發(fā)布時(shí)間：2023-07-20 16:24:50
序言：寫(xiě)作是分享個(gè)人見(jiàn)解和探索未知領(lǐng)域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的統(tǒng)計(jì)學(xué)歸因分析樣本，期待這些樣本能夠?yàn)槟峁┴S富的參考和啟發(fā)，請(qǐng)盡情閱讀。
腦外傷所致精神障礙的發(fā)生不僅與患者的腦損傷的嚴(yán)重程度有關(guān)，還與人格和歸因方式等心理因素有關(guān)。
【關(guān)鍵詞】
精神障礙;相關(guān)因素;Logistic回歸
The analysis of related factors of mental disorder due to brain damage
LU Yongyan, WANG Zhengwu, YAN Tao.
The Anding Hospital of Tianjin City,Tianjin 300022,China
【Abstract】 Objective To investigate the related factors which contributed to the occurrence of mental disorder due to brain damage. Methods The study group was selected from the psychiaitric hospital, there were 48 inpatients and the 48 patients with brain damage without mental disorder from the general hospital formed the control group. Used the Logistic regression to identify the risk factors. All the possible risk factors were discussed and decided by the experts group. Results There were altogether 6 factors which were statistically different between the study group and control group(P
【Key words】
Mental disorder;Brain damage;Risk factors; Logistic regression
作者單位：300022天津市安定醫(yī)院(陸永艷 王正午)；天津醫(yī)科大學(xué)總醫(yī)院腦系科(閻濤)
腦外傷所致精神障礙導(dǎo)致傷殘是指腦外傷所致精神障礙患者，經(jīng)治療后仍遺留長(zhǎng)期的精神障礙，癥狀及功能障礙的嚴(yán)重程度相對(duì)固定，永久地存在生活、社會(huì)功能受損，且此精神障礙與損傷事件相關(guān)性一致［1］。隨著現(xiàn)代社會(huì)各種意外傷害出現(xiàn)的越來(lái)越頻繁，腦外傷所致精神障礙的患者也越來(lái)越多，本研究旨在調(diào)查腦外傷的患者出現(xiàn)精神障礙的影響因素，以進(jìn)一步預(yù)防腦外傷所致精神障礙的出現(xiàn)。
1 資料與方法
1.1 一般資料 研究組被試均來(lái)自是我院自2005年以來(lái)的門(mén)診和住院治療的腦外傷所致精神障礙的患者。納入排除標(biāo)準(zhǔn)包括：①符合CCMD3中腦外傷所致精神障礙的診斷標(biāo)準(zhǔn)；②調(diào)查時(shí)間為腦外傷后3~6個(gè)月；③患者不伴隨有其他軀體疾病及癲癇、精神分裂癥、抑郁癥等嚴(yán)重的精神疾??；④患者智能未受影響，能夠獨(dú)立完成問(wèn)卷；⑤患者首次腦外傷急救時(shí)保留格拉斯哥昏迷評(píng)分(GCS)以及CT或核磁等影像學(xué)資料；⑥患者家屬簽署知情同意書(shū)，并且配合調(diào)查的。符合上述標(biāo)準(zhǔn)的患者共48例，其中男29例，女19例，平均年齡(37.56±12.35)歲；高中及以上學(xué)歷的26例，高中以下文化的22例；48例患者中，腦外傷早期均出現(xiàn)精神病性癥狀，屬于精神分裂型。對(duì)照組選自天津市某綜合醫(yī)院神經(jīng)科的腦外傷的隨訪患者48例，其納入標(biāo)準(zhǔn)包括：①有明確的腦外傷史；②腦外傷后1年以上未出現(xiàn)精神障礙；③年齡與性別構(gòu)成與研究組一致。排除標(biāo)準(zhǔn)：①合并其他嚴(yán)重的軀體疾病的患者；②有精神疾病或精神疾病既往史；③腦卒中史及再發(fā)腦創(chuàng)傷史。④腦外傷后持續(xù)昏迷或植物人狀態(tài)患者。平均年齡(35.26±11.42)歲，性別：男28例，女20例。
1.2 研究方法 在患者家屬的配合下獲取患者的一般情況以及腦外傷的情況，包括，性別，年齡，受教育程度，住院時(shí)間以及臨床特征。具體內(nèi)容有：①格拉斯哥昏迷評(píng)分(GCS)：共有運(yùn)動(dòng)、語(yǔ)言和睜眼3大部分，將3部分得分相加，即得到GCS評(píng)分。②意識(shí)障礙時(shí)間。③CT陽(yáng)性發(fā)現(xiàn)：包括血腫量、中線移位等異常表現(xiàn)，損傷范圍以及有無(wú)腦干損傷等。此外還對(duì)患者進(jìn)行艾森克人格問(wèn)卷(EPQ)和歸因方式問(wèn)卷。
1.3 調(diào)查方法 所有調(diào)查內(nèi)容均由2名精神科主任醫(yī)師和1名神經(jīng)科主任醫(yī)師組成的專(zhuān)家組討論所得，包括的調(diào)查因素為有無(wú)顱內(nèi)血腫，有無(wú)腦干損傷，腦組織損傷范圍，GCS評(píng)分，EPQ評(píng)分和歸因方式評(píng)分。以是否出現(xiàn)精神障礙作為因變量。問(wèn)卷調(diào)查由2名精神科主治醫(yī)師經(jīng)過(guò)12學(xué)時(shí)的培訓(xùn)后進(jìn)行(kappa=0.85)。
1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 所有調(diào)查所的資料輸入計(jì)算機(jī)，應(yīng)用SPSS13.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)處理，涉及的統(tǒng)計(jì)學(xué)方法包括t檢驗(yàn)、卡方檢驗(yàn)和Logistic回歸，P
2 結(jié)果
2.1 研究組與對(duì)照組的基本資料比較 研究組和對(duì)照組的年齡、性別構(gòu)成、受教育程度比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)。
2.2 研究組與對(duì)照組各個(gè)單項(xiàng)比較的結(jié)果 將研究組和對(duì)照組的納入研究的因素進(jìn)行比較，具體結(jié)果見(jiàn)表1。
表1
研究組與對(duì)照組各項(xiàng)研究因素比較
比較內(nèi)容研究組對(duì)照組統(tǒng)計(jì)量值P值
顱內(nèi)血腫21例(48例)15例(48例)χ2=4.680.03
腦干損傷12例(48例)8例(48例)χ2=4.350.04
損傷范圍*單22/雙15/三11單27/雙12/三9χ2=12.620.00
GCS評(píng)分7.24±2.179.85±2.56t=7.520.00
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EPQ評(píng)分36.24±8.4727.29±9.02t=8.640.00
歸因方式50.26±12.2641.42±10.18t=6.590.00
注：*：“單”是指單個(gè)腦葉，“雙”是累及兩個(gè)腦葉，“三”是指累及三個(gè)腦葉或以上
2.3 Logistic回歸分析結(jié)果 將研究組和對(duì)照組分別作為陽(yáng)性和陰性結(jié)果設(shè)置為因變量，分別引入人格、腦損傷范圍、顱內(nèi)血腫、格拉斯哥分度量表評(píng)分(GCS)、腦干損傷及歸因方式作為自變量，進(jìn)行Logistic回歸分析，變量賦值及l(fā)ogistic回歸詳見(jiàn)表23。
表2
變量定義及賦值情況
變量變量名稱(chēng)變量賦值
X1顱內(nèi)血腫0=無(wú)，1=有
X2腦損傷范圍1=一個(gè)腦葉，2=兩個(gè)腦葉；3=3個(gè)以及上
X3腦干損傷0=無(wú)，1=有
X4GCS評(píng)分實(shí)際評(píng)分
X5EPQ評(píng)分實(shí)際評(píng)分
X6歸因方式評(píng)分實(shí)際評(píng)分
Y精神障礙0=未見(jiàn)精神障礙，1=出現(xiàn)精神障礙
表3
經(jīng)過(guò)3步迭代后進(jìn)入方程的變量
變量變量名稱(chēng)BS EWalddfsig.Exp(B)
X4GCS評(píng)分1.0080.2198.32510.0022.078
X5EPQ評(píng)分0.8630.0876.54810.0011.983
X6歸因方式1.2680.2539.64110.0002.154
注：根據(jù)表3可知Y=1.008×X4+0.863×X5+1.268×X6+10.329.
3 討論
腦外傷所致精神障礙的臨床表現(xiàn)十分豐富，其中以智力損傷為主，還包括躁狂表現(xiàn)、抑郁表現(xiàn)、神經(jīng)癥樣改變、精神分裂表現(xiàn)以及人格改變等，其中腦外傷所致精神病性癥狀者占34.3%，其中以感知覺(jué)障礙、思維形式障礙、思維內(nèi)容障礙多見(jiàn)［2］。本研究?jī)H關(guān)注精神分裂型的患者，目的是避免混雜有其他癥狀表現(xiàn)，使影響因素發(fā)生改變。專(zhuān)家組選取的被選因素是在綜述文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)于經(jīng)過(guò)Meta分析證實(shí)有意義的單個(gè)因素進(jìn)行綜合考察，看其在腦外傷所致精神障礙的發(fā)病過(guò)程當(dāng)中的相對(duì)貢獻(xiàn)和整體作用。經(jīng)過(guò)表1可知這些獨(dú)立的危險(xiǎn)因素，包括有無(wú)顱內(nèi)血腫，有無(wú)腦干損傷，腦組織損傷范圍，GCS評(píng)分，EPQ評(píng)分和歸因方式評(píng)分在研究組和對(duì)照組確差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P
張登科等［4］曾經(jīng)對(duì)腦外傷所致精神障礙患者的心理理論和影響因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)由于腦損傷會(huì)累及相應(yīng)的腦部區(qū)域，最終導(dǎo)致心理理論障礙。其實(shí)質(zhì)就是一種獨(dú)立的認(rèn)知成分。歸因方式體現(xiàn)在被試對(duì)于引起焦慮情境的認(rèn)知評(píng)價(jià)，與心理理論在某種意義上都是對(duì)引起適應(yīng)不良行為的認(rèn)知因素的評(píng)價(jià)，本研究中發(fā)現(xiàn)研究組和對(duì)照組對(duì)于自己和境況的歸因方式有著明顯不同(詳見(jiàn)表1)，在預(yù)測(cè)方程當(dāng)中可以見(jiàn)到歸因方式的權(quán)重也最大，可見(jiàn)腦外傷所致精神障礙不單純是生物學(xué)損害的結(jié)果，還與患者的認(rèn)知方式有關(guān)。
表1中EPQ評(píng)分在研究組和對(duì)照組差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P
關(guān)鍵詞 高中生 心理健康 歸因風(fēng)格
中圖分類(lèi)號(hào)：B844.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A
0引言
隨著人們對(duì)青少年發(fā)展的日益重視，關(guān)注青少年心理健康，發(fā)掘促進(jìn)青少年心理健康的要素及探究相互間的關(guān)系，成為越來(lái)越多心理工作者的研究課題。青少年時(shí)期是心理發(fā)展的關(guān)鍵期，此階段的心理發(fā)展?fàn)顩r對(duì)其學(xué)習(xí)、生活習(xí)慣的建立具有不可替代的影響，而身心發(fā)展的不平衡使得青少年面臨種種心理危機(jī)，其在應(yīng)對(duì)負(fù)性生活事件時(shí)，會(huì)呈現(xiàn)出或積極或消極的歸因風(fēng)格。相關(guān)研究表明，青少年對(duì)負(fù)性生活事件的歸因風(fēng)格，可以對(duì)其心理健康狀況作出良好的估計(jì)。
歸因風(fēng)格是指?jìng)€(gè)體在長(zhǎng)期歸因過(guò)程中形成的一種穩(wěn)定的歸因傾向，分為積極歸因風(fēng)格與消極歸因風(fēng)格。大量的國(guó)內(nèi)外研究表明，青少年對(duì)負(fù)性生活事件的歸因風(fēng)格對(duì)其心理健康狀況有重要影響。其中，積極歸因風(fēng)格是指?jìng)€(gè)體傾向于對(duì)負(fù)性生活事件做出不穩(wěn)定的、局部的、外部的歸因，積極歸因風(fēng)格與心理健康水平呈正相關(guān)；消極歸因風(fēng)格是指?jìng)€(gè)體傾向于對(duì)負(fù)性生活事件做出穩(wěn)定的、整體的、內(nèi)部的歸因，消極歸因風(fēng)格與心理健康水平呈負(fù)相關(guān)。
那么，青少年對(duì)負(fù)性生活事件的歸因風(fēng)格受哪些因素影響呢？研究表明性別、社會(huì)支持系統(tǒng)的完善與否、家庭經(jīng)濟(jì)收入等因素都可能成為影響因素，而高中生住校與否、獨(dú)生子女與否、其所能從社會(huì)支持系統(tǒng)中所能獲得的社會(huì)支持也有所變化。因此，本研究將性別、住校與否、獨(dú)生子女與否、家庭經(jīng)濟(jì)收入作為自變量，以高中生對(duì)負(fù)性生活事件歸因風(fēng)格為因變量。研究假設(shè)高中生對(duì)負(fù)性生活事件的歸因風(fēng)格在性別、獨(dú)生子女與否、住校與否、家庭經(jīng)濟(jì)收入上存在差異。意圖通過(guò)研究高中生人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量與其對(duì)負(fù)性生活事件歸因風(fēng)格的關(guān)系，以找出人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量中歸因風(fēng)格的預(yù)測(cè)因子。
1對(duì)象和方法
被試：在婁底市兩所中學(xué)整班抽取6個(gè)班，共217名學(xué)生作為本研究的正式研究對(duì)象。年齡為14到18歲，男生占50.8%，女生占49.2%。其中獨(dú)生子女占53.3%，非獨(dú)生子女占46.7%。走讀生占51.8%，住校生占48.2%。家庭每月總收入在1000元以下占2.5%，1000～2000元占9.6%，2000～3000元占12.2%，3000～4000元占22.8%，4000～5000元占18.3%，5000元以上占34.5%。
2研究用測(cè)評(píng)工具
青少年歸因風(fēng)格問(wèn)卷：根據(jù)我國(guó)青少年常見(jiàn)的負(fù)性生活事件，筆者基于國(guó)內(nèi)學(xué)者歸因風(fēng)格問(wèn)卷的編制方法，選出5個(gè)學(xué)業(yè)和人際交往中出現(xiàn)頻次高的負(fù)性生活事件，編為青少年歸因風(fēng)格問(wèn)卷，被試學(xué)生應(yīng)對(duì)負(fù)性生活事件發(fā)生的原因從原因源（內(nèi)在―外在）、穩(wěn)定性（穩(wěn)定―不穩(wěn)定）、普遍性（整體―局部）三個(gè)維度做出回答，量表采用七分制，其中歸因的內(nèi)在―外在維度采用了反向記分，低分表示學(xué)生對(duì)負(fù)性事件的發(fā)生做出傾向于外在的、不穩(wěn)定的、局部的歸因，高分表示學(xué)生對(duì)負(fù)性事件的發(fā)生做出傾向于內(nèi)在的、穩(wěn)定的、整體的歸因。
問(wèn)卷進(jìn)行了預(yù)測(cè)，在測(cè)評(píng)過(guò)程中，學(xué)生均可根據(jù)問(wèn)卷的指導(dǎo)語(yǔ)自行評(píng)定，問(wèn)卷并無(wú)明顯的歧義和理解上的困難。
3研究程序
研究以班級(jí)為單位進(jìn)行問(wèn)卷評(píng)測(cè)，評(píng)測(cè)之前由筆者向被試講解研究目的、意義及用途，特別強(qiáng)調(diào)測(cè)試結(jié)果絕對(duì)保密，且與學(xué)校管理和評(píng)優(yōu)無(wú)關(guān)，以圖排除學(xué)生的被試效應(yīng)。采用統(tǒng)一的指導(dǎo)語(yǔ)，由研究者及該校的心理老師擔(dān)任主試進(jìn)行團(tuán)體匿名評(píng)測(cè)。評(píng)定過(guò)程大約需要20～30分鐘。共發(fā)放問(wèn)卷230份，回收217份，回收率94.35%，有效問(wèn)卷197份，有效率為90.78%。主要統(tǒng)計(jì)方法為多變量方差分析。
4結(jié)果
4.1問(wèn)卷信度
在青少年歸因風(fēng)格問(wèn)卷中，總項(xiàng)目的Cronbach’s 系數(shù)為0.895，Spearman-Brown分半信度為0.791，三個(gè)維度的 系數(shù)、分半信度見(jiàn)表1。
4.2青少年在各維度歸因風(fēng)格的得分情況
所有正式調(diào)查被試在內(nèi)在―外在維度得分為4.19？.00，整體―局部維度得分為3.24？.02分，穩(wěn)定―不穩(wěn)定維度得分為3.36？.18。
4.3歸因風(fēng)格的差異性檢驗(yàn)
2（性別）x2（是否獨(dú)生子女）x2（是否住校）x6（家庭收入狀況）的MANOVA分析結(jié)果表明，家庭收入狀況（Wilk’s ∧=.801，F(xiàn)=2.912，p
MANOVA分析結(jié)果表明：家庭收入對(duì)高中生負(fù)性生活事件歸因風(fēng)格的三個(gè)維度都存在顯著影響，具體表現(xiàn)為家庭收入低的高中生，傾向于對(duì)負(fù)性生活事件做出內(nèi)在的、穩(wěn)定的、整體的歸因，呈現(xiàn)出消極歸因風(fēng)格，而家庭收入高的高中生，則傾向于對(duì)負(fù)性生活事件做出外在的、不穩(wěn)定的、局部的歸因，呈現(xiàn)出積極歸因風(fēng)格。
5分析與討論
5.1家庭經(jīng)濟(jì)收入
本研究表明，良好的家庭經(jīng)濟(jì)環(huán)境會(huì)給青少年的認(rèn)知發(fā)展、情緒適應(yīng)等方面產(chǎn)生極大的支持和促進(jìn)作用。研究數(shù)據(jù)結(jié)果表明，家庭經(jīng)濟(jì)環(huán)境可以顯著地負(fù)向預(yù)測(cè)高中生對(duì)負(fù)性生活事件的歸因風(fēng)格：高中生的歸因風(fēng)格介于消極歸因風(fēng)格與積極歸因風(fēng)格之間，家庭收入在1000以下的學(xué)生傾向于對(duì)負(fù)性生活事件尋求內(nèi)在的、穩(wěn)定的、整體的解釋?zhuān)聪麡O歸因風(fēng)格；家庭收入中等的學(xué)生占到所調(diào)查學(xué)生的半數(shù)以上，其歸因風(fēng)格相對(duì)中性；家庭收入較高的學(xué)生則傾向于對(duì)負(fù)性生活事件進(jìn)行外在的、不穩(wěn)定的、局部的歸因，即積極歸因風(fēng)格。家庭經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)高中生心身健康的促進(jìn)作用體現(xiàn)在，一方面，父母通過(guò)運(yùn)用家庭的經(jīng)濟(jì)水平對(duì)子女的發(fā)展進(jìn)行投資，加速其在思想、態(tài)度方面的成長(zhǎng)，家庭經(jīng)濟(jì)收入越高，則父母越能為孩子提供更好的學(xué)習(xí)和物質(zhì)條件，這種建設(shè)性的支持氛圍有利于幫助青少年形成積極的歸因風(fēng)格；另一方面，那些來(lái)自低收入家庭的高中生則面臨較多的家庭壓力，父母能為其提供的學(xué)習(xí)和物質(zhì)條件相對(duì)有限，而這些本身會(huì)讓學(xué)生在學(xué)校的社會(huì)比較中產(chǎn)生自卑心理，而已有研究證明，個(gè)體的自信水平與其歸因風(fēng)格又存在高度正相關(guān)。
5.2性別
在其他自變量上，高中生在其負(fù)性生活事件歸因風(fēng)格各維度上不存在顯著的性別差異，這與之前的研究結(jié)果一致。高中生的歸因風(fēng)格是否存在性別差異，目前學(xué)界對(duì)此并無(wú)定論，這可能與研究的問(wèn)卷版本不同或者采用的評(píng)估維度不同有關(guān)。
5.3獨(dú)生子女與否
本研究發(fā)現(xiàn)相較于非獨(dú)生子女，獨(dú)生子女的歸因風(fēng)格更傾向于消極，但兩者又并不存在顯著差異，原因是多種多樣的，雖然中國(guó)式的家庭交流模式使得青少年、尤其是獨(dú)生子女在叛逆期更容易產(chǎn)生出現(xiàn)心理問(wèn)題隱患，但通過(guò)學(xué)校及在線等其他交流渠道，現(xiàn)代的高中生可以獲得自各個(gè)層面的社會(huì)支持，進(jìn)而在歸因時(shí)懂得運(yùn)用一些策略幫助自己使自己變得更加理智、積極，從而縮小了獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女之間的差異。
5.4住校與否
高中生對(duì)負(fù)性生活事件的歸因風(fēng)格在住校與否上，不存在顯著的差異。原因同上，可能住校生缺乏來(lái)自家庭的支持，可以從在線交流、學(xué)校中與同學(xué)交流的社會(huì)支持中獲得。
6結(jié)論
基于以上研究結(jié)果得出以下結(jié)論：第一，高中生整體歸因風(fēng)格相對(duì)中性，其中，家庭經(jīng)濟(jì)收入低的高中生歸因風(fēng)格相對(duì)消極，家庭經(jīng)濟(jì)收入高的高中生歸因風(fēng)格相對(duì)積極。第二，貧困家庭的學(xué)生應(yīng)該得到重點(diǎn)關(guān)注，列為學(xué)校的心理輔導(dǎo)工作的重點(diǎn)對(duì)象。
7展望
在本研究中，我們發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)濟(jì)收入能夠顯著負(fù)向地預(yù)測(cè)高中生對(duì)負(fù)性生活事件的歸因風(fēng)格，其中，尤其以低收入家庭對(duì)高中生歸因風(fēng)格的消極傾向影響顯著。基于此，對(duì)于高中生心理健康的關(guān)注，我們應(yīng)該從高中生家庭經(jīng)濟(jì)收入對(duì)其歸因風(fēng)格的影響著手，將預(yù)防重點(diǎn)放在低收入家庭高中生上，關(guān)注低收入家庭高中生的心理健康狀況，幫助學(xué)生培養(yǎng)正確的歸因方式，促進(jìn)其心理健康發(fā)展。
參考文獻(xiàn)
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[3] 康安寧.初中生歸因風(fēng)格、應(yīng)對(duì)方式與焦慮的關(guān)系研究[D].上海師范大學(xué)，2015.
1.1應(yīng)對(duì)方式量表本問(wèn)卷由肖計(jì)劃等依據(jù)國(guó)外多個(gè)有關(guān)應(yīng)付方式的問(wèn)卷改編而成，該問(wèn)卷包括62個(gè)條目，共分為6個(gè)分量表，分別為解決問(wèn)題、自責(zé)、求助、幻想、退避、合理化。該問(wèn)卷具有良好的信度和效度，各題的因素負(fù)荷值均在0.35以上，6個(gè)應(yīng)付因子重測(cè)相關(guān)系數(shù)分別是。
1.2一般自我效能感問(wèn)卷選取Schwarz等人編制的一般自我效能感量表(GSES)，該量表由10個(gè)題目組成，內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbachα值為0．87，重測(cè)信度為0．83。
1.3大學(xué)生主觀幸福感量表本研究采用的大學(xué)生主觀幸福感量表修訂自臺(tái)灣學(xué)者施建彬(1996)的中國(guó)人幸福感量表。因原量表的構(gòu)念良好，用于河南地區(qū)大學(xué)生的主觀幸福感仍相當(dāng)適用，故本研究未改變量表的原有架構(gòu)及題目編排順序。因其中部分題目的用語(yǔ)不太符合大學(xué)生當(dāng)前的生活狀態(tài)，故對(duì)這些題目加以修改。修訂過(guò)的幸福感量表的效標(biāo)效度為0.85，重測(cè)信度為0.93，內(nèi)部一致性Cronbachα值為0.95。
1.4施測(cè)程序采用集體施測(cè)，在任課老師的協(xié)助下由研究者擔(dān)任主試，統(tǒng)一指導(dǎo)語(yǔ)，強(qiáng)調(diào)保密原則，現(xiàn)場(chǎng)匿名獨(dú)立填寫(xiě)，當(dāng)場(chǎng)收回。在量表施測(cè)的同時(shí)獲得被試的一般人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料，如年級(jí)、性別等。測(cè)試完畢現(xiàn)場(chǎng)回收問(wèn)卷并剔除作答不完全或明顯隨意勾畫(huà)的問(wèn)卷。
1.5統(tǒng)計(jì)學(xué)處理采用統(tǒng)計(jì)軟件包SPSS13.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)處理，選用的統(tǒng)計(jì)方法有描述統(tǒng)計(jì)、獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、方差分析、皮爾遜(Pearson)相關(guān)分析、逐步回歸分析。顯著性水平取α=0.05(雙側(cè)檢驗(yàn))。
2研究結(jié)果
2.1臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)本科生主觀幸福感得分情況結(jié)果如表1所示，臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)本科生中男生的主觀幸福感平均得分和女生的平均得分為都高于表示“偏向正面態(tài)度”的48分，低于表示“較強(qiáng)正面態(tài)度”的96分，表示臨床醫(yī)學(xué)業(yè)本科生的主觀幸福感狀況良好，且不同性別及不同年級(jí)的臨床本科生主觀幸福感得分差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P＞0.05)。結(jié)果如表1所示，臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)本科生的主觀幸福感平均得分(67.81±13.58)高于表示“偏向正面態(tài)度”的48分，低于表示“較強(qiáng)正面態(tài)度”的96分，表示臨床本科生的主觀幸福感狀況良好，但程度不強(qiáng);且不同性別及不同年級(jí)臨床本科生的主觀幸福感得分差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P＞0.05)。
2.2不同自我效能水平主觀幸福感的差異比較將被試在自我效能感問(wèn)卷得分進(jìn)行高低排序，將總?cè)藬?shù)前27%歸為高分組，后27%歸為低分組，研究不同自我效能水平臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)本科生主觀幸福感之間的差異，結(jié)果顯示，臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)本科生中高自我效能組學(xué)生的主觀幸福感得分(73人，87.45±14.87分)高于低自我效能組學(xué)生的得分(102人，56.72±12.36分)，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(t=9.05，P=0.000)
2.3應(yīng)對(duì)方式、自我效能和主觀幸福感的相關(guān)分析從表2可以看出，應(yīng)對(duì)方式維度中，解決問(wèn)題、求助兩個(gè)維度與主觀幸福感及自我效能感均呈顯著正相關(guān);自責(zé)、幻想、退避、合理化四個(gè)維度與主觀幸福感及自我效能感均呈顯著負(fù)相關(guān)。臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)本科生主觀幸福感與自我效能感呈顯著正相關(guān)。
2.4歸因方式、自我效能預(yù)測(cè)主觀幸福感的逐步回歸分析為進(jìn)一步驗(yàn)證歸因方式、自我效能感對(duì)主觀幸福感的預(yù)測(cè)能力，以自我效能感及歸因方式的六個(gè)維度為自變量，主觀幸福感為因變量做逐步回歸分析。結(jié)果顯示，自我效能和歸因方式中的解決問(wèn)題和自責(zé)兩個(gè)維度進(jìn)入了回歸方程，自我效能和解決問(wèn)題維度對(duì)主觀幸福感具有一定的正向預(yù)測(cè)作用，自責(zé)維度對(duì)主觀幸福感具有一定的負(fù)向預(yù)測(cè)作用，他們可以共同解釋主觀幸福感變異程度的28.4%(校正的R2=0.284)。
3討論
調(diào)查結(jié)果顯示，臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)本科生能夠體驗(yàn)到較高程度的主觀幸福感，這與國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)醫(yī)學(xué)生的主觀幸福感的調(diào)查結(jié)果相一致。分析原因，首先與大學(xué)生生活的年代與環(huán)境有關(guān)，現(xiàn)代大學(xué)生多來(lái)自獨(dú)生子女家庭，擁有的物質(zhì)條件也比較優(yōu)越，受到來(lái)自父輩的關(guān)愛(ài)和關(guān)注比較多，因此大學(xué)生從物質(zhì)方面及家庭生活中獲得的幸福感還是比較強(qiáng)烈的;此外，隨著近年來(lái)臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)的升溫，作為熱門(mén)專(zhuān)業(yè)的學(xué)生與同齡人相比可能會(huì)產(chǎn)生較強(qiáng)烈的優(yōu)越感，因此體驗(yàn)到更多的主觀幸福感和生活滿(mǎn)意感。但是隨著改革開(kāi)放的深入和社會(huì)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，一些西方國(guó)家的價(jià)值觀、生活方式開(kāi)始影響到當(dāng)代大學(xué)生的幸福觀，使得越來(lái)越多的大學(xué)生開(kāi)始過(guò)度關(guān)注自身的物質(zhì)利益及生存狀況，造成他們感受幸福能力的缺失及人際關(guān)系的緊張。另外，臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)本科生學(xué)習(xí)壓力較大，也是造成他們幸福感程度不強(qiáng)的一個(gè)重要原因。
此外，影響臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)本科生主觀幸福感的一個(gè)重要因素是自我效能感，高低自我效能組臨床本科生的主觀幸福感得分存在統(tǒng)計(jì)學(xué)差異，回歸分析也表明自我效能感對(duì)主觀幸福感有顯著的回歸效應(yīng)，這些都表明臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)本科生的自我效能感和主觀幸福感之間存在著密切聯(lián)系。大學(xué)生作為一個(gè)成長(zhǎng)中的團(tuán)體，如果在生活和學(xué)習(xí)中形成了低自我效能感，就會(huì)感覺(jué)自己沒(méi)有能力應(yīng)對(duì)生活中遇到的的困難和挫折，進(jìn)而產(chǎn)生抑郁、焦慮等不良情緒，導(dǎo)致幸福感下降。因此，自我效能感的提升對(duì)提高大學(xué)生主觀幸福感有重要作用，吳心靈等(2010)的研究結(jié)果也表明醫(yī)學(xué)生的自我效能感越高，其主觀幸福感也越高。
一、研究方法
1.被試
從山東省某市抽取初中與高中生共318人作為被試進(jìn)行匿名作答，當(dāng)場(chǎng)回收問(wèn)卷。整理后得到有效問(wèn)卷296份。
2.工具
《考試成敗歸因量表》，由韓仁生編制，分八個(gè)子量表，共32個(gè)題目，采用5級(jí)評(píng)分，量表的α系數(shù)為0.832；《中學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表》，由胡俏編制，包括情緒耗竭、學(xué)習(xí)的低效能感、師生疏離及生理耗竭四個(gè)維度，共21個(gè)題目，采用5級(jí)評(píng)分，分?jǐn)?shù)越高說(shuō)明學(xué)習(xí)倦怠越嚴(yán)重，量表的α系數(shù)為0.88；《領(lǐng)悟社會(huì)支持評(píng)定量表》，由姜乾金修訂，包括家庭支持、朋友支持和其他支持三個(gè)維度，共12個(gè)題目，采用7級(jí)評(píng)分，分?jǐn)?shù)越高說(shuō)明領(lǐng)悟社會(huì)支持水平越高，量表的α系數(shù)0.90。
3.統(tǒng)計(jì)工具
使用SPSS16.0和LISERL8.7統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和分析。
二、調(diào)查結(jié)果
1.不同領(lǐng)悟社會(huì)支持水平的歸因方式與學(xué)習(xí)倦怠的差異
對(duì)于領(lǐng)悟社會(huì)支持，用統(tǒng)計(jì)學(xué)的方法將被試分為高分組與低分組，考察高低分組的內(nèi)外部歸因差異和學(xué)習(xí)倦怠差異。領(lǐng)悟社會(huì)支持高分組的內(nèi)部歸因和外部歸因得分顯著高于低分組；領(lǐng)悟社會(huì)支持高分組的學(xué)習(xí)倦怠得分顯著低于低分組；高分組間、低分組間的內(nèi)外部歸因差異均不顯著。
的差異（M±SD）
2.各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)
領(lǐng)悟社會(huì)支持、考試歸因與學(xué)習(xí)倦怠間的相關(guān)均顯著，領(lǐng)悟社會(huì)支持與考試歸因呈正相關(guān)，與學(xué)習(xí)倦怠呈負(fù)相關(guān)，考試歸因與學(xué)習(xí)倦怠呈負(fù)相關(guān)，結(jié)果如表2。
3.考試歸因在領(lǐng)悟社會(huì)支持與學(xué)習(xí)倦怠間的中介效應(yīng)
（1）領(lǐng)悟社會(huì)支持對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的影響
如果X通過(guò)影響變量M來(lái)影響Y，則稱(chēng)M為中介變量。領(lǐng)悟社會(huì)支持（X）與學(xué)習(xí)倦?。╕）相關(guān)顯著，符合中介效應(yīng)檢驗(yàn)的大前提。為了檢驗(yàn)領(lǐng)悟社會(huì)支持對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的直接效應(yīng)，首先做領(lǐng)悟社會(huì)支持對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的回歸模型。結(jié)果顯示，領(lǐng)悟社會(huì)支持對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的路徑系數(shù)為-0.25（t=-3.91，P
（2）考試歸因在領(lǐng)悟社會(huì)支持與學(xué)習(xí)倦怠間的中介作用
根據(jù)邱皓政（2009）介紹的通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型來(lái)檢驗(yàn)中介效應(yīng)的方法[1]，以考試歸因?yàn)橹薪樽兞?，領(lǐng)悟社會(huì)支持為自變量，學(xué)業(yè)倦怠為因變量，建立中學(xué)生考試歸因在領(lǐng)悟社會(huì)支持與學(xué)習(xí)倦怠間的中介模型。結(jié)果顯示，領(lǐng)悟社會(huì)支持對(duì)考試歸因的正向預(yù)測(cè)作用顯著，路徑系數(shù)為0.18（t=2.73，P
學(xué)習(xí)倦怠間的中介模型
三、結(jié)論與分析
1.不同領(lǐng)悟社會(huì)支持水平的考試歸因與學(xué)習(xí)倦怠水平的差異
中學(xué)生領(lǐng)悟社會(huì)支持高分組的內(nèi)歸因、外歸因得分高于低分組；領(lǐng)悟社會(huì)支持高分組的學(xué)習(xí)倦怠得分低于低分組；領(lǐng)悟社會(huì)支持高分組間、低分組間的內(nèi)外部歸因差異均不顯著。這一結(jié)果與以往研究得出的高領(lǐng)悟社會(huì)水平者做內(nèi)歸因，低領(lǐng)悟社會(huì)水平者做外歸因結(jié)論不同，如葉俊杰（2005）指出，內(nèi)控者傾向于將他人的行為知覺(jué)為支持性的；外控者則傾向于將他人的行為解釋為消極的[3]。也有研究指出這可能是領(lǐng)悟社會(huì)支持水平高的學(xué)生歸因方式積極、明確，而領(lǐng)悟社會(huì)支持水平低的學(xué)生則消極、不確定地看待內(nèi)外界的原因所導(dǎo)致的。領(lǐng)悟社會(huì)支持的定義是個(gè)體主觀體驗(yàn)到的社會(huì)支持，所以外部歸因中的教學(xué)質(zhì)量、他人幫助都是對(duì)外界的評(píng)價(jià)與信念，它們對(duì)于領(lǐng)悟社會(huì)支持同樣重要，可以認(rèn)為領(lǐng)悟社會(huì)支持是一個(gè)從外部到內(nèi)部的過(guò)程。
2.領(lǐng)悟社會(huì)支持、考試歸因與學(xué)習(xí)倦怠的相關(guān)
中學(xué)生領(lǐng)悟社會(huì)支持與考試歸因呈正相關(guān)，與學(xué)習(xí)倦怠呈負(fù)相關(guān)；考試歸因與學(xué)習(xí)倦怠呈負(fù)相關(guān)。無(wú)論是做內(nèi)歸因還是外歸因，領(lǐng)悟社會(huì)支持與學(xué)習(xí)倦怠呈顯著的負(fù)相關(guān)，這與以往的研究相一致，如Megalis等人（2003）的研究發(fā)現(xiàn)父母支持、朋友支持與倦怠的情緒耗竭存在負(fù)相關(guān)[4]。祝婧媛（2006）的研究表明學(xué)生體驗(yàn)到的社會(huì)支持越高，學(xué)習(xí)倦怠水平也就越低[5]。Jacobs等人（2003）發(fā)現(xiàn)，社會(huì)支持能夠預(yù)測(cè)低倦怠水平[6]。這可能是由于領(lǐng)悟社會(huì)支持水平高的人也具有積極的人格傾向，能夠積極地看待并更好地解決學(xué)習(xí)生活中的各種問(wèn)題，所以具有較低的學(xué)習(xí)倦怠。
3.考試歸因在領(lǐng)悟社會(huì)支持與學(xué)習(xí)倦怠間的中介作用
中學(xué)生領(lǐng)悟社會(huì)支持對(duì)學(xué)習(xí)倦怠具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用；考試歸因在領(lǐng)悟社會(huì)支持與學(xué)習(xí)倦怠間起部分中介作用。領(lǐng)悟社會(huì)支持作為一種主觀體驗(yàn)到的外界的支持度，影響著個(gè)體心理的其他方面，所以它對(duì)歸因方式起“圖式”的作用，它通過(guò)對(duì)考試歸因這個(gè)低階變量起作用，所以對(duì)學(xué)習(xí)倦怠的直接效應(yīng)降低了。
從上文的分析中可以看出，領(lǐng)悟社會(huì)支持水平高、對(duì)考試歸因積極的中學(xué)生具有低的學(xué)習(xí)倦怠水平。所以在教育中，作為教育者就必須給學(xué)生提供各種形式的支持，并教會(huì)學(xué)生形成正確的成敗歸因方式，從而降低學(xué)習(xí)倦怠水平，提高學(xué)習(xí)成績(jī)。
參考文獻(xiàn)
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[3] 葉俊杰.大學(xué)生領(lǐng)悟社會(huì)支持的影響因素研究.心理科學(xué)，2005（6）.
[4] Megalis，Constantina，N.Does acculturation，socialsupport，and being in an international baccalaureate honors program affect high school students’ academic stress and burnout levels？Dissertation abstracts international:section A:humanities and social sciences，2003（64）.
【關(guān)鍵詞】大學(xué)生 人際成敗 歸因方式
人際交往一直是大家關(guān)注的問(wèn)題，大學(xué)生的人際交往同樣不例外。大學(xué)生對(duì)于人際交往有著強(qiáng)烈的渴望，然而大學(xué)生在交往過(guò)程中，各種各樣的影響因素對(duì)他們的人際關(guān)系造成一定的困擾，除了部分是由于缺乏交往技巧造成的以外，大多數(shù)是由認(rèn)知因素造成的，其中對(duì)交往結(jié)果的歸因不當(dāng)是很重要的一個(gè)因素。為此，本文通過(guò)調(diào)查研究，探討大學(xué)生人際交往成敗不同的歸因方式，為培養(yǎng)大學(xué)生積極健康的人際交往能力，促進(jìn)其社會(huì)化提供參考。
1 對(duì)象與方法
1.1 被試
按照分層隨機(jī)抽樣方法，于2014年9月，選取江西某一醫(yī)學(xué)院校全日制本科學(xué)生一至三三個(gè)年級(jí)200名作為被試，剔除有缺失變量的被試后得到有效問(wèn)卷191份，有效率為95.5%，其中男生95人，女生96人;一年級(jí)79人，二年級(jí)57人，三年級(jí)55人。
1.2工具
采用Lefcourt編制的多維度―多歸因因果量表（MMCS）中的人際關(guān)系分量表，文字修訂后的重測(cè)信度為0.64。該量表共24個(gè)條目，包括有關(guān)成功與失敗的條目各12個(gè)。量表中提出了4類(lèi)可能的歸因：屬于內(nèi)控性的能力和努力，屬于外控性的運(yùn)氣和背景，每個(gè)維度各六個(gè)測(cè)試題目（包括解釋成功和失敗的條目各三個(gè)）。采用五級(jí)評(píng)分制，按Likert五點(diǎn)評(píng)價(jià)尺度作答。從該量表可獲得多種得分，總分、內(nèi)控分和外控分、成功歸因和失敗歸因分以及各因子分?？偡址秶?～96，分?jǐn)?shù)越高，外控性越強(qiáng)。
1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析
采用SPSS16.0軟件處理，對(duì)測(cè)查結(jié)果進(jìn)行t檢驗(yàn)、單因素方差分析和多因素方差分析。
2 結(jié)果
2.1 一般情況
在191位研究對(duì)象中，人際關(guān)系歸因總分最低30分，最高72分，平均得分為50.86±7.65。取平均得分大于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差者為高分組，呈現(xiàn)外控趨勢(shì);得分小于均值減去一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差者為低分組，呈現(xiàn)內(nèi)控趨勢(shì)。方差分析結(jié)果表明，高分組占全體被試的14.1%，低分組占全體被試的14.7%，總體上略?xún)A向于呈現(xiàn)內(nèi)控趨勢(shì)。在人際交往成功時(shí)歸因得分順序?yàn)榕Γ‵=3.084，P=0.048）、能力、背景、運(yùn)氣，傾向于作內(nèi)部歸因;而在人際交往失敗時(shí)，歸因得分順序?yàn)楸尘埃‵=3.525，P=0.031）、運(yùn)氣、努力、能力，傾向于作外部歸因。
2.2大學(xué)生人際成敗歸因方式的性別比較
表1 男女大學(xué)生人際歸因各因子得分比較（±S）
男（n=95） 女（n=96） T P
總分 48.91±7.40 52.80±7.42 -3.632 0.000
成功 25.24±4.20 26.92±4.16 -2.770 0.006
失敗 23.66±4.65 25.89±4.84 -3.234 0.001
內(nèi)控 24.65±5.00 26.16±4.97 -2.085 0.038
外控 24.25±4.46 26.65±4.42 -3.727 0.000
能力 12.02±3.28 12.91±3.04 -1.933 0.055
努力 12.63±2.98 13.25±3.21 -1.382 0.169
運(yùn)氣 11.85±3.09 12.83±2.84 -2.283 0.024
背景 12.40±2.94 13.81±3.21 -3.174 0.002
由表1可知，男女生在總分、成功、失敗、內(nèi)控、外控、運(yùn)氣和背景上都有顯著性差異（T=-3.727～-2.085，P
2.3 大學(xué)生人際成敗歸因方式的年級(jí)比較
表2 不同年級(jí)大學(xué)生人際歸因方式比較（±S）
大一（n=79） 大二（n=57） 大三（n=55） P F
總分 52.22±7.08 51.46±6.51 48.27±8.92 4.763 0.010
成功 26.71±4.08 26.35±3.71 24.91±4.81 3.163 0.046
失敗 25.51±4.72 25.14±4.37 23.36±5.32 3.455 0.034
內(nèi)控 26.01±4.12 25.91±4.96 24.02±6.01 3.023 0.051
外控 26.02±4.49 25.58±4.15 24.25±4.97 3.018 0.051
能力 12.97±2.90 12.60±3.31 11.60±3.33 3.155 0.045
努力 13.04±2.37 13.32±3.40 12.42±3.64 1.240 0.292
運(yùn)氣 12.63±3.09 12.19±2.64 12.09±3.23 0.631 0.533
背景 13.57±2.86 13.38±3.27 12.16±3.26 3.645 0.028
表2顯示，三個(gè)年級(jí)人際歸因總分大體上隨著學(xué)習(xí)年限增加而呈內(nèi)控趨勢(shì)。大一、大二、大三在總分、成功、失敗、能力和背景上表現(xiàn)出顯著性差異（F=3.155～4.763，P
3 討論
3.1 大學(xué)生人際成敗歸因方式總體趨勢(shì)
本研究發(fā)現(xiàn)，總體上大學(xué)生略?xún)A向于作內(nèi)部歸因，即把人際交往成敗歸因于自身的努力或能力;但是外部歸因得分與以往的研究相比也顯著增加。大部分學(xué)生將社交成功歸因于內(nèi)部原因，歸因得分順序?yàn)榕?、能力、背景、運(yùn)氣;將社交失敗歸因于外部原因，歸因得分順序?yàn)楸尘?、運(yùn)氣、努力、能力，這與董圣鴻等的研究基本一致。人們將成功產(chǎn)生的歡樂(lè)歸于自己，因失敗產(chǎn)生的沮喪推諉于他人或環(huán)境因素，這可能是屬于維護(hù)自尊心、消除焦慮的防御機(jī)制的一種功能，也是建立在動(dòng)機(jī)需要基礎(chǔ)上的一種歸因偏差。在人際成功時(shí)，將成功的結(jié)果歸因于能力和努力，這有助于個(gè)體自信心的樹(shù)立、自尊心的提高，尤其努力是一種內(nèi)部的可控制的因素，反映出大學(xué)生在建立一種良好的人際關(guān)系時(shí)會(huì)在努力層面上下功夫，說(shuō)明在交往成功時(shí)，會(huì)產(chǎn)生積極的正效應(yīng)，會(huì)繼續(xù)努力去獲得成功，表明他們的歸因模式屬于積極歸因模式;大學(xué)生是高考進(jìn)入大學(xué)的佼佼者，自我意識(shí)強(qiáng)，自信心高，在交往失敗時(shí)很少懷疑自己的能力，將失敗的結(jié)果歸因于外部因素如背景和運(yùn)氣，容易使個(gè)體在出現(xiàn)人際關(guān)系問(wèn)題時(shí)感到不可控制，這是一種消極的認(rèn)知方式，對(duì)改善人際關(guān)系沒(méi)有太大的幫助，會(huì)出現(xiàn)無(wú)能為力感，不利于個(gè)體的心理健康。
3.2大學(xué)生人際成敗歸因方式的性別差異
研究發(fā)現(xiàn)，男女生之間的歸因方式存在顯著的性別差異。由于在個(gè)性、身體發(fā)育機(jī)能、心理整合能力發(fā)展階段等方面的不同，導(dǎo)致男女歸因方式出現(xiàn)顯著性差異。
現(xiàn)代社會(huì)所倡導(dǎo)的男女平等，使婦女地位得到提高，女生自信心普遍隨之增強(qiáng)，認(rèn)為自己在能力、努力上并不亞于男生，所以在能力、努力方面無(wú)顯著性差異。
此外，在失敗情境下，女生比男生更加傾向于外在歸因，這表明女生在交往失敗時(shí)，傾向于將失敗歸因于背景和運(yùn)氣，顯示出女生在出現(xiàn)人際關(guān)系問(wèn)題時(shí)會(huì)感到只是自己運(yùn)氣或環(huán)境不好，而不從自身找原因，同時(shí)外部因素是不可控制的，從而不利于良好人際關(guān)系的形成。有調(diào)查發(fā)現(xiàn)，一些女生不敢向異性同學(xué)打招呼，歸因于自己來(lái)自農(nóng)村，長(zhǎng)得不漂亮等;而一些學(xué)生把自己交往范圍小歸因?yàn)閷?duì)方考慮地位、家庭背景、利益等因素過(guò)多，而不是歸因于自己沒(méi)有主動(dòng)與人交流、自己的興趣愛(ài)好不夠廣泛等。也就是說(shuō)，他們傾向于將失敗交往歸因于外部因素，而不是內(nèi)部因素。本研究也證實(shí)了這一點(diǎn)。把失敗的結(jié)果歸因于外部的、不穩(wěn)定的、不可以控制的因素，沒(méi)有認(rèn)識(shí)到自身原因，這種自我保護(hù)的歸因方式使他們?cè)谝院蟮慕煌腥匀晃倚形宜?，怨天尤人，最終導(dǎo)致交往能力不足，人際關(guān)系不和諧。同時(shí)，這也預(yù)示著女生廣泛接觸社會(huì)以后，在社會(huì)適應(yīng)及情緒穩(wěn)定性方面可能會(huì)出現(xiàn)失落，進(jìn)而影響其自信心。
3.3大學(xué)生人際成敗歸因方式的年級(jí)差異
不同年級(jí)的大學(xué)生人際歸因也表現(xiàn)出顯著性差異，并且隨著學(xué)習(xí)年限的增加表現(xiàn)出內(nèi)控趨勢(shì)，即大二比大一、大三比大二表現(xiàn)得更為內(nèi)控。學(xué)習(xí)年限（年級(jí)）的差異導(dǎo)致的歸因方式不同可能與環(huán)境改變有關(guān)。據(jù)調(diào)查研究，環(huán)境是影響人們歸因的主要因素之一。由于大一學(xué)生都是高考進(jìn)入大學(xué)的佼佼者，自信心強(qiáng)，傾向于以自我為中心，并且對(duì)大學(xué)學(xué)習(xí)、生活、人際環(huán)境感到陌生，容易出現(xiàn)適應(yīng)不良;隨著學(xué)習(xí)年限的增長(zhǎng)，人際交往水平隨心理適應(yīng)能力的增強(qiáng)，知識(shí)經(jīng)驗(yàn)的豐富，人際經(jīng)驗(yàn)不斷提高而不斷提高，從而呈內(nèi)控趨勢(shì)。已有研究表明，內(nèi)控者在社會(huì)適應(yīng)及情緒安定上優(yōu)于外控者。內(nèi)控型的人能對(duì)社會(huì)信息進(jìn)行獨(dú)立判斷，更有內(nèi)在動(dòng)力穩(wěn)定地追求既定目標(biāo)，而外控型的人更傾向于依從或從眾，更傾向于接受外部信息的暗示，更依賴(lài)于外部環(huán)境與他人的暗示或誘導(dǎo)。隨著學(xué)習(xí)年級(jí)的增長(zhǎng)，大學(xué)生越來(lái)越意識(shí)到在人際交往中付出努力的重要性，說(shuō)明他們隨著年級(jí)的增加在社會(huì)適應(yīng)及情緒穩(wěn)定性方面趨向積極。
【參考文獻(xiàn)】
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【關(guān)鍵詞】2型糖尿病；腦血管??；危險(xiǎn)因素
doi：10.3969/j.issn.1004-7484（x）.2013.11.104文章編號(hào)：1004-7484（2013）-11-6374-02
在臨床醫(yī)療中2型糖尿病多見(jiàn)合并有腦血管病變，雖然此類(lèi)報(bào)道亦多見(jiàn)諸報(bào)端，但是對(duì)于引發(fā)本病與腦血管病變的危險(xiǎn)因素的因素歸因研究分析的報(bào)道較少。本研究以分組對(duì)照為研究方法，在針對(duì)兩組病患的臨床對(duì)照觀察中逐步將影響2型糖尿病全并腦血管病變的因素一一找出，并對(duì)其影響程度進(jìn)行歸因，最終找到影響最大的幾種主因?，F(xiàn)將研究經(jīng)過(guò)報(bào)告如下：1資料與方法
1.1研究對(duì)象針對(duì)120例2型糖尿病病患，按其是否合并腦血管病變分為兩組，其中合并腦血管病變的病患67例，無(wú)大血管病變的病患53例。120例病患中男性病患為71例，女性病患為49例，平均年齡為46.7歲，所有病患的病程均在5年以上。合并組與對(duì)照組的在性別、年齡、病程等方面在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上并無(wú)顯著性差異，兩組病患具有可對(duì)照性。合并組中的67例病患的年齡39歲至59歲之間，平均年齡為48.3歲，所有病患均曾有過(guò)DM急性并發(fā)癥，近期均服過(guò)降脂類(lèi)藥物，均曾有過(guò)甲狀腺史等。對(duì)照組的53例病患與上述合并組的67例病患均為同時(shí)住院的病患，但是全部53例均未見(jiàn)大血管病變。其余條件與上述合并組的情況基本相同。
1.2診斷標(biāo)準(zhǔn)糖尿病的診斷標(biāo)準(zhǔn)依WHO于1999年頒行的診斷標(biāo)準(zhǔn)為準(zhǔn)，測(cè)得病患的空腹血糖為FBG≥7.0mmol/L或用餐之后2hBG≥11.1mmol/L（需擇日重測(cè)）[1]。缺血性心腦病的診斷標(biāo)準(zhǔn)為依Minesoda心電且伴有典型的心絞痛史或心前胸骨下的放射痛史，且經(jīng)24h動(dòng)態(tài)心電驗(yàn)證，通常病患的心臟近端的狹窄會(huì)≥50%。腦血管病變以及腦梗、腦出血、蛛網(wǎng)膜下腔出血等的臨床診斷標(biāo)準(zhǔn)為CT與MRI驗(yàn)證或多普勒彩超判定，病患的動(dòng)脈內(nèi)膜出現(xiàn)增厚、狹窄、硬化與斑塊等病征[2]。
1.3研究方法根據(jù)2型糖尿病的常見(jiàn)病癥與參與研究的病患的生活習(xí)慣特征等制作問(wèn)卷調(diào)查表格，其中大致包括了病患的日常生活習(xí)慣、運(yùn)動(dòng)保健情況、病史、醫(yī)療經(jīng)過(guò)、有無(wú)并發(fā)癥及其情況等。病患均在清醒知情的狀況下同意參與。
1.4統(tǒng)計(jì)學(xué)分析所獲得的全部數(shù)據(jù)均采用專(zhuān)業(yè)統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件SPSS進(jìn)行處理，計(jì)數(shù)數(shù)據(jù)以卡方檢驗(yàn)，計(jì)量數(shù)據(jù)以t檢驗(yàn)。具體的分析方法為采用logistic回歸進(jìn)行多因素歸因分析。2結(jié)果
2.1日常生活習(xí)慣與2型糖尿病并腦血管病變的關(guān)系從合并組中我們看到低血糖史的合并腦血管病變的病患的發(fā)生率顯著高于對(duì)照組。其他因素與對(duì)照組間未見(jiàn)顯著性差異。
2.2多因素回歸分析將調(diào)查問(wèn)卷的統(tǒng)計(jì)結(jié)果中大多數(shù)合并組中病患的習(xí)慣特征作為因變量，將低血糖史因素作為自變量，logistic多元因素回歸分析的結(jié)果顯示，2型糖尿病合并腦血管病變的病患其危險(xiǎn)因素與下述三種因素相關(guān)：低血糖、經(jīng)常性吸煙、飲食失控[3]。3討論
2型糖尿病并非單純的獲得性疾病，是環(huán)境與遺傳內(nèi)外兩種因素融合的最終結(jié)果。其中膳食對(duì)于腦血管病變的關(guān)系巨大，尤其是本次研究中的病患普遍年紀(jì)較大，新陳代謝本身就已經(jīng)趨緩，糖分的消耗與利用降低，如果飲食失控勢(shì)必加劇糖尿病與腦血管病變，尤其是國(guó)人在晚餐的“夜宴”習(xí)慣對(duì)于腦血管與糖尿病的影響更大。對(duì)于糖尿病病患合并腦血管病征的特性必須對(duì)病患的熱、糖、養(yǎng)分的攝入制訂較為嚴(yán)格的早中晚分配比例與進(jìn)食定量清單，這樣就可以既減輕了胰島細(xì)胞的負(fù)擔(dān)，又可以極大地縮短病患的腦血管的進(jìn)一步狹窄的進(jìn)程。這樣就可以最大化降低本次研究的2型糖尿病合并腦血管病變發(fā)生的可能。本次針對(duì)2型糖尿病合并腦血管病變的研究過(guò)程中，對(duì)于單因素進(jìn)行分析，結(jié)果我們看到，2型糖尿病的病患喜進(jìn)甜、葷食的病患其腦血管病變的危險(xiǎn)性大大增加，而喜素食的人群罹患糖尿病并腦血管病變的病患在臨床中較為少見(jiàn)。且科學(xué)研究發(fā)現(xiàn)，素食對(duì)于血管壁的韌性與擴(kuò)張度以及血管壁的狹窄速度可以得到最大化的改善。雖然不同的病患之間的習(xí)慣差異較大，且由于我國(guó)人群食物的復(fù)雜性，單一食物的歸以目前的研究較難完成，但是，從科學(xué)的角度來(lái)看，飲食的控制已經(jīng)被認(rèn)為是一種既有效又重要的控制糖尿病合并腦血管病變的手段之一。本次研究別將吸煙做為單因素進(jìn)行了分析，結(jié)果表明，經(jīng)常吸煙的2型糖尿病病患其罹患腦血管病變的可能性顯著增高[4]，這與國(guó)外的許多科學(xué)實(shí)驗(yàn)相一致?；A(chǔ)研究表明糖尿病患者經(jīng)常發(fā)作低血糖導(dǎo)致血糖波動(dòng)性升高，能夠加速血管內(nèi)皮細(xì)胞的凋亡和促進(jìn)血管并發(fā)癥的發(fā)生和發(fā)展[5]。2型糖尿病并腦血管病變是非常普遍的現(xiàn)象，作為一名臨床醫(yī)生，有必要對(duì)此普遍存在的醫(yī)學(xué)難題進(jìn)行深入探討來(lái)攻克醫(yī)學(xué)難關(guān)，為我國(guó)醫(yī)學(xué)事業(yè)，為早日解決老年T2DM合并心腦血管病變難題而努力。參考文獻(xiàn)
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關(guān)鍵詞： 大學(xué)生 拖延行為 歸因方式 成就動(dòng)機(jī)
拖延行為普遍存在于在校大學(xué)生群體中，且拖延者的人數(shù)和比例有逐年上升的趨勢(shì)，它對(duì)個(gè)體的學(xué)業(yè)和生活都有重要的影響。成就動(dòng)機(jī)和歸因方式是導(dǎo)致拖延行為的重要因素，但國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于拖延的研究相對(duì)于國(guó)外來(lái)說(shuō)，起步較晚，并且多數(shù)屬于綜述性研究?，F(xiàn)已有研究表明，大學(xué)生拖延行為與成就動(dòng)機(jī)、歸因方式兩兩之間存在顯著相關(guān)。但是，現(xiàn)有的研究較少探討三變量之間的關(guān)系。因此，探討三個(gè)變量之間的關(guān)系，有利于深入理解成就動(dòng)機(jī)、歸因方式兩個(gè)變量對(duì)拖延行為的影響和作用，同時(shí)可以進(jìn)一步豐富拖延行為的相關(guān)研究。拖延行為是拖延個(gè)體自愿做出的一種非理性的回避行為，指的是非必要、后果有害的推遲行為，長(zhǎng)期性的拖延行為會(huì)對(duì)個(gè)體的生活、工作、學(xué)習(xí)產(chǎn)生消極影響。研究發(fā)現(xiàn)，拖延會(huì)引起焦慮，進(jìn)而導(dǎo)致身體處于不健康狀態(tài)。所以，應(yīng)對(duì)大學(xué)生這一群體的拖延行為進(jìn)行及早干預(yù)，否則將會(huì)演變成一種不當(dāng)?shù)纳顚W(xué)習(xí)習(xí)慣。對(duì)大學(xué)生拖延行為進(jìn)行深入研究，有助于采取一些恰當(dāng)?shù)母深A(yù)措施，減少大學(xué)生拖延行為，提高生活學(xué)習(xí)質(zhì)量，發(fā)展身心健康，并為今后心理健康教育活動(dòng)中拖延行為的矯正提供實(shí)踐指導(dǎo)和理論依據(jù)。
1.對(duì)象與方法
1.1對(duì)象
本研究抽取某高校在校大學(xué)生210人，通過(guò)發(fā)放紙質(zhì)問(wèn)卷，進(jìn)行施測(cè)，經(jīng)回收并整理后，剩余有效問(wèn)卷200份，問(wèn)卷有效率為95.24%，其中男生54人，女生146人;大一102人，大二83人，大三9人，大四6人;理科123人，文科77人;第一志愿錄取的108人，非第一志愿錄取92人;城鎮(zhèn)居住125人，農(nóng)村居住75人;獨(dú)生子女74人，非獨(dú)生子女126人;父親受小學(xué)教育40人，初中84人，高中46人，專(zhuān)科11人，本科7人;母親受小學(xué)教育37人，初中87人，高中48人，專(zhuān)科12人，本科16人。
1.2測(cè)評(píng)方法
對(duì)被試發(fā)放多維度多歸因量表、成就動(dòng)機(jī)量表及學(xué)業(yè)拖延量表（PASS），在宣讀指導(dǎo)語(yǔ)之后讓被試完成所有題目，當(dāng)面發(fā)放問(wèn)卷，并當(dāng)場(chǎng)回收。
1.3測(cè)評(píng)工具
1.3.1多維度-多歸因量表[1]
量表由兩部分組成，分別針對(duì)學(xué)生的學(xué)業(yè)成就和人際關(guān)系兩個(gè)不同方面進(jìn)行歸因。量表共48題，其中24題為成功（就）歸因，24題為人際關(guān)系歸因。因?yàn)楸狙芯渴顷P(guān)于人際交往歸因特點(diǎn)方面的，所以只采用了24道人際關(guān)系歸因的測(cè)題。該量表內(nèi)在一致性信度為0.88，重測(cè)信度為0.70，聚斂效度為0.62。
1.3.2成就動(dòng)機(jī)量表[2]
采用葉仁敏修訂奧斯陸大學(xué)Gjesme和Nygard編制的成就動(dòng)機(jī)量表。量表分30題，分兩部分，每一個(gè)部分15道題，分別測(cè)定追求成功和避免失敗的動(dòng)機(jī)。量表的分半信度為0.77vP
1.3.3PASS量表[3]（Solomon，Rothblum 1984年編制）
PASS主要用來(lái)測(cè)量大學(xué)生學(xué)習(xí)拖延的程度和原因，量表包括兩部分：第一部分測(cè)量大學(xué)生在不同學(xué)習(xí)任務(wù)（包括一般的學(xué)習(xí)任務(wù)、復(fù)習(xí)備考、撰寫(xiě)學(xué)期論文、完成學(xué)業(yè)管理任務(wù)、完成每周固定的閱讀作業(yè)、參加講座六個(gè)具體任務(wù)）上的拖延程度以及主觀上希望減少拖延的愿望，每個(gè)題項(xiàng)后面有3個(gè)問(wèn)題，要求被試在5點(diǎn)量表上分別評(píng)分，將前2個(gè)問(wèn)題的得分相加即可得到被試的學(xué)業(yè)拖延水平，分?jǐn)?shù)在12～60分之間。分?jǐn)?shù)越高，表示學(xué)業(yè)拖延程度越重。本研究用該量表的第一部分作為學(xué)習(xí)拖延變量的測(cè)量工具，測(cè)查大學(xué)生學(xué)習(xí)拖延程度。因調(diào)查對(duì)象為某高校大學(xué)生，拖延行為主要體現(xiàn)在學(xué)習(xí)上，所以采用PASS量表體現(xiàn)大學(xué)生的拖延行為。
1.4統(tǒng)計(jì)方法
采用SPSS17.0軟件，對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。
2.結(jié)果
2.1不同專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生在學(xué)業(yè)成就、人際關(guān)系及避免失敗上的差異性比較
結(jié)果顯示，大學(xué)生所讀專(zhuān)業(yè)分類(lèi)在學(xué)業(yè)成就、人際關(guān)系及避免失敗因子上的具有顯著性差異，見(jiàn)表1。
表1 不同專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生在學(xué)業(yè)成就、人際關(guān)系及避免失敗上的差異比較（M±SD）
2.2不同性別的大學(xué)生在趨向成功和避免失敗因子及拖延程度上的差異比較
結(jié)果顯示，男性與女性在趨向成功因子和拖延程度的差異性顯著，見(jiàn)表2。
表2 大學(xué)生的性別差異在趨向成功、避免失敗因子及拖延程度上的差異比較（M±SD）
2.3不同年級(jí)的大學(xué)生避免失敗因子和拖延程度在上差異比較
結(jié)果顯示，不同年級(jí)的大學(xué)生在避免失敗因子和拖延程度上存在顯著性差異，事后多重比較顯示在拖延程度上大二明顯高于大一，見(jiàn)表3。
表3 不同年級(jí)的大學(xué)生在避免失敗因子和拖延程度上的差異比較（M±SD）
2.4拖延行為與成就動(dòng)機(jī)、歸因方式的相關(guān)研究
結(jié)果顯示，大學(xué)生拖延程度與趨向成功和成就動(dòng)機(jī)總分呈顯著性負(fù)相關(guān)，與人際關(guān)系外歸因呈正相關(guān)，與歸因方式總分不存在相關(guān)，見(jiàn)表4。
表4 拖延程度與成就動(dòng)機(jī)、歸因方式的相關(guān)關(guān)系研究
2.5拖延程度和成就動(dòng)機(jī)、歸因方式的回歸分析
以拖延程度總分為因變量，以趨向成功為自變量，進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示t=-2.213，（p
表5 拖延程度和成就動(dòng)機(jī)、歸因方式的回歸分析
3.討論
不同專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生在歸因方式和成就動(dòng)機(jī)中的差異分析表明，理科類(lèi)的大學(xué)生在專(zhuān)業(yè)選擇上選擇了相對(duì)好就業(yè)的專(zhuān)業(yè)，其影響以后的就業(yè)問(wèn)題。而文科專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生則不同，文科專(zhuān)業(yè)社會(huì)的需求量并沒(méi)有理科類(lèi)高，相比之下，選擇理科專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生也就更多，競(jìng)爭(zhēng)力也就更大，若想在做多競(jìng)爭(zhēng)者中脫穎而出，就要付出更多努力，在專(zhuān)業(yè)上取得更好的成績(jī)。所以說(shuō)，在學(xué)業(yè)成就上，理科專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生與文科專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生存在明顯差異，并且，理科專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生要比文科專(zhuān)業(yè)大學(xué)生多出很多。理科專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生解決問(wèn)題的思考模式與文科專(zhuān)業(yè)大學(xué)生存在差異，理科專(zhuān)業(yè)大學(xué)生對(duì)待人際關(guān)系采取出現(xiàn)問(wèn)題―解決問(wèn)題的方式，簡(jiǎn)單直接;而文科專(zhuān)業(yè)大學(xué)生則不同，文科專(zhuān)業(yè)大學(xué)生則會(huì)想更多的問(wèn)題，理想化的專(zhuān)業(yè)特點(diǎn)影響他們的思考方式，使得問(wèn)題更加復(fù)雜，這通常會(huì)影響人與人之間的交往。所以說(shuō)理科專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生在看待及處理人際關(guān)系上要比文科專(zhuān)業(yè)的大學(xué)生更好更現(xiàn)實(shí)有效。全國(guó)高校中理科類(lèi)學(xué)生比文科類(lèi)多得多，意味著在同期大學(xué)生中，理科專(zhuān)業(yè)大學(xué)生之間存在更大的競(jìng)爭(zhēng)力與壓力，面臨就業(yè)與升學(xué)的選擇機(jī)會(huì)更少，必須更加刻苦努力，才能贏得更多機(jī)會(huì)，相比之下，文科專(zhuān)業(yè)則情況好很多。所以，理科大學(xué)生為避免失敗，要比文科專(zhuān)業(yè)大學(xué)生付出更多。
研究結(jié)果顯示，不同性別的大學(xué)生的拖延程度不同，女大學(xué)生的拖延程度明顯不如男大學(xué)生。究其原因，很大程度上是由男女生的性格特點(diǎn)決定的。男生更傾向于剛強(qiáng)、利落、果敢的性格，而女生更傾向于溫柔、婉轉(zhuǎn)、隨和及緩慢的性格特點(diǎn)。不同的性格特點(diǎn)也影響了不同的拖延程度。在成就動(dòng)機(jī)上，不同性別的大學(xué)生在趨向成功因子方面存在顯著性差異。男大學(xué)生的趨向成功得分顯著高于女大學(xué)生得分。這或許與大學(xué)生的社會(huì)責(zé)任感和社會(huì)對(duì)不同性別角色的責(zé)任認(rèn)同有關(guān)。男大學(xué)生相對(duì)于女大同學(xué)而言，自我期待程度更高，能夠承擔(dān)更多的社會(huì)責(zé)任，追求成功的傾向也更強(qiáng)。不同年級(jí)的大學(xué)生在拖延程度上存在顯著性差異，事后多重比較顯示大二的拖延程度高于大一，大三的拖延程度最高。究其原因可能是因?yàn)榇笠粚W(xué)生對(duì)大學(xué)學(xué)習(xí)和生活充滿(mǎn)濃厚興趣和激情，加之高中期間養(yǎng)成的良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣，因此能夠?qū)Ｐ牡赝度氲缴顚W(xué)習(xí)活動(dòng)中，其拖延行為也相對(duì)較少;大二課業(yè)負(fù)擔(dān)、學(xué)業(yè)壓力較重及社會(huì)實(shí)踐活動(dòng)的增加，致使其專(zhuān)業(yè)學(xué)習(xí)的興趣和生活熱情有不同程度的降低，而完成任務(wù)的時(shí)間也在逐漸減少;而大三學(xué)生拖延程度最嚴(yán)重，這可能是由于大學(xué)生經(jīng)過(guò)大一和大二兩年的大學(xué)生活，已經(jīng)養(yǎng)成了拖延這一不良習(xí)慣。而一旦這種不良習(xí)慣長(zhǎng)期沒(méi)有得到矯正，將為大學(xué)生未來(lái)的發(fā)展帶來(lái)消極影響，甚至影響終身，這或許是高校管理者和大學(xué)生本人應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注的地方。
結(jié)果顯示，成就動(dòng)機(jī)及趨向成功因子與拖延行為成負(fù)相關(guān)，成就動(dòng)機(jī)及趨向成功得分越高，拖延行為發(fā)生的幾率就越低[8]，即大學(xué)生的拖延水平隨成就動(dòng)機(jī)的增高而減少。人際關(guān)系外歸因和拖延程度成正相關(guān)，大學(xué)生的人際關(guān)系外歸因表示大學(xué)生把自己的成就歸因于自己的背景和運(yùn)氣。當(dāng)大學(xué)生人際關(guān)系外歸因時(shí)，大學(xué)生將不再注重個(gè)人自身的內(nèi)在發(fā)展，而傾向于需求和依賴(lài)外界的幫助，所以自身的拖延行為也隨之而發(fā)生。探究大學(xué)生的拖延行為影響因素，能找到大學(xué)生拖延行為的原因，對(duì)大學(xué)生拖延行為的早期預(yù)防有一定的應(yīng)用價(jià)值，避免大學(xué)生形成拖延行為的不良習(xí)慣，影響將來(lái)的就業(yè)和工作，對(duì)自身和社會(huì)具有一定危害。
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【關(guān)鍵詞】 應(yīng)激，心理學(xué)；信息交流；對(duì)比研究；學(xué)生
【中圖分類(lèi)號(hào)】 R 179 R 395.6 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A 【文章編號(hào)】 1000-98 17(2007)09-0838-02
近年來(lái)校園中直接或間接的困擾體驗(yàn)不勝枚舉，例如課堂上手機(jī)的鳴叫、校園內(nèi)旁若無(wú) 人擁抱的戀人等，這些行為雖然談不上違法，但是它們的確使人產(chǎn)生了不愉快的情緒體驗(yàn)， 甚至由此產(chǎn)生行為人和受困擾人之間的矛盾和沖突。因此基于校園的安定和和諧的追求，需 要防范和杜絕這類(lèi)行為的產(chǎn)生和發(fā)展。
本研究中煩惱行為的概念借鑒日本心理學(xué)的定義，即行為者因?yàn)槭紫瓤紤]到滿(mǎn)足自己的需求 ，雖然沒(méi)有主觀上的動(dòng)機(jī)但客觀上造成了他人的一種不愉快情感體驗(yàn)的行為［1-4］。大學(xué)生異 往中的煩惱行為特指男女大學(xué)生在交往過(guò)程中感受到的煩惱行為。筆者探討師范大學(xué)生在異 往過(guò)程中對(duì)社會(huì)煩惱行為的認(rèn)知和歸因，并比較男女大學(xué)生在此問(wèn)題上的差異，為營(yíng)造 和諧的校園環(huán)境提供參考。
1 對(duì)象與方法
1.1 對(duì)象 從石家莊某師范學(xué)院的大一、大二年級(jí)學(xué)生中隨機(jī)選取365人為 研究對(duì)象，平均年齡為19.5歲，其中男生106人，占被試總數(shù)的29.5%；女生259人，占被試 總數(shù)的70.5%。
1.2 問(wèn)卷編制 首先，采用開(kāi)放式問(wèn)卷，隨機(jī)抽取164名大學(xué)生，要求他們 回憶在異往過(guò)程中，對(duì)方的哪些具體行為可能只是為了自身的方便、出于無(wú)意，但客觀 上引發(fā)了自己的反感。共搜集到211條具體行為條目，將相似的內(nèi)容進(jìn)行合并，剔除不合要 求的部分行為后，分析整理出103條具體行為組成一份問(wèn)卷。
再?gòu)暮颖睅煼洞髮W(xué)教育學(xué)院、文學(xué)院、法政學(xué)院和物理學(xué)院抽取296名在校大學(xué)生進(jìn)行初測(cè) ，將結(jié)果輸入SPSS 12.0，通過(guò)因素分析，篩選出6種因子，根據(jù)各因子所包含的內(nèi)容將其分 別命名為“輕浮”、“行為沒(méi)有預(yù)期”、“公共場(chǎng)合不良儀表和舉止”、“自大”、“交流 時(shí)個(gè)人為主”和“公共場(chǎng)合不良個(gè)人習(xí)慣”，6個(gè)因子的Alpha系數(shù)分別為0.70，0.71，0.70 ，0.70，0.69和0.73。在此基礎(chǔ)上組成一個(gè)包括61個(gè)項(xiàng)目的自編問(wèn)卷。
1.3 實(shí)測(cè)及結(jié)果處理 采用自編問(wèn)卷進(jìn)行實(shí)測(cè)時(shí)，要求被試針對(duì)問(wèn)卷中出現(xiàn) 的各種行為，想象在異往過(guò)程中有何種程度的厭惡。問(wèn)題回答時(shí)采用5級(jí)計(jì)分，1～5分 別表示“很討厭”、“討厭”、“不確定”、“不討厭”、“一點(diǎn)也不討厭”。得分越低， 表示對(duì)該行為的討厭程度越高。在問(wèn)卷結(jié)尾部分要求被試回答他們判斷行為是否厭惡的原因 。
問(wèn)卷實(shí)測(cè)前，研究者對(duì)另外3名助手進(jìn)行了細(xì)致的培訓(xùn)，使其掌握調(diào)查目的、問(wèn)卷結(jié)構(gòu)以及 填寫(xiě)要求等。正式施測(cè)利用大學(xué)生自習(xí)時(shí)間，按照專(zhuān)業(yè)小班(平均40人)分別進(jìn)行測(cè)試。每次 在測(cè)試前強(qiáng)調(diào)回答的方式和注意事項(xiàng)，按照學(xué)生座位順序?qū)?wèn)卷編號(hào)，收回問(wèn)卷后學(xué)生暫等 5 min，主試逐份核對(duì)問(wèn)卷，確保問(wèn)卷填寫(xiě)質(zhì)量。共發(fā)放問(wèn)卷365份，問(wèn)卷有效回收率100%。
定量資料部分運(yùn)用SPSS 12.0進(jìn)行數(shù)據(jù)輸入和結(jié)果處理；定性資料全部輸入電子文檔后分類(lèi) 、整理。
2 結(jié)果
2.1 社會(huì)煩惱行為問(wèn)卷的信度檢驗(yàn) 見(jiàn)表1。
由表1可知，本量表具有比較好的信度，與初測(cè)信度基本相同。
2.2 大學(xué)生異往中感受煩惱行為的性別差異 由表2可知，輕浮、行為 沒(méi)有預(yù)期、公共場(chǎng)合不良儀表和舉止以及自大4個(gè)因素女生的感受性顯著高于男生，差異有 統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。
2.3 大學(xué)生異往中感受煩惱行為的年級(jí)差異 由表3可知，自大和交流 時(shí)個(gè)人為主2個(gè)因素年級(jí)間差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，均表現(xiàn)二年級(jí)大學(xué)生對(duì)這類(lèi)行為的厭惡程度 高于一年級(jí)大學(xué)生。
2.4 師范大學(xué)生異往中判斷煩惱行為的歸因特點(diǎn) 歸因標(biāo)準(zhǔn)劃分參照了 日本相關(guān)研究［5-7］，并增加了性別意識(shí)尺度。個(gè)人尺度占47.7%， 周?chē)顺叨日?.5%，性別意識(shí)尺度占16.9%，社會(huì)和公共性尺度占5.7%，規(guī)則和規(guī)范 尺度占24.2%。見(jiàn)表4。
3 討論
結(jié)果顯示，男女大學(xué)生社會(huì)煩惱行為的感受性差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，女大學(xué)生的感受性顯著高 于男生。究其原因，首先與男女性別角色和規(guī)范的差異有關(guān)。女性在交往過(guò)程中對(duì)自我規(guī)范 尺度要高于男性，做事往往以自己的標(biāo)準(zhǔn)來(lái)要求他人，男生在交往過(guò)程中則表現(xiàn)為不拘小節(jié) ，對(duì)交往對(duì)方的行為也沒(méi)有過(guò)多的留意［8］。其次，是由于男女交往的目的不同所 致，女往 注重氣氛的和諧，因此在交往中比較注意舉止行為對(duì)對(duì)方的影響；男往注重信息的交流 ，如果沒(méi)有特定的情感目的，一般不太注重行為舉止對(duì)對(duì)方的影響；另外，還可能與女性的 情感體 驗(yàn)比較深刻有關(guān)。女性的情感體驗(yàn)比較細(xì)膩，對(duì)交往過(guò)程中的社會(huì)煩惱行為的感受性明顯高 于男性［9］。
結(jié)果還顯示，隨著生理年齡的增長(zhǎng)，個(gè)體的心理年齡或者說(shuō)社會(huì)化程度也會(huì)相應(yīng)提高,但是 這種關(guān)系并不是絕對(duì)一一對(duì)應(yīng)的關(guān)系，表現(xiàn)在對(duì)交往中煩惱行為的感受上，二年級(jí)大學(xué)生只 是在“自大”、“交流時(shí)個(gè)人為主”2個(gè)因素上有所提高，其余4項(xiàng)因素的感受性與一年級(jí)大 學(xué)生差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。這種情況表明如果單純依靠學(xué)生自身的自然發(fā)展，沒(méi)有進(jìn)行針對(duì)性 的教育或者其他有效的干預(yù)措施，大學(xué)生對(duì)于交往中的煩惱行為在認(rèn)知層面尚且沒(méi)有全面提 高，在實(shí)際行為層面上就更不可能關(guān)注對(duì)方的感受，關(guān)照周?chē)说那榫w體驗(yàn)，提示應(yīng)該有 針對(duì)性地加強(qiáng)大學(xué)生的修養(yǎng)［10］。
結(jié)果表明，在大學(xué)生對(duì)社會(huì)煩惱行為判斷的5種歸因標(biāo)準(zhǔn)中，接近50%的大學(xué)生使用“個(gè)人” 尺度；其次為“規(guī)則和規(guī)范”尺度和“性別意識(shí)”尺度；“社會(huì)和公共”尺度以及“他人” 尺度最少。表明師范大學(xué)生在異往中存在兩極分化的狀態(tài)，一部分大學(xué)生能夠在一個(gè)比 較高的角度，即“規(guī)則和規(guī)范”尺度來(lái)判斷行為的優(yōu)劣，是比較可喜的現(xiàn)象；但有將近50% 的大學(xué)生是依據(jù)“個(gè)人”尺度標(biāo)準(zhǔn)來(lái)判斷，令人擔(dān)憂(yōu)，反映了他們考慮問(wèn)題、判斷他人行為 的出發(fā)點(diǎn)多以自我為中心［11］。
另外，一定比例的“性別意識(shí)”尺度昭示了部分大學(xué)生能夠在異往中關(guān)注到自己的性別 角色，從而有意識(shí)地規(guī)范自己的行為。
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