大學(xué)生人際問題量表簡版（IIP-SC）在中國大學(xué)生群體中的環(huán)形結(jié)構(gòu)檢驗*

邵 瑾 楊 芊

（1.浙江大學(xué)心理健康教育與咨詢中心，杭州 310085；2.浙江大學(xué)醫(yī)學(xué)院公共衛(wèi)生學(xué)院社會醫(yī)學(xué)系和附屬兒童醫(yī)院內(nèi)分泌科，國家兒童健康與疾病臨床醫(yī)學(xué)研究中心，杭州 310085）

1 引言

人們內(nèi)心的困擾均源于人際關(guān)系的沖突?！猋alom&Molyn，2010

人際關(guān)系對健康人格發(fā)展和社會適應(yīng)至關(guān)重要（Sullivan，1953）。多種心理問題都與人際功能受損有關(guān)（Horowitz，2004）。人際環(huán)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(chǔ)（Leary，2004），并衍生出各種理論模型和測量工具。以人際問題的環(huán)形模型為例（圖1），包括兩個維度，掌控（Agency；從支配到順從）和聯(lián)結(jié)（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(tài)，表現(xiàn)為努力追求控制和權(quán)力。聯(lián)結(jié)指作為社會或精神實體的一部分的狀態(tài)，表現(xiàn)為追求親密、聯(lián)合和團結(jié)（Wiggins，1991）。兩個維度的不同組合形成8 個區(qū)域，支配（PA）、報復(fù)（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(chǔ)上標明了各區(qū)域的角度。

圖1 人際問題的環(huán)形結(jié)構(gòu)

人際環(huán)形模型是當代人際理論與研究的核心成果（王碩等，2014）?；谠撃Ｐ偷娜穗H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(tài)效度高、應(yīng)用廣泛、數(shù)學(xué)表征更精確等優(yōu)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(jié)構(gòu)方程模型來驗證環(huán)形結(jié)構(gòu)并不適用（陳燕霞，2017）。Wu 等（2015）的結(jié)果支持等長但不等距的環(huán)形模型擬合更優(yōu)，Qi 等（2018）發(fā)現(xiàn)重復(fù)測量的數(shù)據(jù)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(dǎo)致不一致結(jié)果的原因。人際環(huán)形模型包括掌控和聯(lián)結(jié)兩個維度，以往研究發(fā)現(xiàn)不同性別、地域的群體在與掌控和聯(lián)結(jié)維度相關(guān)的變量上存在差異。如我國男性氣質(zhì)、個人主義價值觀呈現(xiàn)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(qū)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(zhì)、個人主義對應(yīng)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(lián)結(jié)性（Hsu et al.，2021）。以往單一地區(qū)樣本的結(jié)果在反映IIP-SC 的結(jié)構(gòu)和國內(nèi)大學(xué)生人際問題現(xiàn)狀上有局限。

人際環(huán)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(chǔ)。但其測量工具在中國文化背景下的環(huán)形結(jié)構(gòu)仍呈現(xiàn)不一致。此外，以往研究樣本較單一，難以反映國內(nèi)大學(xué)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(nèi)大學(xué)生群體中的環(huán)形結(jié)構(gòu)，并考察不同性別、地域人群的差異，更全面反映國內(nèi)大學(xué)生人際問題的現(xiàn)狀。

2 方 法

2.1 研究對象

國內(nèi)本科生，通過網(wǎng)絡(luò)發(fā)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(xué)類759 人，其他82 人。農(nóng)村/鄉(xiāng)鎮(zhèn)859人，城市706 人。包括除港澳臺地區(qū)外的7大區(qū)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(jù)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(shù)據(jù)囊括不同性別、年級、學(xué)科和除港澳臺地區(qū)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(lián)結(jié)，8 個分量表，5 點評分，共32 題。量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.96，各分量表內(nèi)部一致性系數(shù)在0.72～0.85。

②人際關(guān)系綜合診斷量表（鄭日昌，1999）。評估大學(xué)生人際關(guān)系行為的困擾程度。共4 個維度，28 個項目。量表內(nèi)部一致性系數(shù)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(guān)系敏感等10 個反映心理癥狀的因子。量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.99。

2.3 數(shù)據(jù)分析

有兩種評估環(huán)形結(jié)構(gòu)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(huán)形模型檢驗、Hubert和Arabie（1987）的順序檢驗假設(shè)為基礎(chǔ)。環(huán)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(yīng)個人人際問題的主要類型。如225 度的角度對應(yīng)社交回避（FG）；矢量長度對應(yīng)分量表上的得分，即該人際問題的困擾程度。理想的環(huán)形模型假設(shè)矢量長度相同，且各變量的扇形覆蓋區(qū)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(qū)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?shù)尿炞C性方法。

結(jié)構(gòu)總結(jié)方法（structual summary method，SSM）是將數(shù)據(jù)與余弦曲線擬合來反映環(huán)形數(shù)據(jù)特征的一種統(tǒng)計方法，適用于分析環(huán)形數(shù)據(jù)（Girard et al.，2018）。包括三種結(jié)構(gòu)參數(shù)：（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(qū)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(yīng)“支配”型（PA）。此外，可使用以下公式計算掌控維度和聯(lián)結(jié)維度的Z 分數(shù)。X為聯(lián)結(jié)維度的Z 分數(shù)，Y 為掌控維度的Z分數(shù)，zPA、zBC、zDE、zFG、zHI、zJK、zLM 為各分量表的Z 分數(shù)。

系數(shù)0.25 是為了調(diào)整維度分的全距；公式（1）各分量表前的系數(shù)為其角度的余弦值；公式（2）各分量表前的系數(shù)為其角度的正弦值（分量表對應(yīng)的角度見圖1）（黃飛等，2010）。另外，可進行結(jié)構(gòu)參數(shù)的組間比較，包括高度、掌控和聯(lián)結(jié)的Z 分數(shù)，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(jié)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(jié)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(huán)形結(jié)構(gòu)檢驗

環(huán)形順序模型假設(shè)在空間中更近的變量之間的相關(guān)大于距離更遠的變量之間的相關(guān)。用CI 指數(shù)表示預(yù)測序列與數(shù)據(jù)的擬合度。RANDALL 分析表明CI=0.89（p<0.001），288 對相關(guān)數(shù)值中有270 對符合預(yù)測的順序。

曲線擬合檢驗指數(shù)據(jù)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(xié)方差結(jié)構(gòu)模型（covariance structure modeling，CSM）來直接檢驗環(huán)形結(jié)構(gòu)，包括四種模型。模型1 是最嚴格的環(huán)形結(jié)構(gòu)，假設(shè)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(jié)果發(fā)現(xiàn)GFI、AFGI 值均大于0.90，但RMSEA 值大于0.1，擬合不佳。模型2 假設(shè)長度相同，角度不同，發(fā)現(xiàn)模型擬合良好。模型3 假設(shè)角度相同，長度不同，發(fā)現(xiàn)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(shù)見表1。

表1 環(huán)形模型擬合指數(shù)

綜合而言，環(huán)形順序檢驗和曲線擬合檢驗表明IIP-SC 符合環(huán)形結(jié)構(gòu)，環(huán)形結(jié)構(gòu)模型檢驗發(fā)現(xiàn)假設(shè)等長不等距的模型2 擬合更優(yōu)。

3.3 人際問題的現(xiàn)狀調(diào)查

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

統(tǒng)計整體樣本、不同性別和地域的人際問題情況（表2），采用結(jié)構(gòu)總結(jié)方法分析不同群體的差異（表3）。以秦嶺淮河一線為界，區(qū)分北方和南方地區(qū)，華中、西南因跨越“秦嶺淮河一線”，不列入統(tǒng)計。因東北地區(qū)與其他北方地區(qū)的文化差異（白晶瑩，任孝鵬，2021），因此單列。地域分為三大區(qū)域：東北、其他北方地區(qū)（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(jié)構(gòu)參數(shù)統(tǒng)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(shù)的置信區(qū)間（CI），若置信區(qū)間不包含0，說明該參數(shù)在不同群體中存有顯著差異。分析發(fā)現(xiàn)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(qū)，在掌控維度上，東北和其他北方地區(qū)高于南方。

圖2 國內(nèi)大學(xué)生整體的人際問題剖面圖

4 討論

4.1 IIP-SC 的環(huán)形結(jié)構(gòu)檢驗

環(huán)形結(jié)構(gòu)檢驗結(jié)果提示IIP-SC 符合環(huán)狀結(jié)構(gòu)，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(huán)形結(jié)構(gòu)檢驗，以往研究在結(jié)構(gòu)上的不一致可能源于使用了不適用環(huán)形結(jié)構(gòu)的檢驗方法以及重復(fù)測量數(shù)據(jù)的樣本量較小。本研究還發(fā)現(xiàn)分量表間不是理想的等距關(guān)系。以往對中國、美國大學(xué)生群體研究中均發(fā)現(xiàn)等長不等距的模型更優(yōu)（Hopwood et al.，2008；Wu et al.，2015）。有研究者指出理想的環(huán)形結(jié)構(gòu)可能不現(xiàn)實，并警告即便擬合指數(shù)良好也不意味著符合實際（Gurtman &Pincus，2003），建議結(jié)合實際來理解IIP-SC 結(jié)構(gòu)的含義。

在實際應(yīng)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(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為Z 分數(shù)，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(huán)狀結(jié)構(gòu)，呈相關(guān)關(guān)系，更適用環(huán)形剖面圖、結(jié)構(gòu)參數(shù)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(jié)構(gòu)參數(shù)（如高度、掌控和聯(lián)結(jié)維度的Z 分數(shù)）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(fā)現(xiàn)IIP-SC 的環(huán)形結(jié)構(gòu)與理想模型有一定偏差，而掌控和聯(lián)結(jié)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(nèi)大學(xué)生人際問題現(xiàn)狀

國內(nèi)大學(xué)生人際問題類型處于順從型與易利用型間，呈現(xiàn)低掌控-高聯(lián)結(jié)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(nèi)核的中國傳統(tǒng)文化影響下，聯(lián)結(jié)價值觀具有主導(dǎo)性。在這種文化背景下，表達自我主張會破壞關(guān)系時會出現(xiàn)困難，這也體現(xiàn)了個體在追求獨立性和維系關(guān)系間的沖突。

在性別差異上，結(jié)果發(fā)現(xiàn)男性比女性呈現(xiàn)更高的人際困難。性別角色理論認為女性更集中在要求聯(lián)結(jié)的角色上，男性集中在要求掌控的角色上（Wood &Eagly，2012）。根據(jù)人際動機理論，人際困擾源于掌控和聯(lián)結(jié)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(xiàn)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(lián)結(jié)性（Hsu et al.，2021）。本研究發(fā)現(xiàn)男性在掌控維度上得分更高，但在聯(lián)結(jié)維度上未發(fā)現(xiàn)男女差異。上述元分析發(fā)現(xiàn)女性雖更具聯(lián)結(jié)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(lián)結(jié)性在降低，如家務(wù)上的時間減少，工作上投入更多，更晚結(jié)婚和生育小孩（Bianchi et al，2000）；中國女性勞動參與率較高，據(jù)世界銀行2019 年數(shù)據(jù)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(lián)結(jié)維度上的差異消失。

在地域差異上，東北地區(qū)的人際困擾最低，南方地區(qū)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(zhì)、個體主義價值觀更強（黃河，2014），這對應(yīng)于掌控維度（潘哲等，2017），即其掌控動機更強。東北地區(qū)作為近代發(fā)展起來的移民區(qū)域，與其他地區(qū)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(qū)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(qū)。而其他北方地區(qū)可能呈現(xiàn)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(jié)果發(fā)現(xiàn)人際問題量表簡版（IIP-SC）信度良好，支持環(huán)形結(jié)構(gòu)，與理想模型存在一定偏差。大學(xué)生人際問題呈現(xiàn)低掌控-高聯(lián)結(jié)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(qū)域，且未囊括華中、西南等地。我國地域文化劃分復(fù)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(xué)生人際問題現(xiàn)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(xù)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(guān)系等。

人際環(huán)形模型是人際理論研究中應(yīng)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(xù)可繼續(xù)以該模型為基礎(chǔ)，擴展該模型在中國文化背景下的理論和應(yīng)用研究。