發布時間：2023-07-20 16:24:50
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的統計學歸因分析樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。
腦外傷所致精神障礙的發生不僅與患者的腦損傷的嚴重程度有關，還與人格和歸因方式等心理因素有關。
【關鍵詞】
精神障礙;相關因素;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天津市安定醫院(陸永艷 王正午)；天津醫科大學總醫院腦系科(閻濤)
腦外傷所致精神障礙導致傷殘是指腦外傷所致精神障礙患者，經治療后仍遺留長期的精神障礙，癥狀及功能障礙的嚴重程度相對固定，永久地存在生活、社會功能受損，且此精神障礙與損傷事件相關性一致［1］。隨著現代社會各種意外傷害出現的越來越頻繁，腦外傷所致精神障礙的患者也越來越多，本研究旨在調查腦外傷的患者出現精神障礙的影響因素，以進一步預防腦外傷所致精神障礙的出現。
1 資料與方法
1.1 一般資料 研究組被試均來自是我院自2005年以來的門診和住院治療的腦外傷所致精神障礙的患者。納入排除標準包括：①符合CCMD3中腦外傷所致精神障礙的診斷標準；②調查時間為腦外傷后3~6個月；③患者不伴隨有其他軀體疾病及癲癇、精神分裂癥、抑郁癥等嚴重的精神疾病；④患者智能未受影響，能夠獨立完成問卷；⑤患者首次腦外傷急救時保留格拉斯哥昏迷評分(GCS)以及CT或核磁等影像學資料；⑥患者家屬簽署知情同意書，并且配合調查的。符合上述標準的患者共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，腦外傷早期均出現精神病性癥狀，屬于精神分裂型。對照組選自天津市某綜合醫院神經科的腦外傷的隨訪患者48例，其納入標準包括：①有明確的腦外傷史；②腦外傷后1年以上未出現精神障礙；③年齡與性別構成與研究組一致。排除標準：①合并其他嚴重的軀體疾病的患者；②有精神疾病或精神疾病既往史；③腦卒中史及再發腦創傷史。④腦外傷后持續昏迷或植物人狀態患者。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，住院時間以及臨床特征。具體內容有：①格拉斯哥昏迷評分(GCS)：共有運動、語言和睜眼3大部分，將3部分得分相加，即得到GCS評分。②意識障礙時間。③CT陽性發現：包括血腫量、中線移位等異常表現，損傷范圍以及有無腦干損傷等。此外還對患者進行艾森克人格問卷(EPQ)和歸因方式問卷。
1.3 調查方法 所有調查內容均由2名精神科主任醫師和1名神經科主任醫師組成的專家組討論所得，包括的調查因素為有無顱內血腫，有無腦干損傷，腦組織損傷范圍，GCS評分，EPQ評分和歸因方式評分。以是否出現精神障礙作為因變量。問卷調查由2名精神科主治醫師經過12學時的培訓后進行(kappa=0.85)。
1.4 統計學方法 所有調查所的資料輸入計算機，應用SPSS13.0進行統計學處理，涉及的統計學方法包括t檢驗、卡方檢驗和Logistic回歸，P
2 結果
2.1 研究組與對照組的基本資料比較 研究組和對照組的年齡、性別構成、受教育程度比較，差異無統計學意義(P>0.05)。
2.2 研究組與對照組各個單項比較的結果 將研究組和對照組的納入研究的因素進行比較，具體結果見表1。
表1
研究組與對照組各項研究因素比較
比較內容研究組對照組統計量值P值
顱內血腫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評分7.24±2.179.85±2.56t=7.520.00
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EPQ評分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”是指單個腦葉，“雙”是累及兩個腦葉，“三”是指累及三個腦葉或以上
2.3 Logistic回歸分析結果 將研究組和對照組分別作為陽性和陰性結果設置為因變量，分別引入人格、腦損傷范圍、顱內血腫、格拉斯哥分度量表評分(GCS)、腦干損傷及歸因方式作為自變量，進行Logistic回歸分析，變量賦值及logistic回歸詳見表23。
表2
變量定義及賦值情況
變量變量名稱變量賦值
X1顱內血腫0=無，1=有
X2腦損傷范圍1=一個腦葉，2=兩個腦葉；3=3個以及上
X3腦干損傷0=無，1=有
X4GCS評分實際評分
X5EPQ評分實際評分
X6歸因方式評分實際評分
Y精神障礙0=未見精神障礙，1=出現精神障礙
表3
經過3步迭代后進入方程的變量
變量變量名稱BS EWalddfsig.Exp(B)
X4GCS評分1.0080.2198.32510.0022.078
X5EPQ評分0.8630.0876.54810.0011.983
X6歸因方式1.2680.2539.64110.0002.154
注：根據表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十分豐富，其中以智力損傷為主，還包括躁狂表現、抑郁表現、神經癥樣改變、精神分裂表現以及人格改變等，其中腦外傷所致精神病性癥狀者占34.3%，其中以感知覺障礙、思維形式障礙、思維內容障礙多見［2］。本研究僅關注精神分裂型的患者，目的是避免混雜有其他癥狀表現，使影響因素發生改變。專家組選取的被選因素是在綜述文獻的基礎上，對于經過Meta分析證實有意義的單個因素進行綜合考察，看其在腦外傷所致精神障礙的發病過程當中的相對貢獻和整體作用。經過表1可知這些獨立的危險因素，包括有無顱內血腫，有無腦干損傷，腦組織損傷范圍，GCS評分，EPQ評分和歸因方式評分在研究組和對照組確差異有統計學意義(P
張登科等［4］曾經對腦外傷所致精神障礙患者的心理理論和影響因素進行研究，發現由于腦損傷會累及相應的腦部區域，最終導致心理理論障礙。其實質就是一種獨立的認知成分。歸因方式體現在被試對于引起焦慮情境的認知評價，與心理理論在某種意義上都是對引起適應不良行為的認知因素的評價，本研究中發現研究組和對照組對于自己和境況的歸因方式有著明顯不同(詳見表1)，在預測方程當中可以見到歸因方式的權重也最大，可見腦外傷所致精神障礙不單純是生物學損害的結果，還與患者的認知方式有關。
表1中EPQ評分在研究組和對照組差異有統計學意義(P
關鍵詞 高中生 心理健康 歸因風格
中圖分類號：B844.2 文獻標識碼：A
0引言
隨著人們對青少年發展的日益重視，關注青少年心理健康，發掘促進青少年心理健康的要素及探究相互間的關系，成為越來越多心理工作者的研究課題。青少年時期是心理發展的關鍵期，此階段的心理發展狀況對其學習、生活習慣的建立具有不可替代的影響，而身心發展的不平衡使得青少年面臨種種心理危機，其在應對負性生活事件時，會呈現出或積極或消極的歸因風格。相關研究表明，青少年對負性生活事件的歸因風格，可以對其心理健康狀況作出良好的估計。
歸因風格是指個體在長期歸因過程中形成的一種穩定的歸因傾向，分為積極歸因風格與消極歸因風格。大量的國內外研究表明，青少年對負性生活事件的歸因風格對其心理健康狀況有重要影響。其中，積極歸因風格是指個體傾向于對負性生活事件做出不穩定的、局部的、外部的歸因，積極歸因風格與心理健康水平呈正相關；消極歸因風格是指個體傾向于對負性生活事件做出穩定的、整體的、內部的歸因，消極歸因風格與心理健康水平呈負相關。
那么，青少年對負性生活事件的歸因風格受哪些因素影響呢？研究表明性別、社會支持系統的完善與否、家庭經濟收入等因素都可能成為影響因素，而高中生住校與否、獨生子女與否、其所能從社會支持系統中所能獲得的社會支持也有所變化。因此，本研究將性別、住校與否、獨生子女與否、家庭經濟收入作為自變量，以高中生對負性生活事件歸因風格為因變量。研究假設高中生對負性生活事件的歸因風格在性別、獨生子女與否、住校與否、家庭經濟收入上存在差異。意圖通過研究高中生人口統計學變量與其對負性生活事件歸因風格的關系，以找出人口統計學變量中歸因風格的預測因子。
1對象和方法
被試：在婁底市兩所中學整班抽取6個班，共217名學生作為本研究的正式研究對象。年齡為14到18歲，男生占50.8%，女生占49.2%。其中獨生子女占53.3%，非獨生子女占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研究用測評工具
青少年歸因風格問卷：根據我國青少年常見的負性生活事件，筆者基于國內學者歸因風格問卷的編制方法，選出5個學業和人際交往中出現頻次高的負性生活事件，編為青少年歸因風格問卷，被試學生應對負性生活事件發生的原因從原因源（內在―外在）、穩定性（穩定―不穩定）、普遍性（整體―局部）三個維度做出回答，量表采用七分制，其中歸因的內在―外在維度采用了反向記分，低分表示學生對負性事件的發生做出傾向于外在的、不穩定的、局部的歸因，高分表示學生對負性事件的發生做出傾向于內在的、穩定的、整體的歸因。
問卷進行了預測，在測評過程中，學生均可根據問卷的指導語自行評定，問卷并無明顯的歧義和理解上的困難。
3研究程序
研究以班級為單位進行問卷評測，評測之前由筆者向被試講解研究目的、意義及用途，特別強調測試結果絕對保密，且與學校管理和評優無關，以圖排除學生的被試效應。采用統一的指導語，由研究者及該校的心理老師擔任主試進行團體匿名評測。評定過程大約需要20～30分鐘。共發放問卷230份，回收217份，回收率94.35%，有效問卷197份，有效率為90.78%。主要統計方法為多變量方差分析。
4結果
4.1問卷信度
在青少年歸因風格問卷中，總項目的Cronbach’s 系數為0.895，Spearman-Brown分半信度為0.791，三個維度的 系數、分半信度見表1。
4.2青少年在各維度歸因風格的得分情況
所有正式調查被試在內在―外在維度得分為4.19？.00，整體―局部維度得分為3.24？.02分，穩定―不穩定維度得分為3.36？.18。
4.3歸因風格的差異性檢驗
2（性別）x2（是否獨生子女）x2（是否住校）x6（家庭收入狀況）的MANOVA分析結果表明，家庭收入狀況（Wilk’s ∧=.801，F=2.912，p
MANOVA分析結果表明：家庭收入對高中生負性生活事件歸因風格的三個維度都存在顯著影響，具體表現為家庭收入低的高中生，傾向于對負性生活事件做出內在的、穩定的、整體的歸因，呈現出消極歸因風格，而家庭收入高的高中生，則傾向于對負性生活事件做出外在的、不穩定的、局部的歸因，呈現出積極歸因風格。
5分析與討論
5.1家庭經濟收入
本研究表明，良好的家庭經濟環境會給青少年的認知發展、情緒適應等方面產生極大的支持和促進作用。研究數據結果表明，家庭經濟環境可以顯著地負向預測高中生對負性生活事件的歸因風格：高中生的歸因風格介于消極歸因風格與積極歸因風格之間，家庭收入在1000以下的學生傾向于對負性生活事件尋求內在的、穩定的、整體的解釋，即消極歸因風格；家庭收入中等的學生占到所調查學生的半數以上，其歸因風格相對中性；家庭收入較高的學生則傾向于對負性生活事件進行外在的、不穩定的、局部的歸因，即積極歸因風格。家庭經濟環境對高中生心身健康的促進作用體現在，一方面，父母通過運用家庭的經濟水平對子女的發展進行投資，加速其在思想、態度方面的成長，家庭經濟收入越高，則父母越能為孩子提供更好的學習和物質條件，這種建設性的支持氛圍有利于幫助青少年形成積極的歸因風格；另一方面，那些來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習和物質條件相對有限，而這些本身會讓學生在學校的社會比較中產生自卑心理，而已有研究證明，個體的自信水平與其歸因風格又存在高度正相關。
5.2性別
在其他自變量上，高中生在其負性生活事件歸因風格各維度上不存在顯著的性別差異，這與之前的研究結果一致。高中生的歸因風格是否存在性別差異，目前學界對此并無定論，這可能與研究的問卷版本不同或者采用的評估維度不同有關。
5.3獨生子女與否
本研究發現相較于非獨生子女，獨生子女的歸因風格更傾向于消極，但兩者又并不存在顯著差異，原因是多種多樣的，雖然中國式的家庭交流模式使得青少年、尤其是獨生子女在叛逆期更容易產生出現心理問題隱患，但通過學校及在線等其他交流渠道，現代的高中生可以獲得自各個層面的社會支持，進而在歸因時懂得運用一些策略幫助自己使自己變得更加理智、積極，從而縮小了獨生子女與非獨生子女之間的差異。
5.4住校與否
高中生對負性生活事件的歸因風格在住校與否上，不存在顯著的差異。原因同上，可能住校生缺乏來自家庭的支持，可以從在線交流、學校中與同學交流的社會支持中獲得。
6結論
基于以上研究結果得出以下結論：第一，高中生整體歸因風格相對中性，其中，家庭經濟收入低的高中生歸因風格相對消極，家庭經濟收入高的高中生歸因風格相對積極。第二，貧困家庭的學生應該得到重點關注，列為學校的心理輔導工作的重點對象。
7展望
在本研究中，我們發現，家庭經濟收入能夠顯著負向地預測高中生對負性生活事件的歸因風格，其中，尤其以低收入家庭對高中生歸因風格的消極傾向影響顯著。基于此，對于高中生心理健康的關注，我們應該從高中生家庭經濟收入對其歸因風格的影響著手，將預防重點放在低收入家庭高中生上，關注低收入家庭高中生的心理健康狀況，幫助學生培養正確的歸因方式，促進其心理健康發展。
參考文獻
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1.1應對方式量表本問卷由肖計劃等依據國外多個有關應付方式的問卷改編而成，該問卷包括62個條目，共分為6個分量表，分別為解決問題、自責、求助、幻想、退避、合理化。該問卷具有良好的信度和效度，各題的因素負荷值均在0.35以上，6個應付因子重測相關系數分別是。
1.2一般自我效能感問卷選取Schwarz等人編制的一般自我效能感量表(GSES)，該量表由10個題目組成，內部一致性系數Cronbachα值為0．87，重測信度為0．83。
1.3大學生主觀幸福感量表本研究采用的大學生主觀幸福感量表修訂自臺灣學者施建彬(1996)的中國人幸福感量表。因原量表的構念良好，用于河南地區大學生的主觀幸福感仍相當適用，故本研究未改變量表的原有架構及題目編排順序。因其中部分題目的用語不太符合大學生當前的生活狀態，故對這些題目加以修改。修訂過的幸福感量表的效標效度為0.85，重測信度為0.93，內部一致性Cronbachα值為0.95。
1.4施測程序采用集體施測，在任課老師的協助下由研究者擔任主試，統一指導語，強調保密原則，現場匿名獨立填寫，當場收回。在量表施測的同時獲得被試的一般人口統計學資料，如年級、性別等。測試完畢現場回收問卷并剔除作答不完全或明顯隨意勾畫的問卷。
1.5統計學處理采用統計軟件包SPSS13.0進行統計處理，選用的統計方法有描述統計、獨立樣本t檢驗、方差分析、皮爾遜(Pearson)相關分析、逐步回歸分析。顯著性水平取α=0.05(雙側檢驗)。
2研究結果
2.1臨床醫學專業本科生主觀幸福感得分情況結果如表1所示，臨床醫學專業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“偏向正面態度”的48分，低于表示“較強正面態度”的96分，表示臨床醫學業本科生的主觀幸福感狀況良好，且不同性別及不同年級的臨床本科生主觀幸福感得分差異均無統計學意義(P＞0.05)。結果如表1所示，臨床醫學專業本科生的主觀幸福感平均得分(67.81±13.58)高于表示“偏向正面態度”的48分，低于表示“較強正面態度”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;且不同性別及不同年級臨床本科生的主觀幸福感得分差異均無統計學意義(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卷得分進行高低排序，將總人數前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學專業本科生主觀幸福感之間的差異，結果顯示，臨床醫學專業本科生中高自我效能組學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生的得分(102人，56.72±12.36分)，差異有統計學意義(t=9.05，P=0.000)
2.3應對方式、自我效能和主觀幸福感的相關分析從表2可以看出，應對方式維度中，解決問題、求助兩個維度與主觀幸福感及自我效能感均呈顯著正相關;自責、幻想、退避、合理化四個維度與主觀幸福感及自我效能感均呈顯著負相關。臨床醫學專業本科生主觀幸福感與自我效能感呈顯著正相關。
2.4歸因方式、自我效能預測主觀幸福感的逐步回歸分析為進一步驗證歸因方式、自我效能感對主觀幸福感的預測能力，以自我效能感及歸因方式的六個維度為自變量，主觀幸福感為因變量做逐步回歸分析。結果顯示，自我效能和歸因方式中的解決問題和自責兩個維度進入了回歸方程，自我效能和解決問題維度對主觀幸福感具有一定的正向預測作用，自責維度對主觀幸福感具有一定的負向預測作用，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
調查結果顯示，臨床醫學專業本科生能夠體驗到較高程度的主觀幸福感，這與國內學者對醫學生的主觀幸福感的調查結果相一致。分析原因，首先與大學生生活的年代與環境有關，現代大學生多來自獨生子女家庭，擁有的物質條件也比較優越，受到來自父輩的關愛和關注比較多，因此大學生從物質方面及家庭生活中獲得的幸福感還是比較強烈的;此外，隨著近年來臨床醫學專業的升溫，作為熱門專業的學生與同齡人相比可能會產生較強烈的優越感，因此體驗到更多的主觀幸福感和生活滿意感。但是隨著改革開放的深入和社會市場經濟的發展，一些西方國家的價值觀、生活方式開始影響到當代大學生的幸福觀，使得越來越多的大學生開始過度關注自身的物質利益及生存狀況，造成他們感受幸福能力的缺失及人際關系的緊張。另外，臨床醫學專業本科生學習壓力較大，也是造成他們幸福感程度不強的一個重要原因。
此外，影響臨床醫學專業本科生主觀幸福感的一個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計學差異，回歸分析也表明自我效能感對主觀幸福感有顯著的回歸效應，這些都表明臨床醫學專業本科生的自我效能感和主觀幸福感之間存在著密切聯系。大學生作為一個成長中的團體，如果在生活和學習中形成了低自我效能感，就會感覺自己沒有能力應對生活中遇到的的困難和挫折，進而產生抑郁、焦慮等不良情緒，導致幸福感下降。因此，自我效能感的提升對提高大學生主觀幸福感有重要作用，吳心靈等(2010)的研究結果也表明醫學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人作為被試進行匿名作答，當場回收問卷。整理后得到有效問卷296份。
2.工具
《考試成敗歸因量表》，由韓仁生編制，分八個子量表，共32個題目，采用5級評分，量表的α系數為0.832；《中學生學習倦怠量表》，由胡俏編制，包括情緒耗竭、學習的低效能感、師生疏離及生理耗竭四個維度，共21個題目，采用5級評分，分數越高說明學習倦怠越嚴重，量表的α系數為0.88；《領悟社會支持評定量表》，由姜乾金修訂，包括家庭支持、朋友支持和其他支持三個維度，共12個題目，采用7級評分，分數越高說明領悟社會支持水平越高，量表的α系數0.90。
3.統計工具
使用SPSS16.0和LISERL8.7統計軟件進行數據處理和分析。
二、調查結果
1.不同領悟社會支持水平的歸因方式與學習倦怠的差異
對于領悟社會支持，用統計學的方法將被試分為高分組與低分組，考察高低分組的內外部歸因差異和學習倦怠差異。領悟社會支持高分組的內部歸因和外部歸因得分顯著高于低分組；領悟社會支持高分組的學習倦怠得分顯著低于低分組；高分組間、低分組間的內外部歸因差異均不顯著。
的差異（M±SD）
2.各變量的平均數、標準差及相關
領悟社會支持、考試歸因與學習倦怠間的相關均顯著，領悟社會支持與考試歸因呈正相關，與學習倦怠呈負相關，考試歸因與學習倦怠呈負相關，結果如表2。
3.考試歸因在領悟社會支持與學習倦怠間的中介效應
（1）領悟社會支持對學習倦怠的影響
如果X通過影響變量M來影響Y，則稱M為中介變量。領悟社會支持（X）與學習倦怠（Y）相關顯著，符合中介效應檢驗的大前提。為了檢驗領悟社會支持對學習倦怠的直接效應，首先做領悟社會支持對學習倦怠的回歸模型。結果顯示，領悟社會支持對學習倦怠的路徑系數為-0.25（t=-3.91，P
（2）考試歸因在領悟社會支持與學習倦怠間的中介作用
根據邱皓政（2009）介紹的通過結構方程模型來檢驗中介效應的方法[1]，以考試歸因為中介變量，領悟社會支持為自變量，學業倦怠為因變量，建立中學生考試歸因在領悟社會支持與學習倦怠間的中介模型。結果顯示，領悟社會支持對考試歸因的正向預測作用顯著，路徑系數為0.18（t=2.73，P
學習倦怠間的中介模型
三、結論與分析
1.不同領悟社會支持水平的考試歸因與學習倦怠水平的差異
中學生領悟社會支持高分組的內歸因、外歸因得分高于低分組；領悟社會支持高分組的學習倦怠得分低于低分組；領悟社會支持高分組間、低分組間的內外部歸因差異均不顯著。這一結果與以往研究得出的高領悟社會水平者做內歸因，低領悟社會水平者做外歸因結論不同，如葉俊杰（2005）指出，內控者傾向于將他人的行為知覺為支持性的；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悟社會支持水平高的學生歸因方式積極、明確，而領悟社會支持水平低的學生則消極、不確定地看待內外界的原因所導致的。領悟社會支持的定義是個體主觀體驗到的社會支持，所以外部歸因中的教學質量、他人幫助都是對外界的評價與信念，它們對于領悟社會支持同樣重要，可以認為領悟社會支持是一個從外部到內部的過程。
2.領悟社會支持、考試歸因與學習倦怠的相關
中學生領悟社會支持與考試歸因呈正相關，與學習倦怠呈負相關；考試歸因與學習倦怠呈負相關。無論是做內歸因還是外歸因，領悟社會支持與學習倦怠呈顯著的負相關，這與以往的研究相一致，如Megalis等人（2003）的研究發現父母支持、朋友支持與倦怠的情緒耗竭存在負相關[4]。祝婧媛（2006）的研究表明學生體驗到的社會支持越高，學習倦怠水平也就越低[5]。Jacobs等人（2003）發現，社會支持能夠預測低倦怠水平[6]。這可能是由于領悟社會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習生活中的各種問題，所以具有較低的學習倦怠。
3.考試歸因在領悟社會支持與學習倦怠間的中介作用
中學生領悟社會支持對學習倦怠具有顯著的負向預測作用；考試歸因在領悟社會支持與學習倦怠間起部分中介作用。領悟社會支持作為一種主觀體驗到的外界的支持度，影響著個體心理的其他方面，所以它對歸因方式起“圖式”的作用，它通過對考試歸因這個低階變量起作用，所以對學習倦怠的直接效應降低了。
從上文的分析中可以看出，領悟社會支持水平高、對考試歸因積極的中學生具有低的學習倦怠水平。所以在教育中，作為教育者就必須給學生提供各種形式的支持，并教會學生形成正確的成敗歸因方式，從而降低學習倦怠水平，提高學習成績。
參考文獻
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【關鍵詞】大學生 人際成敗 歸因方式
人際交往一直是大家關注的問題，大學生的人際交往同樣不例外。大學生對于人際交往有著強烈的渴望，然而大學生在交往過程中，各種各樣的影響因素對他們的人際關系造成一定的困擾，除了部分是由于缺乏交往技巧造成的以外，大多數是由認知因素造成的，其中對交往結果的歸因不當是很重要的一個因素。為此，本文通過調查研究，探討大學生人際交往成敗不同的歸因方式，為培養大學生積極健康的人際交往能力，促進其社會化提供參考。
1 對象與方法
1.1 被試
按照分層隨機抽樣方法，于2014年9月，選取江西某一醫學院校全日制本科學生一至三三個年級200名作為被試，剔除有缺失變量的被試后得到有效問卷191份，有效率為95.5%，其中男生95人，女生96人;一年級79人，二年級57人，三年級55人。
1.2工具
采用Lefcourt編制的多維度―多歸因因果量表（MMCS）中的人際關系分量表，文字修訂后的重測信度為0.64。該量表共24個條目，包括有關成功與失敗的條目各12個。量表中提出了4類可能的歸因：屬于內控性的能力和努力，屬于外控性的運氣和背景，每個維度各六個測試題目（包括解釋成功和失敗的條目各三個）。采用五級評分制，按Likert五點評價尺度作答。從該量表可獲得多種得分，總分、內控分和外控分、成功歸因和失敗歸因分以及各因子分。總分范圍在0～96，分數越高，外控性越強。
1.3 統計學分析
采用SPSS16.0軟件處理，對測查結果進行t檢驗、單因素方差分析和多因素方差分析。
2 結果
2.1 一般情況
在191位研究對象中，人際關系歸因總分最低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標準差者為高分組，呈現外控趨勢;得分小于均值減去一個標準差者為低分組，呈現內控趨勢。方差分析結果表明，高分組占全體被試的14.1%，低分組占全體被試的14.7%，總體上略傾向于呈現內控趨勢。在人際交往成功時歸因得分順序為努力（F=3.084，P=0.048）、能力、背景、運氣，傾向于作內部歸因;而在人際交往失敗時，歸因得分順序為背景（F=3.525，P=0.031）、運氣、努力、能力，傾向于作外部歸因。
2.2大學生人際成敗歸因方式的性別比較
表1 男女大學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、內控、外控、運氣和背景上都有顯著性差異（T=-3.727～-2.085，P
2.3 大學生人際成敗歸因方式的年級比較
表2 不同年級大學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，三個年級人際歸因總分大體上隨著學習年限增加而呈內控趨勢。大一、大二、大三在總分、成功、失敗、能力和背景上表現出顯著性差異（F=3.155～4.763，P
3 討論
3.1 大學生人際成敗歸因方式總體趨勢
本研究發現，總體上大學生略傾向于作內部歸因，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。大部分學生將社交成功歸因于內部原因，歸因得分順序為努力、能力、背景、運氣;將社交失敗歸因于外部原因，歸因得分順序為背景、運氣、努力、能力，這與董圣鴻等的研究基本一致。人們將成功產生的歡樂歸于自己，因失敗產生的沮喪推諉于他人或環境因素，這可能是屬于維護自尊心、消除焦慮的防御機制的一種功能，也是建立在動機需要基礎上的一種歸因偏差。在人際成功時，將成功的結果歸因于能力和努力，這有助于個體自信心的樹立、自尊心的提高，尤其努力是一種內部的可控制的因素，反映出大學生在建立一種良好的人際關系時會在努力層面上下功夫，說明在交往成功時，會產生積極的正效應，會繼續努力去獲得成功，表明他們的歸因模式屬于積極歸因模式;大學生是高考進入大學的佼佼者，自我意識強，自信心高，在交往失敗時很少懷疑自己的能力，將失敗的結果歸因于外部因素如背景和運氣，容易使個體在出現人際關系問題時感到不可控制，這是一種消極的認知方式，對改善人際關系沒有太大的幫助，會出現無能為力感，不利于個體的心理健康。
3.2大學生人際成敗歸因方式的性別差異
研究發現，男女生之間的歸因方式存在顯著的性別差異。由于在個性、身體發育機能、心理整合能力發展階段等方面的不同，導致男女歸因方式出現顯著性差異。
現代社會所倡導的男女平等，使婦女地位得到提高，女生自信心普遍隨之增強，認為自己在能力、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，傾向于將失敗歸因于背景和運氣，顯示出女生在出現人際關系問題時會感到只是自己運氣或環境不好，而不從自身找原因，同時外部因素是不可控制的，從而不利于良好人際關系的形成。有調查發現，一些女生不敢向異性同學打招呼，歸因于自己來自農村，長得不漂亮等;而一些學生把自己交往范圍小歸因為對方考慮地位、家庭背景、利益等因素過多，而不是歸因于自己沒有主動與人交流、自己的興趣愛好不夠廣泛等。也就是說，他們傾向于將失敗交往歸因于外部因素，而不是內部因素。本研究也證實了這一點。把失敗的結果歸因于外部的、不穩定的、不可以控制的因素，沒有認識到自身原因，這種自我保護的歸因方式使他們在以后的交往中仍然我行我素，怨天尤人，最終導致交往能力不足，人際關系不和諧。同時，這也預示著女生廣泛接觸社會以后，在社會適應及情緒穩定性方面可能會出現失落，進而影響其自信心。
3.3大學生人際成敗歸因方式的年級差異
不同年級的大學生人際歸因也表現出顯著性差異，并且隨著學習年限的增加表現出內控趨勢，即大二比大一、大三比大二表現得更為內控。學習年限（年級）的差異導致的歸因方式不同可能與環境改變有關。據調查研究，環境是影響人們歸因的主要因素之一。由于大一學生都是高考進入大學的佼佼者，自信心強，傾向于以自我為中心，并且對大學學習、生活、人際環境感到陌生，容易出現適應不良;隨著學習年限的增長，人際交往水平隨心理適應能力的增強，知識經驗的豐富，人際經驗不斷提高而不斷提高，從而呈內控趨勢。已有研究表明，內控者在社會適應及情緒安定上優于外控者。內控型的人能對社會信息進行獨立判斷，更有內在動力穩定地追求既定目標，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，更依賴于外部環境與他人的暗示或誘導。隨著學習年級的增長，大學生越來越意識到在人際交往中付出努力的重要性，說明他們隨著年級的增加在社會適應及情緒穩定性方面趨向積極。
【參考文獻】
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【關鍵詞】2型糖尿病；腦血管病；危險因素
doi：10.3969/j.issn.1004-7484（x）.2013.11.104文章編號：1004-7484（2013）-11-6374-02
在臨床醫療中2型糖尿病多見合并有腦血管病變，雖然此類報道亦多見諸報端，但是對于引發本病與腦血管病變的危險因素的因素歸因研究分析的報道較少。本研究以分組對照為研究方法，在針對兩組病患的臨床對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，并對其影響程度進行歸因，最終找到影響最大的幾種主因。現將研究經過報告如下：1資料與方法
1.1研究對象針對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。合并組與對照組的在性別、年齡、病程等方面在統計學意義上并無顯著性差異，兩組病患具有可對照性。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DM急性并發癥，近期均服過降脂類藥物，均曾有過甲狀腺史等。對照組的53例病患與上述合并組的67例病患均為同時住院的病患，但是全部53例均未見大血管病變。其余條件與上述合并組的情況基本相同。
1.2診斷標準糖尿病的診斷標準依WHO于1999年頒行的診斷標準為準，測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）[1]。缺血性心腦病的診斷標準為依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24h動態心電驗證，通常病患的心臟近端的狹窄會≥50%。腦血管病變以及腦梗、腦出血、蛛網膜下腔出血等的臨床診斷標準為CT與MRI驗證或多普勒彩超判定，病患的動脈內膜出現增厚、狹窄、硬化與斑塊等病征[2]。
1.3研究方法根據2型糖尿病的常見病癥與參與研究的病患的生活習慣特征等制作問卷調查表格，其中大致包括了病患的日常生活習慣、運動保健情況、病史、醫療經過、有無并發癥及其情況等。病患均在清醒知情的狀況下同意參與。
1.4統計學分析所獲得的全部數據均采用專業統計學軟件SPSS進行處理，計數數據以卡方檢驗，計量數據以t檢驗。具體的分析方法為采用logistic回歸進行多因素歸因分析。2結果
2.1日常生活習慣與2型糖尿病并腦血管病變的關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生率顯著高于對照組。其他因素與對照組間未見顯著性差異。
2.2多因素回歸分析將調查問卷的統計結果中大多數合并組中病患的習慣特征作為因變量，將低血糖史因素作為自變量，logistic多元因素回歸分析的結果顯示，2型糖尿病合并腦血管病變的病患其危險因素與下述三種因素相關：低血糖、經常性吸煙、飲食失控[3]。3討論
2型糖尿病并非單純的獲得性疾病，是環境與遺傳內外兩種因素融合的最終結果。其中膳食對于腦血管病變的關系巨大，尤其是本次研究中的病患普遍年紀較大，新陳代謝本身就已經趨緩，糖分的消耗與利用降低，如果飲食失控勢必加劇糖尿病與腦血管病變，尤其是國人在晚餐的“夜宴”習慣對于腦血管與糖尿病的影響更大。對于糖尿病病患合并腦血管病征的特性必須對病患的熱、糖、養分的攝入制訂較為嚴格的早中晚分配比例與進食定量清單，這樣就可以既減輕了胰島細胞的負擔，又可以極大地縮短病患的腦血管的進一步狹窄的進程。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生的可能。本次針對2型糖尿病合并腦血管病變的研究過程中，對于單因素進行分析，結果我們看到，2型糖尿病的病患喜進甜、葷食的病患其腦血管病變的危險性大大增加，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。且科學研究發現，素食對于血管壁的韌性與擴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慣差異較大，且由于我國人群食物的復雜性，單一食物的歸以目前的研究較難完成，但是，從科學的角度來看，飲食的控制已經被認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行了分析，結果表明，經常吸煙的2型糖尿病病患其罹患腦血管病變的可能性顯著增高[4]，這與國外的許多科學實驗相一致。基礎研究表明糖尿病患者經常發作低血糖導致血糖波動性升高，能夠加速血管內皮細胞的凋亡和促進血管并發癥的發生和發展[5]。2型糖尿病并腦血管病變是非常普遍的現象，作為一名臨床醫生，有必要對此普遍存在的醫學難題進行深入探討來攻克醫學難關，為我國醫學事業，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
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關鍵詞： 大學生 拖延行為 歸因方式 成就動機
拖延行為普遍存在于在校大學生群體中，且拖延者的人數和比例有逐年上升的趨勢，它對個體的學業和生活都有重要的影響。成就動機和歸因方式是導致拖延行為的重要因素，但國內學者對于拖延的研究相對于國外來說，起步較晚，并且多數屬于綜述性研究。現已有研究表明，大學生拖延行為與成就動機、歸因方式兩兩之間存在顯著相關。但是，現有的研究較少探討三變量之間的關系。因此，探討三個變量之間的關系，有利于深入理解成就動機、歸因方式兩個變量對拖延行為的影響和作用，同時可以進一步豐富拖延行為的相關研究。拖延行為是拖延個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，長期性的拖延行為會對個體的生活、工作、學習產生消極影響。研究發現，拖延會引起焦慮，進而導致身體處于不健康狀態。所以，應對大學生這一群體的拖延行為進行及早干預，否則將會演變成一種不當的生活學習習慣。對大學生拖延行為進行深入研究，有助于采取一些恰當的干預措施，減少大學生拖延行為，提高生活學習質量，發展身心健康，并為今后心理健康教育活動中拖延行為的矯正提供實踐指導和理論依據。
1.對象與方法
1.1對象
本研究抽取某高校在校大學生210人，通過發放紙質問卷，進行施測，經回收并整理后，剩余有效問卷200份，問卷有效率為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;城鎮居住125人，農村居住75人;獨生子女74人，非獨生子女126人;父親受小學教育40人，初中84人，高中46人，專科11人，本科7人;母親受小學教育37人，初中87人，高中48人，專科12人，本科16人。
1.2測評方法
對被試發放多維度多歸因量表、成就動機量表及學業拖延量表（PASS），在宣讀指導語之后讓被試完成所有題目，當面發放問卷，并當場回收。
1.3測評工具
1.3.1多維度-多歸因量表[1]
量表由兩部分組成，分別針對學生的學業成就和人際關系兩個不同方面進行歸因。量表共48題，其中24題為成功（就）歸因，24題為人際關系歸因。因為本研究是關于人際交往歸因特點方面的，所以只采用了24道人際關系歸因的測題。該量表內在一致性信度為0.88，重測信度為0.70，聚斂效度為0.62。
1.3.2成就動機量表[2]
采用葉仁敏修訂奧斯陸大學Gjesme和Nygard編制的成就動機量表。量表分30題，分兩部分，每一個部分15道題，分別測定追求成功和避免失敗的動機。量表的分半信度為0.77vP
1.3.3PASS量表[3]（Solomon，Rothblum 1984年編制）
PASS主要用來測量大學生學習拖延的程度和原因，量表包括兩部分：第一部分測量大學生在不同學習任務（包括一般的學習任務、復習備考、撰寫學期論文、完成學業管理任務、完成每周固定的閱讀作業、參加講座六個具體任務）上的拖延程度以及主觀上希望減少拖延的愿望，每個題項后面有3個問題，要求被試在5點量表上分別評分，將前2個問題的得分相加即可得到被試的學業拖延水平，分數在12～60分之間。分數越高，表示學業拖延程度越重。本研究用該量表的第一部分作為學習拖延變量的測量工具，測查大學生學習拖延程度。因調查對象為某高校大學生，拖延行為主要體現在學習上，所以采用PASS量表體現大學生的拖延行為。
1.4統計方法
采用SPSS17.0軟件，對所得數據進行統計學分析。
2.結果
2.1不同專業的大學生在學業成就、人際關系及避免失敗上的差異性比較
結果顯示，大學生所讀專業分類在學業成就、人際關系及避免失敗因子上的具有顯著性差異，見表1。
表1 不同專業的大學生在學業成就、人際關系及避免失敗上的差異比較（M±SD）
2.2不同性別的大學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，見表2。
表2 大學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不同年級的大學生避免失敗因子和拖延程度在上差異比較
結果顯示，不同年級的大學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，見表3。
表3 不同年級的大學生在避免失敗因子和拖延程度上的差異比較（M±SD）
2.4拖延行為與成就動機、歸因方式的相關研究
結果顯示，大學生拖延程度與趨向成功和成就動機總分呈顯著性負相關，與人際關系外歸因呈正相關，與歸因方式總分不存在相關，見表4。
表4 拖延程度與成就動機、歸因方式的相關關系研究
2.5拖延程度和成就動機、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，進行回歸分析。結果顯示t=-2.213，（p
表5 拖延程度和成就動機、歸因方式的回歸分析
3.討論
不同專業的大學生在歸因方式和成就動機中的差異分析表明，理科類的大學生在專業選擇上選擇了相對好就業的專業，其影響以后的就業問題。而文科專業的大學生則不同，文科專業社會的需求量并沒有理科類高，相比之下，選擇理科專業的大學生也就更多，競爭力也就更大，若想在做多競爭者中脫穎而出，就要付出更多努力，在專業上取得更好的成績。所以說，在學業成就上，理科專業的大學生與文科專業的大學生存在明顯差異，并且，理科專業的大學生要比文科專業大學生多出很多。理科專業的大學生解決問題的思考模式與文科專業大學生存在差異，理科專業大學生對待人際關系采取出現問題―解決問題的方式，簡單直接;而文科專業大學生則不同，文科專業大學生則會想更多的問題，理想化的專業特點影響他們的思考方式，使得問題更加復雜，這通常會影響人與人之間的交往。所以說理科專業的大學生在看待及處理人際關系上要比文科專業的大學生更好更現實有效。全國高校中理科類學生比文科類多得多，意味著在同期大學生中，理科專業大學生之間存在更大的競爭力與壓力，面臨就業與升學的選擇機會更少，必須更加刻苦努力，才能贏得更多機會，相比之下，文科專業則情況好很多。所以，理科大學生為避免失敗，要比文科專業大學生付出更多。
研究結果顯示，不同性別的大學生的拖延程度不同，女大學生的拖延程度明顯不如男大學生。究其原因，很大程度上是由男女生的性格特點決定的。男生更傾向于剛強、利落、果敢的性格，而女生更傾向于溫柔、婉轉、隨和及緩慢的性格特點。不同的性格特點也影響了不同的拖延程度。在成就動機上，不同性別的大學生在趨向成功因子方面存在顯著性差異。男大學生的趨向成功得分顯著高于女大學生得分。這或許與大學生的社會責任感和社會對不同性別角色的責任認同有關。男大學生相對于女大同學而言，自我期待程度更高，能夠承擔更多的社會責任，追求成功的傾向也更強。不同年級的大學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。究其原因可能是因為大一學生對大學學習和生活充滿濃厚興趣和激情，加之高中期間養成的良好的學習習慣，因此能夠專心地投入到生活學習活動中，其拖延行為也相對較少;大二課業負擔、學業壓力較重及社會實踐活動的增加，致使其專業學習的興趣和生活熱情有不同程度的降低，而完成任務的時間也在逐漸減少;而大三學生拖延程度最嚴重，這可能是由于大學生經過大一和大二兩年的大學生活，已經養成了拖延這一不良習慣。而一旦這種不良習慣長期沒有得到矯正，將為大學生未來的發展帶來消極影響，甚至影響終身，這或許是高校管理者和大學生本人應該重點關注的地方。
結果顯示，成就動機及趨向成功因子與拖延行為成負相關，成就動機及趨向成功得分越高，拖延行為發生的幾率就越低[8]，即大學生的拖延水平隨成就動機的增高而減少。人際關系外歸因和拖延程度成正相關，大學生的人際關系外歸因表示大學生把自己的成就歸因于自己的背景和運氣。當大學生人際關系外歸因時，大學生將不再注重個人自身的內在發展，而傾向于需求和依賴外界的幫助，所以自身的拖延行為也隨之而發生。探究大學生的拖延行為影響因素，能找到大學生拖延行為的原因，對大學生拖延行為的早期預防有一定的應用價值，避免大學生形成拖延行為的不良習慣，影響將來的就業和工作，對自身和社會具有一定危害。
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【關鍵詞】 應激，心理學；信息交流；對比研究；學生
【中圖分類號】 R 179 R 395.6 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1000-98 17(2007)09-0838-02
近年來校園中直接或間接的困擾體驗不勝枚舉，例如課堂上手機的鳴叫、校園內旁若無 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生了不愉快的情緒體驗， 甚至由此產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 要防范和杜絕這類行為的產生和發展。
本研究中煩惱行為的概念借鑒日本心理學的定義，即行為者因為首先考慮到滿足自己的需求 ，雖然沒有主觀上的動機但客觀上造成了他人的一種不愉快情感體驗的行為［1-4］。大學生異 往中的煩惱行為特指男女大學生在交往過程中感受到的煩惱行為。筆者探討師范大學生在異 往過程中對社會煩惱行為的認知和歸因，并比較男女大學生在此問題上的差異，為營造 和諧的校園環境提供參考。
1 對象與方法
1.1 對象 從石家莊某師范學院的大一、大二年級學生中隨機選取365人為 研究對象，平均年齡為19.5歲，其中男生106人，占被試總數的29.5%；女生259人，占被試 總數的70.5%。
1.2 問卷編制 首先，采用開放式問卷，隨機抽取164名大學生，要求他們 回憶在異往過程中，對方的哪些具體行為可能只是為了自身的方便、出于無意，但客觀 上引發了自己的反感。共搜集到211條具體行為條目，將相似的內容進行合并，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卷。
再從河北師范大學教育學院、文學院、法政學院和物理學院抽取296名在校大學生進行初測 ，將結果輸入SPSS 12.0，通過因素分析，篩選出6種因子，根據各因子所包含的內容將其分 別命名為“輕浮”、“行為沒有預期”、“公共場合不良儀表和舉止”、“自大”、“交流 時個人為主”和“公共場合不良個人習慣”，6個因子的Alpha系數分別為0.70，0.71，0.70 ，0.70，0.69和0.73。在此基礎上組成一個包括61個項目的自編問卷。
1.3 實測及結果處理 采用自編問卷進行實測時，要求被試針對問卷中出現 的各種行為，想象在異往過程中有何種程度的厭惡。問題回答時采用5級計分，1～5分 別表示“很討厭”、“討厭”、“不確定”、“不討厭”、“一點也不討厭”。得分越低， 表示對該行為的討厭程度越高。在問卷結尾部分要求被試回答他們判斷行為是否厭惡的原因 。
問卷實測前，研究者對另外3名助手進行了細致的培訓，使其掌握調查目的、問卷結構以及 填寫要求等。正式施測利用大學生自習時間，按照專業小班(平均40人)分別進行測試。每次 在測試前強調回答的方式和注意事項，按照學生座位順序對問卷編號，收回問卷后學生暫等 5 min，主試逐份核對問卷，確保問卷填寫質量。共發放問卷365份，問卷有效回收率100%。
定量資料部分運用SPSS 12.0進行數據輸入和結果處理；定性資料全部輸入電子文檔后分類 、整理。
2 結果
2.1 社會煩惱行為問卷的信度檢驗 見表1。
由表1可知，本量表具有比較好的信度，與初測信度基本相同。
2.2 大學生異往中感受煩惱行為的性別差異 由表2可知，輕浮、行為 沒有預期、公共場合不良儀表和舉止以及自大4個因素女生的感受性顯著高于男生，差異有 統計學意義。
2.3 大學生異往中感受煩惱行為的年級差異 由表3可知，自大和交流 時個人為主2個因素年級間差異有統計學意義，均表現二年級大學生對這類行為的厭惡程度 高于一年級大學生。
2.4 師范大學生異往中判斷煩惱行為的歸因特點 歸因標準劃分參照了 日本相關研究［5-7］，并增加了性別意識尺度。個人尺度占47.7%， 周圍他人尺度占5.5%，性別意識尺度占16.9%，社會和公共性尺度占5.7%，規則和規范 尺度占24.2%。見表4。
3 討論
結果顯示，男女大學生社會煩惱行為的感受性差異有統計學意義，女大學生的感受性顯著高 于男生。究其原因，首先與男女性別角色和規范的差異有關。女性在交往過程中對自我規范 尺度要高于男性，做事往往以自己的標準來要求他人，男生在交往過程中則表現為不拘小節 ，對交往對方的行為也沒有過多的留意［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對方的影響；男往注重信息的交流 ，如果沒有特定的情感目的，一般不太注重行為舉止對對方的影響；另外，還可能與女性的 情感體 驗比較深刻有關。女性的情感體驗比較細膩，對交往過程中的社會煩惱行為的感受性明顯高 于男性［9］。
結果還顯示，隨著生理年齡的增長，個體的心理年齡或者說社會化程度也會相應提高,但是 這種關系并不是絕對一一對應的關系，表現在對交往中煩惱行為的感受上，二年級大學生只 是在“自大”、“交流時個人為主”2個因素上有所提高，其余4項因素的感受性與一年級大 學生差異無統計學意義。這種情況表明如果單純依靠學生自身的自然發展，沒有進行針對性 的教育或者其他有效的干預措施，大學生對于交往中的煩惱行為在認知層面尚且沒有全面提 高，在實際行為層面上就更不可能關注對方的感受，關照周圍他人的情緒體驗，提示應該有 針對性地加強大學生的修養［10］。
結果表明，在大學生對社會煩惱行為判斷的5種歸因標準中，接近50%的大學生使用“個人” 尺度；其次為“規則和規范”尺度和“性別意識”尺度；“社會和公共”尺度以及“他人” 尺度最少。表明師范大學生在異往中存在兩極分化的狀態，一部分大學生能夠在一個比 較高的角度，即“規則和規范”尺度來判斷行為的優劣，是比較可喜的現象；但有將近50% 的大學生是依據“個人”尺度標準來判斷，令人擔憂，反映了他們考慮問題、判斷他人行為 的出發點多以自我為中心［11］。
另外，一定比例的“性別意識”尺度昭示了部分大學生能夠在異往中關注到自己的性別 角色，從而有意識地規范自己的行為。
4 參考文獻
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