中文版獨處問卷在大學生中的信效度檢驗

陳 曉 顏棱植 高 艷

孤獨感一直以來是心理學健康領域一個重要的研究主題，大量研究均顯示孤獨感對個體的認知和行為具有消極作用，并且是身心健康問題的一個重要風險因素［1-2］。然而，近些年來，部分心理學家開始將研究視角從消極的孤獨感轉向具有建設性的獨處，并考察獨處對個體的積極作用。獨處是以個體與外界無互動，或意識上與他人分離作為主要特征，而是否獨自一人并不是獨處的必要條件;并且獨處是一種客觀的狀態，而非單一的主觀情緒體驗［3-4］。Larson和Lee將獨處分為:非自愿獨處和建設性獨處［5］。在非自愿獨處中個體有更多的消極體驗，這些消極體驗可歸結為孤獨感。而建設性獨處則是個體主動選擇，具有較高自主性的獨處狀態。在建設性獨處中，個體有更多的積極體驗，包括加深自我了解、提升自我恢復和創造力等。

已有獨處與心理健康的研究均發現積極的獨處體驗對心理健康具有一定建設性價值。Larson等人發現:青少年和成年人在獨處之后，再進入人群的心情會變得更振奮和警醒;有時候選擇遠離他人，以此釋放負向情緒，有助于短期的情緒更新［6］。個體獨處時的舒適感與抑郁及身體癥狀呈負相關，而與生活滿意度呈正相關［5］;獨處時越有平靜舒適的正向情緒體驗，則情緒發展越成熟，心理越健康［7］。臺灣學者的研究發現，青少年和大學生的獨處能力與他們身心健康存在顯著相關，獨處應對和獨處舒適感得分越高，則在抑郁、社會功能障礙，焦慮和生理癥狀等身心健康方面的失調越少，同時在生活中的情感壓力、學業壓力和自我壓力方面也越低［8-10］。Long等人的研究發現，獨處中的消極方面與孤獨和抑郁均存在顯著正相關，與自尊和生活滿意度存在顯著負相關;而獨處的積極方面則與孤獨和抑郁無關或負相關，而與情緒創造力、自尊則存在顯著正相關［11］。

最近幾年，我國的學者也開始關注獨處這一研究領域［3，12-16］。但是目前國內有關這方面的研究處于起步階段，目前缺乏獨處相關的有效測量工具。雖然陳曉等人曾對Burger編制的《獨處偏好量表》進行中文版修訂，但該量表側重于測量對獨處的偏好而非獨處體驗［17］。陳小莉等人編制了《獨處行為量表》，該量表主要測量的是由于不同原因或動機所導致的獨處行為，并且該量表并不完全是獨處量表，其中還包括孤僻、社交回避和孤獨感［12］。目前國內尚未有直接測量獨處體驗的工具，Long，Seburn，Averill和More所編制的《獨處問卷》(SQ)是目前唯一一個直接測量個體對不同類型的獨處體驗［11］。因此，本研究在中國大學生對該量表進行修訂。以期為后續研究考察我國人群的獨處提供準備。

1 對象與方法

1.1 對象 對兩個樣本的大學生進行集體施測，樣本一用于量表的探索性因素分析，采用方便取樣法，選取珠海市某高校整群抽樣345人，有效問卷322份，男生107人，女生210人，5人性別信息不明，平均年齡(20.39±1.27)歲，大一學生156人，大三學生166人;樣本二為同一學校但并未參加樣本一的測試的學生，整群抽樣650人，回收有效問卷613份，男生214名，女生399名，平均年齡(19.81 ±1.10)歲，大一185 人，大二228人，大三185人，缺失18人;樣本一中的44名大學生兩周后進行量表重測，用于檢驗量表的重測信度。

1.2 方法

1.2.1 獨處問卷(SQ) 該問卷由Long等人編制［11］。該問卷將獨處定義為獨自一人的狀態，可能是自己一個人或是處在一個沒有社交交往的群體中(如自己一個人在餐館進餐)。Long等人在開放式問卷及對前人關于獨處相關體驗的分類的基礎上將獨處分為9個類型，每個類型均以其占主要優勢的情感體驗、活動特點或獨處結果的特征來區分。這9個類型分別是獨處是創造力，獨處是一種靈性，獨處時可以解決問題，獨處是一種消遣方式，獨處是內心的寧靜，獨處是寂寞，獨處是一種隱居，獨處是自我發現，獨處也是一種親密。問卷首先向被試描述每種獨處的類型，然后要求被試評定自己為了體驗這種獨處而努力的可能性(0“毫無可能”，7“很可能”)及該類型獨處對自己生活的影響程度(0“沒有影響”，7“影響很大”)，所有題目均采用正向計分，將每個獨處類型下的兩個問題求平均分得到該類型獨處體驗重要性。Long等人認為創造力、靈性、解決問題、內心的寧靜、隱居、自我發現和親密是7種積極獨處，而寂寞是消極獨處，消遣方式是中性獨處，但是隨后對美國大學生的數據進行探索性因素分析結果卻未能支持該預期，他們將探索性因素分析結果得到的3個因子分別命名為:內導的獨處(包括自我發現、內心寧靜、隱居、創造力和問題解決)，外導的獨處(包括靈性和親密)和寂寞(包括寂寞和消遣方式)，但Long等人并未對該量表結構進行驗證性分析。在本研究中，首先采用探索性因素分析考察該量表在中國被試的結構，然后利用驗證性因素分析對該量表結構進行驗證，并采用多組比較考察其結構在男女上的適應性。

通過與原編制者Long聯系，由他提供問卷的原始英文版并獲得同意進行中文版修訂，然后由本研究第一作者和一位英語專業教師分別對原量表的獨處類型描述和所有項目獨立進行翻譯，然后逐句對比兩份譯稿，對部分語句的表達進行修改調整，形成中文量表的初稿。再請另一位有海外留學背景的心理學專業老師對描述和項目翻譯稿進行回譯，對回譯差別較大的地方進行修改，最終由研究者和回譯教師對描述和項目逐個分析并達成統一意見后形成問卷。

1.2.2 效標關聯效度 樣本一的所有被試同時完成以下效標關聯效度問卷(剔除無效問卷后，最后有效被試309人)。①《獨處偏好量表》［17］(PSS)(該量表得分越高表示獨處偏好程度越高);②《UCLA孤獨感量表》［18］(UCLA)(該量表得分越高，孤獨感程度越高;③《抑郁自評量表》［18］(SDS)(該量表得分越高，抑郁程度越重);④《交往焦慮量表》［18］(IAS)(該量表用于評定獨立于行為之外的主觀社交焦慮體驗的傾向，得分越高表示交往焦慮程度越嚴重;⑤《情緒創造性問卷》［19］(ECI):(該量表用于評定情緒創造性傾向，得分越高，表示情緒創造力程度越高)。

1.3 統計處理 采用SPSS 16.0對樣本進行探索性因素分析;采用Lisrel 8.7對樣本二進行多組比較驗證性分析。

2 結果

2.1 項目分析 采用Person相關考察樣本一各情境得分與總分的相關，結果顯示，所有項目的辨別系數0.33～0.62之間(P ＜0.001)。

2.2 結構效度分析

2.2.1 探索性因素分析結果 對樣本一大學生數據進行探索性因素分析顯示KMO值為0.73＞0.5，Bartlett球型檢驗χ2值為367.31，df為 36，顯著性為 0.000，適合進行因素分析。使用主成分分析，進行方差最大正交旋轉，分析結果顯示:量表可以分為3個因素，因素的特征根值均大于1(2.26，1.39和1.15)，共解釋了53.35%的總體變異，3個因素的解釋率分別為25.12%，15.45%和12.78%，所有項目的負荷均在0.50以上。其中因素1包含了寧靜、自我發現、創造力、靈性和問題解決5個獨處類型，這些類型均屬于獨處的積極體驗或獨處帶來積極結果，因此命名為積極獨處，因素2包含了寂寞和親密兩個獨處類型，其中寂寞是獨處中的消極情感體驗，而親密則是在獨處時對不在身邊的親密的人(愛人、朋友和親屬)的親近渴望，這兩類都是由于獨處而引發的消極情感(孤獨或寂寞)體驗，因此命名為消極獨處。因素3包含了隱居(此刻你是一個人，可以按照自己喜歡的方式行事)和消遣方式(利用獨處來看電視、讀書、上網等)，這兩類都是利用將獨處作為一種應對方式，并未涉及明顯的情感體驗或獨處結果，因此命名為中性獨處。

2.2.2 多組驗比較證性分析結果 利用樣本二進行驗證性分析，并同時檢驗該模型在樣本二男女性被試上的恒等性。所有模型的擬合優度見表3。探索性因素分析模型在樣本二上的擬合度均達到良好，χ2/df=3.70，RMSEA 低于 0.08，而其 NNFI，NFI，CFI，GFI均大于 0.9，模型在男女性群體上的擬合度也均達到良好。對男女被試進行多組驗證性分析，結果顯示:男性被試與女性被試的因子負荷等同模型(M2)與因子形態等同模型(M1)之間無顯著差異:Δdf=6，Δχ2=3.84，P ＞0.05，進一步設定男女被試模型的因子協方差等同(M3)，結果顯示，M3 與 M2 之間無顯著差異:Δdf=6，Δχ2=4.83，P ＞0.05，最后一步設定男女被試模型的因子協方差和誤差方差都等同(M4)，結果顯示M4與M3之間有顯著差異:Δdf=9，Δχ2=23.28，P ＜0.01，這說明因子協方差和誤差方差等同模型不成立。以上多組比較表明，探索性因素分析所得到的模型在第二個樣本上得到支持，并且在男女性群體上具有跨樣本的適用性［20］。

表1 獨處情景的探索性因素分析結果(n=322)

表2 獨處問卷的多群組模型比較(n=613)

表3 獨處量表校表效度分析(n=309)

2.3 效標效度分析 積極獨處體驗和中性獨處體驗與獨處偏好均顯著正相關，而消極獨處體驗則與獨處偏好無顯著相關。3種類型的獨處體驗與孤獨感存在低度的正相關。只有消極獨處體驗與抑郁存在顯著正相關，而只有中性獨處體驗與交往焦慮存在顯著正相關，只有積極獨處體驗和中性獨處體驗與情緒創造力存在顯著正相關(見表4)。

2.4 獨處問卷信度分析 內部一致性信度:積極獨處的Cronbach α 系數為0.81，消極獨處的 Cronbach α 系數為0.67，中性獨處的Cronbach α系數為0.56。重測信度:積極獨處的重測信度為 0.80，消極獨處 0.81，中性獨處 0.75，，相關均達到統計學顯著水平(Ps＜0.001)。

3 討論

Long等人在編制該問卷之初認為該問卷包含了積極、消極和中性的獨處，并認為創造力、靈性、解決問題、內心的寧靜、隱居、自我發現和親密是屬于積極獨處，而寂寞屬于消極獨處，消遣方式則是中性獨處［11］。不過他們對美國大學生的數據問卷進行探索性因素分析發現，雖然該問卷也是分為3個因子，但是各個因子所包含的獨處情境類型與原先的理論構想有所出入，他們分別將3個因子命名為:內導的獨處(包括自我發現、內心寧靜、隱居、創造力和問題解決)，外導的獨處(包括靈性和親密)和寂寞(包括寂寞和消遣方式)。但除了該研究以外，并未有研究對該量表的結構進行重新檢驗。而本研究對中國大學生的數據分析則顯示該量表可以分為3個因子:積極獨處包括創造力、靈性、解決問題、內心的寧靜、自我發現等5個類型，而消極獨處包括親密和寂寞，中性獨處包括隱居和消遣方式。中文修訂的量表維度與量表編制的理論構想比較一致，同時該問卷結構在更大的被試樣本上也得到支持，并且在男女兩性上具有跨群體的適用性。中文修訂版問卷中的積極獨處因子包含了Long等人所認為的積極獨處類型，但是原來被認為是積極獨處的親密和隱居則分屬于消極獨處和中性獨處因子。經過對問卷內容的重新檢查發現，在量表中親密的描述是“盡管孤獨，但你仍覺得與某個你在乎的人親近，例如一個久違聯系的友人或愛人，又或是一個已故的親屬(如你至愛的祖父母)，他們雖然不在身邊，但這只會加強你想要與他們親近的感覺。”從內容的描述不難看出，該類型的獨處似乎更有可能引發個體由于分離而導致消極情緒體驗而不是積極的體驗，特別是里面提到的已故親屬，因此我們認為該類型與寂寞同屬一個因子更加合理。而隱居的描述是“因為此刻你是一個人，你可以按照自己喜歡的方式行事，而不用顧及社交細節或他人想法。”這種獨處其實是一種應對方式，即通過獨處避免與他人互動，這與消遣方式“你可以用獨處的時間來看電視、讀書、上網，或從事其他能分散注意力的活動。”所測量的內容更加接近，這兩個類型的明顯特征是把獨處作為一種應對的方式，未涉及到明顯情緒體驗或獨處結果，因此都可以歸屬中性的獨處。

本研究采用了獨處偏好，孤獨感，抑郁，社交焦慮和情緒創造力作為效標進行檢驗，結果顯示，只有積極獨處和中性獨處體驗與獨處偏好存在顯著正相關，而消極獨處體驗與獨處偏好無關，這說明獨處所帶來的積極體驗或獨處所提供的應對方式使個體偏好于獨處，而獨處帶來的消極體驗則無法促使個體偏好獨處。獨處的三個因子與孤獨感均存在正相關，這驗證了前人有關獨處與孤獨既存在相同的地方也存在不同的之處［3］。而積極獨處和中性獨處體驗與情緒創造力存在顯著正相關，只有消極獨處體驗與抑郁存在顯著正相關，而只有中性獨處體驗與社交焦慮存在顯著正相關。這與前人有關獨處的研究結果是一致的。Long等人的研究顯示，處于積極獨處體驗中的個體報告體驗到快樂、放松、自由和樂觀而不是悲傷、孤獨和空虛，他們同時報告更能集中注意力，而體驗到消極獨處的被試花更多的時間在轉移注意力活動上，他們將獨處描述為悲傷，孤獨，和抑郁并且體驗到焦慮，困惑和孤立，他們同時報告更容易體驗到壓力、緊張和害怕［21］。他們的另一項研究發現獨處中的消極方面與孤獨和抑郁均存在顯著正相關，而獨處的積極則與情緒創造力、自尊則存在顯著正相關［11］。這與本研究中積極獨處和消極獨處的結果是比較一致。在本研究還發現只有中性獨處與社交焦慮存在顯著正相關，中性獨處主要是將獨處作為一種應對策略，也就是說存在社交問題的人更有可能將獨處作為一種應對環境的策略，他們更愿意獨處。這與陳曉等人關于獨處偏好的研究結果比較一致，他們發現對獨處方式的偏好與社交障礙存在顯著正相關［17］。

中文版獨處問卷的信度分析表明，該問卷在中國大學生中具有穩定的內部一致性信度和重測信度。但是消極獨處因子和中性獨處因子內部一致性信度偏低，這可能是由于這兩個因子只包含兩個情境情境有關。不過重測信度分析結果顯示總量表和3個因子的重測信度尚屬良好。

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