng)和關(guān)系受損度）將得到削弱（假設(shè)2a），個(gè)體的惡劣心境和生理癥狀也隨之顯著改善（假設(shè)2b）。同時(shí)，受干預(yù)個(gè)體的不成熟型防御機(jī)制和消極應(yīng)對(duì)方式將減少，成熟型防御機(jī)制和積極應(yīng)對(duì)方式增加，且在未接受干預(yù)的個(gè)體身上無法觀察到同樣的變化（假設(shè)2c）。

2研究一： 武器測(cè)驗(yàn)的測(cè)量學(xué)評(píng)估

2.1被試和程序

本研究在北京市三所公立小學(xué)進(jìn)行，在教師中招募被試300名。其中含女性258名，男性42名，平均年齡36.01±10.03歲;學(xué)歷為大專的占8.00%， 大學(xué)本科占74.33%， 碩士占12.00%， 缺失5.67%; 未婚的占29.67%， 已婚的占68.00%， 離異的占2.33%。 在表示主觀經(jīng)濟(jì)狀況的十級(jí)量尺上（1代表最低，10代表最高），被試知覺到的自身主觀經(jīng)濟(jì)地位平均為4.04（SD=1.64）。

數(shù)據(jù)收集以集中問卷填答的方式完成，整個(gè)過程約20分鐘。為了獲得武器測(cè)驗(yàn)的重測(cè)信度，間隔2個(gè)月對(duì)其中107名教師進(jìn)行了重測(cè)，調(diào)查方式與初測(cè)相同。參加重測(cè)的被試含女性91名，男性16名，平均年齡31.42歲（SD=7.24）。

2.2研究工具

武器意象投射測(cè)驗(yàn)。該測(cè)驗(yàn)是以意象對(duì)話心理療法的“挑武器”意象技術(shù)（苑媛， 2016）為基礎(chǔ)編制的投射測(cè)驗(yàn)。測(cè)驗(yàn)包含7個(gè)條目，分別考察武器庫(kù)的房子類型、武器庫(kù)的開放狀態(tài)、挑選的武器類型，以及武器的用途、使用情境、使用原因與存放地點(diǎn)，各條目自成一維度。每個(gè)條目下根據(jù)已有研究及臨床實(shí)踐中出現(xiàn)的各類情況列出多個(gè)選項(xiàng)，受測(cè)者從中選擇一個(gè)與自己的武器意象最相符的選項(xiàng)。對(duì)各條目選項(xiàng)的計(jì)分以專家評(píng)定的方式進(jìn)行，在0～4分的范圍內(nèi)賦予不同分值，分?jǐn)?shù)越高表示其人際沖突應(yīng)對(duì)模式的心理健康度越低。同時(shí)，根據(jù)7個(gè)條目對(duì)測(cè)驗(yàn)的重要性，前兩個(gè)與意象中的武器存放地點(diǎn)相關(guān)的條目被賦予的權(quán)重為1，后五個(gè)呈現(xiàn)武器意象特征的條目被賦予的權(quán)重為2。所有條目的加權(quán)總分即為被試在該測(cè)驗(yàn)上的最終得分。

防御方式問卷。采用Bond等（1983）編制的防御方式問卷（Defense Style Questionnaire）。該問卷為九級(jí)評(píng)分，采用88個(gè)條目測(cè)查24種防御機(jī)制。本研究?jī)H考察成熟型防御機(jī)制和不成熟型防御機(jī)制兩個(gè)方面，其包含的各個(gè)防御機(jī)制維度的內(nèi)部一致性為0.50～0.86。

簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式問卷。本研究采用應(yīng)對(duì)方式問卷中文版（解亞寧， 1998），包括20個(gè)條目，采用0～3的四級(jí)評(píng)分方式（分別對(duì)應(yīng)“不采用、偶爾采用、有時(shí)采用和經(jīng)常采用”）反映人們?cè)趹?yīng)對(duì)日常生活事件時(shí)可能采取的態(tài)度和措施。問卷由積極應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)兩個(gè)維度組成，本研究中兩個(gè)維度的內(nèi)部一致性分別為0.87和0.78。

Buss-Perry 攻擊問卷。本研究采用國(guó)內(nèi)研究者修訂的Buss-Perry 攻擊問卷中文版（李獻(xiàn)云， 費(fèi)立鵬， 張亞利， 牛雅娟， 童永勝， 楊少杰， 2011）。 問卷含30個(gè)條目，劃分為身體攻擊、言語(yǔ)攻擊、憤怒、敵意和自我攻擊五個(gè)維度，采用五級(jí)評(píng)分量尺（1為“完全不符合”，5為“完全符合”）測(cè)查憤怒和攻擊性的強(qiáng)度及表現(xiàn)。本研究中五個(gè)維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.69～0.81之間。

2.3研究結(jié)果

2.3.1項(xiàng)目區(qū)分度

武器測(cè)驗(yàn)各條目與總分的關(guān)聯(lián)為0.15～0.54 （p≤ 0.01），而大多數(shù)條目間的相關(guān)未達(dá)到顯著水平。這表明與預(yù)期一致，各條目自成維度，彼此間具有較高的獨(dú)立性。按照被試在測(cè)驗(yàn)上的總得分進(jìn)行排序，分別將高于和低于平均分一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的劃分為高分組和低分組，獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)表明兩組被試在每道題上的得分均有顯著差異（p<0.05），即該測(cè)驗(yàn)具有較好的項(xiàng)目區(qū)分度。

2.3.2重測(cè)信度

間隔2個(gè)月的重測(cè)結(jié)果表明，武器測(cè)驗(yàn)的重測(cè)信度為0.60（p<0.001），即兩個(gè)月后使用武器測(cè)驗(yàn)對(duì)同一組被試施測(cè)，所得分?jǐn)?shù)與第一次施測(cè)時(shí)所得分?jǐn)?shù)的一致性系數(shù)為0.60。這表明該測(cè)驗(yàn)跨時(shí)間的穩(wěn)定性尚可。

2.3.3效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

武器測(cè)驗(yàn)與防御方式問卷和攻擊問卷的相關(guān)性見表1。其中，武器測(cè)驗(yàn)與不成熟型防御機(jī)制維度得分正相關(guān)（r=0.18， p=0.006），即在武器測(cè)驗(yàn)上得分越高（越不健康），不成熟型防御機(jī)制使用越多;與成熟型防御機(jī)制的關(guān)聯(lián)與之相反，武器測(cè)驗(yàn)得分越高，成熟型防御機(jī)制使用越少（r=-0.18， p=0.004）。假設(shè)1a得到驗(yàn)證。

測(cè)驗(yàn)與攻擊問卷得分存在正相關(guān)（r=0.20， p<0.001）。就具體維度而言，在武器測(cè)驗(yàn)上得分越高，表現(xiàn)出的語(yǔ)言攻擊越多（r=0.21， p<0.001），憤怒（r=0.19， p=0.002）、 敵意（r=0.15， p=0.011）越強(qiáng)烈;武器意象與身體攻擊邊緣正相關(guān)（r=0.12， p=0.055）;與自我定向攻擊維度的相關(guān)性不顯著。整體而言，該結(jié)果與假設(shè)1c基本一致。

統(tǒng)計(jì)分析未發(fā)現(xiàn)武器測(cè)驗(yàn)與應(yīng)對(duì)方式問卷有顯著關(guān)聯(lián)，測(cè)驗(yàn)與積極應(yīng)對(duì)方式和消極應(yīng)對(duì)方式維度的相關(guān)均不顯著。假設(shè)1b未得到驗(yàn)證。

3研究二： 武器測(cè)驗(yàn)在人際沖突干預(yù)中的應(yīng)用

3.1被試

研究二在北京市某公立小學(xué)實(shí)施，以保證研究過程中被試的穩(wěn)定性。共招募60名教師作為研究被試（均獲得知情同意并簽訂保密協(xié)議），含女性52人，平均年齡28.72±4.88歲。被試按性別比例隨機(jī)分成干預(yù)組和控制組，干預(yù)組參加為期一個(gè)月的團(tuán)體工作坊，控制組不參加。兩組僅在年齡上有顯著差異（t （58）=-2.33， p=0.023），年齡在后續(xù)統(tǒng)計(jì)過程中作為控制變量納入分析。

3.2研究工具

研究二使用的工具包括武器測(cè)驗(yàn)、防御方式問卷、應(yīng)對(duì)方式問卷，以及包括心境狀態(tài)剖面圖、生理癥狀清單和自編人際互動(dòng)調(diào)查問卷在內(nèi)“生活狀態(tài)記錄表”。其中，武器測(cè)驗(yàn)、防御方式問卷和應(yīng)對(duì)方式問卷同研究一。防御方式問卷中，非成熟型防御機(jī)制各維度在前后測(cè)中的內(nèi)在一致性系數(shù)為0.51～0.84。成熟型防御機(jī)制中的幽默維度在前后測(cè)時(shí)的內(nèi)部一致性均低于0.30，在后續(xù)計(jì)算中刪除該維度，其他維度的一致性為0.60～0.86。應(yīng)對(duì)方式問卷中，積極應(yīng)對(duì)維度前后測(cè)的內(nèi)在一致性分別為0.88、0.87，消極應(yīng)對(duì)維度為0.70、0.67。在團(tuán)體干預(yù)過程中，使用綜合的“生活狀態(tài)記錄表”追蹤被試的人際沖突狀況及身心狀態(tài)?！吧顮顟B(tài)記錄表”包括心境狀態(tài)、生理健康狀況和人際交往情況三個(gè)方面：

心境狀態(tài)。心境狀態(tài)的測(cè)量采用“心境狀態(tài)剖面圖”中文版（祝蓓里， 1995），該量表采用五級(jí)評(píng)分（1為“幾乎沒有”，5為“非常多”）考察被試一周內(nèi)的惡劣心境狀態(tài)。本研究使用其中緊張、憤怒和抑郁三個(gè)維度的均分作為情緒強(qiáng)度的衡量指標(biāo)。前后測(cè)中，各維度的內(nèi)在一致性為0.84～0.93。

生理健康狀況。生理健康狀況的測(cè)量采用科恩-霍伯曼生理癥狀清單（Cohen & Hoberman， 1983）。該量表包含33項(xiàng)常見的生理癥狀（如“失眠”“背痛”“腹瀉”）， 本研究在使用時(shí)采用是非判斷（1表示“是”，0表示“否”），被試回憶過去1周內(nèi)是否出現(xiàn)這些癥狀，以加和所得的癥狀總數(shù)作為衡量生理健康程度的指標(biāo)。該量表在前測(cè)和后測(cè)時(shí)的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.79和0.75。

人際交往情況。借鑒相關(guān)研究的維度劃分（Hahn， 2000），自編“人際互動(dòng)調(diào)查問卷”，包括人際沖突基本情況（頻率、沖突對(duì)象等）、應(yīng)對(duì)情況（應(yīng)對(duì)措施、責(zé)任歸因）和影響（生理、情緒、人際受損程度）三個(gè)方面，被試通過回憶報(bào)告過去一周內(nèi)的人際沖突整體情況。本研究使用的指標(biāo)包括：（1）沖突次數(shù)，即一周內(nèi)出現(xiàn)的人際沖突次數(shù);（2）自我歸因，被試認(rèn)為自己對(duì)沖突的發(fā)生應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任比例（0～100%）;（3）關(guān)系受損度，沖突前后雙方關(guān)系的變化（0～9評(píng)分，0為“幾乎沒有傷害”，9為“有極大的傷害”）;（4）沖突反應(yīng)，指沖突直接帶來的軀體反應(yīng)總數(shù)，采用是非判斷（1表示“是”，0表示“否”），被試回憶沖突發(fā)生后是否出現(xiàn)身體反應(yīng)，以加和所得的癥狀總數(shù)作為沖突反應(yīng)指標(biāo)，該維度在五次測(cè)量中的內(nèi)部一致性為0.60～0.73;（5）生理癥狀，指一周內(nèi)出現(xiàn)的不良生理癥狀總數(shù)，同前文“生理健康狀況”的測(cè)量，該維度在五次測(cè)量中的內(nèi)部一致性為0.64～0.78;（6）緊張、憤怒和抑郁情緒，即一周內(nèi)的緊張、憤怒和抑郁情緒強(qiáng)度，同前文“心境狀態(tài)”的測(cè)量，該維度在五次測(cè)量中的內(nèi)部一致性為0.80～0.93。

3.3研究程序

在干預(yù)實(shí)施前，完成基礎(chǔ)資料采集，并測(cè)查人際沖突及應(yīng)對(duì)模式的基線水平，包括武器測(cè)驗(yàn)、防御方式問卷、應(yīng)對(duì)方式問卷及人口學(xué)資料（性別、年齡、學(xué)歷、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等）。在第一次干預(yù)實(shí)施當(dāng)天，干預(yù)組和控制組被試均通過填寫“生活狀態(tài)記錄表”反饋了過去一周內(nèi)的心境狀態(tài)、生理健康狀況和人際交往情況。接下來，對(duì)干預(yù)組實(shí)施一周1次、共計(jì)4次的團(tuán)體干預(yù)，每次持續(xù)2小時(shí)。團(tuán)體干預(yù)以體驗(yàn)和互動(dòng)為主要形式，主題圍繞武器意象與人際沖突應(yīng)對(duì)的不同方面，包括武器意象與防御機(jī)制、人際互動(dòng)覺察、人格沖突化解和溝通表達(dá)演練，設(shè)計(jì)框架如表3所示。第一次干預(yù)實(shí)施前，所有被試簽訂了保密協(xié)議，并被告知注意事項(xiàng)。每次干預(yù)實(shí)施當(dāng)天以及第四次干預(yù)結(jié)束一周后，被試均需反饋過去一周中個(gè)人的人際交往及身心健康狀況。最后一次干預(yù)結(jié)束后的第五周，對(duì)干預(yù)組和控制組的被試實(shí)施后測(cè)，測(cè)量?jī)?nèi)容包括武器測(cè)驗(yàn)、防御方式問卷、應(yīng)對(duì)方式問卷以及一周內(nèi)的心境狀態(tài)、生理健康和人際交往情況。

3.4研究結(jié)果

3.4.1干預(yù)組人際沖突及身心變化

干預(yù)組被試經(jīng)歷的人際沖突次數(shù)及生理、心理狀況變化見表4所示。采用重復(fù)測(cè)量方差分析逐一檢驗(yàn)各項(xiàng)測(cè)量指標(biāo)上的變化情況， 結(jié)果表明，除了人際沖突次數(shù)、對(duì)于沖突的責(zé)任歸因以外，被試在沖突發(fā)生之后出現(xiàn)的軀體反應(yīng)、生理狀況及消極情緒均有顯著變化。具體來說，干預(yù)之后人際沖突對(duì)于關(guān)系的破壞程度顯著降低（F（5，145）=2.83， p=0.043， η2p=0.09）， 隨之而來的軀體反應(yīng)（沖突反應(yīng)）顯著減少（F（5，145）=2.94， p=0.033， η2p=0.09）， 出現(xiàn)的不良身體癥狀減少（F（5，145）=8.71， p<0.001， η2p=0.23）。在情緒方面， 除了抑郁情緒以外， 被試的緊張和憤怒情緒均得到了緩解（緊張： F（5，145）=6.20， p=0.001， η2p=0.18; 憤怒： F（5，145）=3.98， p=0.018， η2p=0.12）。 假設(shè)2a和2b基本得到驗(yàn)證。

3.4.2干預(yù)組與控制組的比較

前測(cè)與后測(cè)時(shí)，兩組被試在各測(cè)量指標(biāo)上的平均值及標(biāo)準(zhǔn)差見表5和表6。采用重復(fù)測(cè)量方差分析的方法，以年齡作為協(xié)變量，以分組（干預(yù)組、控制組）為組間變量，測(cè)量時(shí)間（前測(cè)、后測(cè)）作為組內(nèi)變量，比較干預(yù)組和控制組在武器測(cè)驗(yàn)，防御機(jī)制和應(yīng)對(duì)方式，身心健康以及人際沖突等方面的變化情況。

統(tǒng)計(jì)分析未發(fā)現(xiàn)兩組被試在前后測(cè)時(shí)經(jīng)歷的人際沖突次數(shù)以及關(guān)系受損程度存在差異。而在沖突反應(yīng)上，時(shí)間和分組存在交互作用 （F（1，57）=4.78， p=0.033， η2p=0.08）， 干預(yù)組與人際沖突相關(guān)的生理癥狀在干預(yù)后顯著減少（p<0.001）， 控制組無明顯改變。 緊張、 憤怒、 抑郁三個(gè)情緒維度上均觀測(cè)到了時(shí)間和分組的交互作用（緊張： F（1，57）=16.36， p<0.001， η2p=0.22;憤怒：F（1，57）=10.57， p=0.002， η2p=0.16; 抑郁： F（1，57）=5.56， p=0.022， η2p=0.09）。 分別進(jìn)行簡(jiǎn)單效應(yīng)分析， 發(fā)現(xiàn)： 干預(yù)組在后測(cè)時(shí)的緊張、 憤怒、 抑郁情緒均顯著減弱（p≤ 0.001）， 而控制組無顯著變化。 以生理癥狀總數(shù)作為衡量整體生理健康程度的指標(biāo)， 在該指標(biāo)上時(shí)間和分組存在交互作用（F（1，57）=13.94， p<0.001， η2p=0.20）， 后測(cè)時(shí)干預(yù)組的生理癥狀顯著減少（p<0.001）， 未觀測(cè)到控制組的顯著變化。 以上結(jié)果再次驗(yàn)證了假設(shè)2a和2b。

武器測(cè)驗(yàn)得分反映出時(shí)間和分組的交互作用（F（1，57）=4.77， p=0.033， η2p=0.08），簡(jiǎn)單效應(yīng)分析表明，干預(yù)組的武器測(cè)驗(yàn)得分經(jīng)干預(yù)顯著降低（p=0.001）而控制組無顯著變化。

在防御機(jī)制和應(yīng)對(duì)方式上，均只發(fā)現(xiàn)消極維度的效應(yīng)。具體為，在不成熟型防御機(jī)制上，時(shí)間和分組的交互作用邊緣顯著（F（1，57）=3.91， p=0.053， η2p=0.06），干預(yù)組的不成熟型防御機(jī)制減少（p=0.001）而控制組保持不變。在消極應(yīng)對(duì)方式上，測(cè)量時(shí)間和分組存在交互作用（F（1，57）=24.36， p<0.001， η2p=0.30），僅干預(yù)組的消極應(yīng)對(duì)方式顯著減少（p<0.001）。由此，假設(shè)2c得到了部分驗(yàn)證。

4討論

本研究以意象對(duì)話心理療法的理論和實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)為基礎(chǔ)，對(duì)武器測(cè)驗(yàn)的信度和效度進(jìn)行檢驗(yàn)，并探索該測(cè)驗(yàn)在人際沖突應(yīng)對(duì)模式干預(yù)中的應(yīng)用。通過實(shí)施短程團(tuán)體工作坊，追蹤干預(yù)過程的動(dòng)態(tài)變化，檢驗(yàn)了武器意象干預(yù)的有效性，為改善人際沖突應(yīng)對(duì)模式提供了可行路徑。值得一提的是，研究嘗試將測(cè)量與干預(yù)有機(jī)結(jié)合，最大化發(fā)揮測(cè)量的臨床價(jià)值，聚焦日常人際沖突情境提升了干預(yù)的針對(duì)性和生態(tài)效度，實(shí)現(xiàn)了評(píng)估與干預(yù)的一體化。

4.1武器測(cè)驗(yàn)的信度和效度

武器測(cè)驗(yàn)以意象對(duì)話心理療法中的“挑武器”意象技術(shù)為基礎(chǔ)編制，包含7個(gè)反映武器意象核心內(nèi)容（如武器種類、使用情境等）的條目，能投射出個(gè)體應(yīng)對(duì)人際沖突情境的基本模式。本研究發(fā)現(xiàn)，武器測(cè)驗(yàn)各條目均具有較好的區(qū)分度，條目與測(cè)驗(yàn)總分具有中低度相關(guān)，重測(cè)信度基本符合測(cè)量學(xué)要求。

作為一種投射測(cè)驗(yàn)，武器測(cè)驗(yàn)不同于標(biāo)準(zhǔn)化的自評(píng)測(cè)驗(yàn)。其計(jì)分方式與“累積風(fēng)險(xiǎn)”建模法（李董平， 2012）的構(gòu)想類似，對(duì)各條目得分進(jìn)行累計(jì)加和，評(píng)估個(gè)體在人際沖突應(yīng)對(duì)模式上的整體健康程度。在結(jié)構(gòu)上，每個(gè)條目自成一個(gè)維度，分別反映武器意象的某個(gè)側(cè)面。這些側(cè)面具有較大的差異性，對(duì)于理解個(gè)體的武器意象各有貢獻(xiàn)，這種差異性使得在統(tǒng)計(jì)學(xué)上各條目間的關(guān)聯(lián)性不強(qiáng)。比如，在武器種類條目上，武器意象為坦克、導(dǎo)彈被賦予的分值最高。然而，在武器意象為導(dǎo)彈時(shí)，被試可能僅在“受到攻擊時(shí)”（象征受外在因素激發(fā)而宣泄消極情緒，以保護(hù)自我）才使用武器，而非“隨時(shí)都有可能”使用（象征不分場(chǎng)合和時(shí)間地發(fā)泄憤怒情緒）。即被試可能出現(xiàn)在武器類型的條目上得分高，而在武器使用情境條目上得分低的情況，導(dǎo)致測(cè)驗(yàn)各條目間的關(guān)聯(lián)性不強(qiáng)。以往有關(guān)投射測(cè)驗(yàn)的研究也曾發(fā)現(xiàn)這一現(xiàn)象，如研究者在編制成就動(dòng)機(jī)狀態(tài)投射測(cè)驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)項(xiàng)目間的相關(guān)很低且不顯著，難以用內(nèi)部一致性系數(shù)來衡量測(cè)驗(yàn)的信度（彭小凡， 劉哲佳， 訾非， 2011）。事實(shí)上，這種相互的獨(dú)立性恰恰是這類投射測(cè)驗(yàn)的一大優(yōu)勢(shì)，測(cè)驗(yàn)涉及的維度更為全面，拓寬了能夠解釋的內(nèi)容（劉洋， 苑媛， 2016）。

由于武器意象本身象征著攻擊性，尤其是人際沖突情境中的憤怒情緒（朱建軍， 2006），并反映出個(gè)體的自我防御方式（苑媛， 2016），本研究選取了防御方式問卷、攻擊問卷和應(yīng)對(duì)方式問卷作為效標(biāo)，考察武器測(cè)驗(yàn)的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。結(jié)果表明，武器測(cè)驗(yàn)與防御方式問卷、攻擊問卷得分顯著相關(guān)，在武器意象上得分越高的被試，更常使用潛意顯現(xiàn)、抱怨、分裂、被動(dòng)攻擊和退縮等不成熟型防御機(jī)制，并可能以言語(yǔ)攻擊、憤怒和敵意等形式表達(dá)更強(qiáng)的攻擊性。本研究未發(fā)現(xiàn)武器測(cè)驗(yàn)與應(yīng)對(duì)方式問卷的關(guān)聯(lián)。這可能是因?yàn)椋瑧?yīng)對(duì)方式問卷考察的是外顯的、有意識(shí)的普遍應(yīng)對(duì)行為（王迎春， 于萍， 張鋒， 2002; 葉一舵， 申艷娥， 2002），與武器意象反映的深層人際沖突應(yīng)對(duì)模式有一定區(qū)別而無直接關(guān)聯(lián)。

4.2武器意象的團(tuán)體干預(yù)效果

武器意象不僅能夠表達(dá)心理現(xiàn)實(shí)，還可以幫助改善心理現(xiàn)實(shí)（苑媛， 2018）。借由武器測(cè)驗(yàn)呈現(xiàn)的武器意象特征了解個(gè)體的人際沖突應(yīng)對(duì)模式，圍繞武器意象進(jìn)行干預(yù)，探究改善人際沖突應(yīng)對(duì)模式的路徑，是本研究的落腳點(diǎn)。

為了驗(yàn)證對(duì)武器意象實(shí)施干預(yù)的效果，研究二結(jié)合意象對(duì)話心理療法的方法和技術(shù)制定了為期一個(gè)月的干預(yù)方案，并以團(tuán)體心理工作坊的形式實(shí)施干預(yù)。干預(yù)過程圍繞武器意象和自我防御，首先關(guān)注的是沖突情境下個(gè)體的內(nèi)在狀態(tài)，呈現(xiàn)外部行為的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力，再借由團(tuán)體形式的互動(dòng)演練提升人際溝通技能，具體技術(shù)主要來源于意象對(duì)話心理療法，包括意象體驗(yàn)、領(lǐng)悟等（苑媛等， 2018）。工作坊各單元在主題安排上，以武器意象為起點(diǎn)，與前期的測(cè)驗(yàn)貫通，再追溯武器意象形成過程，探索來自原生家庭的早期人際互動(dòng)的發(fā)展，然后通過人格側(cè)面覺知個(gè)體內(nèi)部的矛盾與沖突并加以化解，最后將武器意象使用落腳到現(xiàn)實(shí)層面具體的人際互動(dòng)，重構(gòu)新的人際溝通和自我表達(dá)模式，逐層深入。這一設(shè)計(jì)同時(shí)關(guān)注了潛意識(shí)和意識(shí)，個(gè)體內(nèi)和人際間的內(nèi)容，深入淺出、由本及標(biāo)的干預(yù)順序與意象對(duì)話心理療法的工作思路一致。值得一提的是，干預(yù)過程中圍繞武器意象進(jìn)行了3次意象體驗(yàn)。榮格認(rèn)為，意識(shí)對(duì)無意識(shí)的理解需要條件，通過體驗(yàn)無意識(shí)意象，意識(shí)就可以將心理能量從無意識(shí)的掌控中釋放出來，使個(gè)體的心理問題得以療愈（朱建軍， 苑媛， 2008）。通過意象體驗(yàn)將抽象的感受訴諸感性體驗(yàn)，這正是干預(yù)發(fā)揮效果的重要基礎(chǔ)。

通過對(duì)干預(yù)組被試的日常人際沖突情況、身心健康狀況進(jìn)行每周一次的重復(fù)測(cè)量，團(tuán)體干預(yù)的實(shí)際效果得到了檢驗(yàn)。結(jié)果表明，被試在干預(yù)前后人際沖突次數(shù)無顯著變化，但是沖突帶來的消極影響得到了緩解，其對(duì)于人際關(guān)系的破壞性降低且與之相關(guān)的軀體反應(yīng)減少。同時(shí)，被試的心境狀態(tài)和生理健康狀況也得到了改善。難以明確的是，整體身心狀態(tài)與人際沖突何為因果。為此，本研究讓被試報(bào)告了特定沖突發(fā)生后產(chǎn)生的軀體反應(yīng)，這些指標(biāo)上的改善進(jìn)一步說明干預(yù)有效控制了人際沖突的消極影響。為了排除教學(xué)時(shí)段等干擾因素，研究設(shè)置了控制組。比較發(fā)現(xiàn)，僅接受干預(yù)的被試在武器測(cè)驗(yàn)的得分上有所降低，即武器意象的整體健康程度提高。相應(yīng)地，不成熟型防御機(jī)制和消極應(yīng)對(duì)方式均顯著減少，由沖突直接引發(fā)的軀體反應(yīng)明顯減少，且整體生理健康狀況和心境狀態(tài)得到了顯著提升。此外，干預(yù)結(jié)束一個(gè)月后，干預(yù)組的身心狀況得到了良好的保持。這些證據(jù)進(jìn)一步說明了干預(yù)的有效性和持久性。

以上結(jié)果充分證明，武器測(cè)驗(yàn)不僅能夠呈現(xiàn)個(gè)體應(yīng)對(duì)人際沖突的模式，還有助于有針對(duì)性地實(shí)施干預(yù)。圍繞武器意象實(shí)施短程團(tuán)體干預(yù)的路徑是可行的，能夠有效降低人際沖突對(duì)于生理和心理的消極影響，減少不良應(yīng)對(duì)模式，從而促進(jìn)個(gè)體身心健康。

4.3研究局限

本研究仍存在局限，主要包括以下方面：第一，被試均為小學(xué)教師，職業(yè)特征鮮明，同質(zhì)性較高，且受制于該群體懸殊的性別比例（胡振京， 2013; 鄭玉紅， 2016），所獲得結(jié)論的推廣性存在局限，后續(xù)研究還需綜合考慮職業(yè)、年齡、性別比例等因素，通過拓展研究對(duì)象進(jìn)一步驗(yàn)證研究結(jié)果;第二，控制組僅進(jìn)行了前測(cè)和后測(cè)，各考慮一周內(nèi)的情況，容易受到偶然因素的影響;第三，對(duì)“人際沖突”的界定較為寬泛，將主觀意識(shí)到和現(xiàn)實(shí)發(fā)生的沖突均包括在內(nèi)，且未區(qū)分沖突的場(chǎng)所及對(duì)象，尚不明確不同類型沖突之間是否存在差異，以此推測(cè)普遍情況可能存在一定的誤差。此外，投射測(cè)驗(yàn)本身具有特殊性（Yuan， Cao， & Liu， 2018），采用傳統(tǒng)測(cè)量學(xué)指標(biāo)衡量其信效度存在局限，還需探究檢驗(yàn)意象投射測(cè)驗(yàn)信度和效度的其他新方法。本研究?jī)H在教師群體中進(jìn)行了初步探索，樣本量不足，未來還需通過擴(kuò)展樣本人群，增加樣本量進(jìn)一步驗(yàn)證測(cè)驗(yàn)的信度和效度。

參考文獻(xiàn)

胡振京 （2013）. 中小學(xué)教師性別比例失衡的現(xiàn)狀、影響與對(duì)策. 人民教育， （3）， 32-34.

李董平 （2012）. 多重生態(tài)學(xué)風(fēng)險(xiǎn)因素與青少年社會(huì)適應(yīng)： 風(fēng)險(xiǎn)建模與作用機(jī)制研究. 博士學(xué)位論文. 華南師范大學(xué).

李獻(xiàn)云， 費(fèi)立鵬， 張亞利， 牛雅娟， 童永勝， 楊少杰 （2011）. Buss和Perry攻擊問卷中文版的修訂和信效度. 中國(guó)神經(jīng)精神疾病雜志， 37（10）， 607-613.

劉洋， 苑媛 （2016）. 意象對(duì)話療法在投射測(cè)驗(yàn)中的應(yīng)用. 心理技術(shù)與應(yīng)用， 4（11）， 696-701.

彭小凡， 劉哲佳， 訾非 （2011）. 成就動(dòng)機(jī)狀態(tài)投射測(cè)驗(yàn)的初步編制. 心理研究， 4（5）， 30-34.

王迎春， 于萍， 張鋒 （2002）. 關(guān)于以防御機(jī)制為基礎(chǔ)的應(yīng)對(duì)理論研究述評(píng). 云南師范大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）， 34， 328-332.

解亞寧 （1998）. 簡(jiǎn)易應(yīng)對(duì)方式量表信度和效度的初步研究. 中國(guó)臨床心理學(xué)雜志， 6（2）， 114-115.

葉一舵， 申艷娥 （2002）. 應(yīng)對(duì)及應(yīng)對(duì)方式研究綜述. 心理科學(xué)， 25（6）， 328-332.

苑媛 （2016）. “挑武器”之意象解讀. 心理技術(shù)與應(yīng)用， 4（5）， 306-312.

苑媛 （2018）. 武器心學(xué)： 武器意象的心理臨床. 北京： 北京師范大學(xué)出版社.

苑媛， 曹昱， 朱建軍 （2018）. 意象對(duì)話臨床技術(shù)匯總（第2版）. 北京： 北京師范大學(xué)出版社.

鄭玉紅 （2016）. 中小學(xué)教師男女比例失衡問題亟待解決. 中國(guó)人大， （17）， 36.

周爍方 （2012）. 金庸武俠小說中的武器意象與人物性格研究. 碩士學(xué)位論文. 北京林業(yè)大學(xué).

祝蓓里 （1995）. POMS量表及簡(jiǎn)式中國(guó)常模簡(jiǎn)介. 天津體育學(xué)院學(xué)報(bào)， 10（1）， 35-37.

朱建軍 （2006）. 意象對(duì)話心理治療. 北京： 北京大學(xué)醫(yī)學(xué)出版社.

朱建軍， 苑媛 （2008）. 來自東方的心理療法：意象對(duì)話心理治療. 合肥： 安徽人民出版社.

Bolger， N.， DeLongis， A.， Kessler， R. C.， & Schilling， E. A. （1989）. Effects of daily stress on negative mood. Journal of Personality and Social Psychology， 57（5）， 808-818.

Bond， M.， Gardner， S. T.， Christian， J.， & Sigal， J. J. （1983）. Empirical study of self-rated defense styles. Archives of General Psychiatry， 40（3）， 333-338.

Brockman， J. L. （2014）. Interpersonal conflict in construction： Cost， cause， and consequence. Journal of Construction Engineering and Management， 140（2）， 1-12.

Cohen， S.， & Hoberman， H. M. （1983）. Positive events and social supports as buffers of life change stress. ?Journal of Applied Social Psychology， 13（2）， 99-125.

Hahn， S. E. （2000）. The effects of locus of control on daily exposure， coping and reactivity to work interpersonal stressors：A diary study. Personality and Individual Differences， 29（4）， 729-748.

Molajafar， H.， Mousavi， S. M.， Lotfi， R.， Ghasemnejad， S. M.， & Falah， M. （2015）. Comparing the effectiveness of mindfulness and emotion regulation training in reduction of marital conflicts. Journal of Medicine and Life， 8（2）， 111-116.

Mulki， J. P.， Jaramillo， F.， Goad， E. A.， & Pesquera， M. R. （2015）. Regulation of emotions， interpersonal conflict， and job performance for salespeople. Journal of Business Research， 68（3）， 623-630.

Quaglia， J. T. （2016）. From intra-to inter-personal： Effects of mindfulness training on emotion regulation in social contexts（Ph. D. Dissertation）. Richmond： Virginia Commonwealth University.

Rahim， M. A. （1985）. A strategy for managing conflict in complex organizations. ?Human Relations， 38（1）， 81-89.

Rispens， S.， & Demerouti， E. （2016）. Conflict at work， negative emotions， and performance： A diary study. ?Negotiation and Conflict Management Research， 9（2）， 103-119.

Rodriguez， L. M.， Lee， K. D. M.， Onufrak， J.， Dell， J. B.， Quist， M.， Drake， H. P.， & Bryan， J. L. （2020）. Effects of a brief interpersonal conflict cognitive reappraisal intervention on improvements in access to emotion regu-lation strategies and depressive symptoms in college students. Psychology and Health， 35（10）， 1207-1227.

Rodríguez-Mantilla， J. M.， & Fernández-Díaz， M. J. （2017）. The effect of interpersonal relationships on burnout syndrome in secondary education teachers. Psicothema， 29（3）， 370-377.

Schoenthaler， A. M.， Schwartz， J.， Cassells， A.， Tobin， J. N.， & Brondolo， E. （2010）. Daily interpersonal conflict predicts masked hypertension in an urban sample. ?American Journal of Hypertension， 23（10）， 1082-1088.

Yuan， Y.， Cao M. Y.， & Liu， Y. （2018）. Application of imagery communication psychotherapy in projective test. Psychology and Behavioral Sciences， 7（3）， 38-44.

Zhang， L.， & Huo， X. （2015）. The impact of interpersonal conflict on construction project performance. International Journal of Conflict Management， 26（4）， 479-498.

Zurlo， M. C.， Vallone， F.， DellAquila， E. & Marocco， D. （2020）. Teachers patterns of management of conflicts with students： A study in five European countries. Europes Journal of Psychology， 16（1）， 112-127.