中文版過剩適應量表在大學生群體中的效度和信度

任玉潔 石津憲一郎

摘 要 為修訂中文版過剩適應量表（OAS-C），并檢驗其在中國大學生群體中的信效度，抽取589名大學生（樣本1），278名大學生（樣本2）和174名大學生（樣本3）進行施測。效度分析結果表明，OAS-C為二因子結構，包括外部適應過剩和內部適應匱乏。該二因子模型擬合良好，且與各效標間呈顯著正相關。信度分析結果顯示，內部一致性系數與2周后的重測信度系數均符合心理測量學標準，表明OAS-C具有內部一致性和跨時間穩定性。該量表具有性別測量等值性。綜上，經修訂OAS-C具有良好的信效度，適合作為評估我國大學生過剩適應的工具。

關鍵詞 過剩適應;中國大學生;效度;信度

分類號 B841.7

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.01.004

1 引言

個體的適應性可以從外部適應和內部適應兩個維度進行解釋（Kitamura，1965）。外部適應是指個體對文化、社會、家庭等外部環境的適應;內部適應則是一種指向個體內心的，體現個體安定感和滿足感的適應;所謂適應性正是這兩種適應取得平衡的狀態（Kitamura，1965）。基于適應性的二維結構，Kuwayama（2003）將過剩適應定義為，由于外部適應過剩而導致內部適應陷入困難的狀態（Kuwayama， 2003）。根據以上過剩適應的結構性定義，過剩適應是由“外部適應過剩”和“內部適應匱乏”兩個維度構成的二元結構在過往研究中達成了共識（Mashiko，2013）。從行為特征來看，具有過剩適應傾向的人會過分顧慮他人的想法和感受，為了獲取他人的認可不惜犧牲自己，壓抑內心的真實欲求，同時存在自我貶低的傾向（Ishizu，2006）。

從發展心理學的角度來看，個體適應性會隨著個人成長發生重心轉移（Fujimoto & Kira，2014）。具體來說，兒童期更側重于對外部環境（如家庭、學校環境）以及對外部環境中的人際關系（如親子關系，朋友關系和師生關系）的適應。而進入青春期后，個體適應性將逐漸轉向內部適應上（Fujimoto & Kira，2014）。這一適應重心的變化，可能會導致兒童期適應性良好的人，在步入青年期之后，由于過分順從外部環境的固定行為模式而導致內部適應性較差（Saito，2012），陷入過剩適應的困難之中（Kuwayama，2003），從而引發自尊感情低下（Fujimoto & Kira，2014）、社交恐懼（Mashiko，2008;2009）、抑郁傾向（Kazama，2015）等一系列心理問題。另一方面，青年期也是實現心理獨立和自我發展的時期。因而處于青年期尤其是大學生時期的人更容易從固有的外部環境和人際關系引起的壓力中脫離出來，從而建立全新的內、外部適應平衡。因此對大學生群體的研究，對于改善個體適應性方面具有實踐意義（Mashiko，2009）。

在我國，有兩個與過剩適應的行為特征較為相似的概念，一個是“乖孩子”，另一個是“討好型人格”。以下通過相似概念的介紹和比較，論述過剩適應概念引進和量表修訂的必要性。

通常來說，聽話、懂事，不給父母惹麻煩，按照大人或權威的意愿來做事的孩子被稱為“乖孩子”（郭利，2017;凌想，2017;劉惠，2013;石太明，2010）。很多家長希望把孩子培養成“乖孩子”，然而“乖孩子”的心理并不一定健康。李丹和李華彪（2010）認為，“乖孩子”身上可能存在著如完美主義、感情脆弱，受不起批評等種種問題，而這些問題卻掩蓋在“乖孩子”的光環之下。另一方面，“乖孩子”常常得付出自信和自尊的代價來討好別人，當他們努力成為別人心中的理想孩子時，其實已經交出了自我審視的機會，同時也喪失了自信和自尊（李雅卿，2010）。這些從小順從父母，聽話懂事，被夸獎長大的孩子，長大以后，一旦遇到自己無法解決的困難就容易感到挫折，從而陷入一種不適應社會的狀態（王益明，1994）。

然而，由于沒有相關的專業術語來描述“乖孩子”的心理特征，同時缺乏科學的測量工具，導致相關研究仍停留在理論研究階段，實證研究甚為稀少。為數不多的一篇實證研究來自丁浙英（2008），該研究從學習、順從、勤勞和懂事四個方面測量兒童期的“乖行為”。但結果顯示兒童期被評價為“乖孩子”與“不乖”的孩子，成年后在性格特征上并未呈現顯著差異。此結論與相關理論研究中“乖孩子可能存在心理問題”（李丹，李華彪，2010;李雅卿，2010），“步入青年期后容易陷入不適應社會的狀態”（王益明，1994）等結論存在一定出入。其原因可能是：第一，沒有明確區分青年期仍以“乖孩子”的行為模式生存的人群與自我意識發展良好的人群。第二，未能從心理學的角度描述青年期“乖孩子”的行為特征。

眾多過剩適應的研究認為“乖孩子”一方面容易順從、接受權威，說話做事常常察言觀色，另一方面傾向于刻意隱藏情緒壓抑內心。這兩個方面與“過剩適應”的特征相符，因此將過剩適應作為“乖孩子”在心理、行為上的顯著特征進行研究（Ishizu & Ambo， 2008; Kashiwabara， 2008; Kuwayama， 2003; Yamada， 2010）。

此外，近年來“討好型人格”一詞頻繁出現在各大新媒體平臺的文章里，討好型人格的生存困境引起了很多人的共鳴。其中的“討好”一詞，起源于薩提亞提出的生存狀態之一。薩提亞認為討好是一種非常關注他人卻絲毫不在意自己，常常以令人愉快的面目出現的生存狀態（薩提亞，2007）。討好型人格是一種一味討好他人而忽略自己感受的人格，是一種不健康的心理狀態（秦靜，2018）。其特征是：對別人的感受特別敏感;抬高別人貶低自己;不敢發出請求，很難拒絕別人;缺乏界限和原則（張伊靈，2019）。從以上特征來看，討好型人格也與過剩適應的內涵類似。然而，討好型人格并非心理學術語，沒有扎實的理論基礎，因此相關研究仍停留在論述社會現象的階段。

與“乖孩子”和“討好型人格”相比，過剩適應則是一個兼具理論成熟度和實證研究基礎，同時擁有科學測量工具的心理學概念。

過剩適應研究的發展分為萌芽期（1965年～），病前性格的臨床研究期（1970年～）和主體實證研究期（2000年～）（Mashiko，2013）。1965年，Kitamura（1965）將個體適應性分為外部適應和內部適應，并通過內、外部適應的關系，分別給出適應性和過剩適應的結構性定義后，過剩適應的研究開始進入萌芽期。20世紀70年代，由于在人際關系上過分在意他人感受而導致自身心理需求被過度壓抑的上班族和兒童日益增多，過剩適應被當作上班族的抑郁傾向和拒絕上學的兒童的病前性格特征，在日本的精神醫學，臨床心理學和教育學等領域中受到廣泛關注。2000年以后，特別是在Ishizu（2006）給出過剩適應的操作性定義，并編制出過剩適應量表之后，過剩適應開始成為實證研究的主體。Ishizu（2006）認為，過剩適應是指個體對來自外部環境的要求和期待近乎完美的遵循，即便外界要求不合理，也會壓抑內心的真實感受，為了滿足外界的要求與期待而作出過分努力的狀態。基于此操作性定義，Ishizu（2006）從顧慮他人感受，努力達成期待，追求他人認可，自我抑制和自我不足感五個維度，編制了過剩適應量表（Over-adaptation Scale;OAS）。據文獻統計結果顯示，在OAS（Ishizu，2006）問世后的5年內，心理學、精神醫學和教育學領域的相關文獻數量激增，過剩適應在實證研究領域得到了廣泛地探討（Asai，2012）。截止至2020年5月，僅日本圖書資料數據庫（CiNii）收錄的相關論文已達325篇。其中絕大多數研究是直接使用OAS，或者根據研究實際情況對OAS進行修訂后投入使用的。眾多實證研究表明，過剩適應與學校適應性、壓力反應（Ishizu & Ambo，2008）、自尊（Fujimoto & Kira，2014）、被忽略焦慮、認同欲求（Mashiko，2008）、人際關系恐懼癥（Mashiko， 2009）、 抑郁傾向（Kazama， 2015）、幼年期父母教養方式（Ishizu & Ambo，2009）以及人際關系的困難經驗（Souma & Sano，2014）等因素之間存在顯著關聯。綜上，可以認為過剩適應是一個具備理論成熟度和實證研究基礎的心理學概念。

同時，Ishizu和Ambo（2008）通過對OAS結構的進一步探討發現，顧慮他人感受、努力達成期待、追求他人認可、自我抑制和自我不足感五個維度可以進一步分為外部適應過剩和內部適應匱乏兩個高次因子。其中，顧慮他人感受、努力達成期待和追求他人認可屬于外部適應過剩;自我抑制和自我不足感屬于內部適應匱乏。此后，過剩適應的高次因子模型也在其他眾多研究中得到了驗證（Asai，2014;Fujimoto & Kira，2014;Kazama & Ishimura，2014;Oseki，2011;Wang，2015）。過剩適應的高次因子模型的存在，也從測量工具的角度佐證了過剩適應是“由外部適應過剩和內部適應匱乏兩個維度組成”的概念結構。因此可以認為OAS是既遵循量表開發規定流程，又符合概念結構合理性的科學測量工具。

此外，Ren（2018）將過剩適應量表中“他人”“對方”等表示對象的詞語轉換成“父母”“朋友”“老師”等特定對象后發現，不同人際關系中，過剩適應程度也有所不同。日本大學生對朋友的過剩適應傾向最高，對父母和周圍的一般人次之，對兄弟姐妹、戀人和老師的過剩適應傾向最低。該研究表明，過剩適應量表具有一定的靈活度，通過量表內部表示對象的詞語轉換，能夠對特定人際關系中的過剩適應傾向進行更深入地研究。

綜上所述，通過引進過剩適應的概念，修訂OAS，對于探討我國“乖孩子”的心理問題和“討好型人格”的社會問題，具有實踐性意義。由此，本研究旨在修訂中文版過剩適應量表（the Chinese version of the Over-adaptation Scale; OAS-C），并檢驗量表的信效度，以探討OAS-C在中國文化背景下以及在中國大學生群體中的適用性，為相關實證研究提供科學的測量工具。

2 研究方法

2.1 被試

采用整群抽樣法，從北京、山東、四川、河南的4所大學抽取大學生被試進行問卷星在線施測。在線問卷首頁設置知情同意書，在被試確認并同意后進行測試。

樣本一：共發放問卷624份，剔除明顯亂答、漏答的問卷，最終回收有效問卷589份，有效率為94.39%。其中男生325人，女生264人。所有被試年齡在17～23歲之間，平均年齡19.72歲（SD=1.26）。該樣本用于項目分析、探索性因子分析、效標關聯效度分析、內部一致性信度分析和性別差異檢驗。

樣本二：另發放問卷292份，最終回收有效問卷278份，有效率為95.21%。其中男生140人，女生138人。所有被試年齡在18～23歲之間，平均年齡20.51歲（SD=1.37）。該樣本用于驗證性因子分析和內部一致性信度分析。

樣本三：對于樣本一中留下聯系方式且有意愿參加第二次調查的被試，隔2周后再次進行問卷星在線施測。共發放問卷190份，回收有效問卷174份，有效率為91.58%。其中男生84人，女生90人。所有被試年齡在18～23歲之間，平均年齡20.17歲（SD=1.40）。該樣本用于2周重測信度分析。

2.2 研究工具

2.2.1 中文版過剩適應量表

過剩適應量表（Over-adaptation Scale; OAS; Ishizu， 2006）由“顧慮他人感受（8個項目）”“努力達成期待（7個項目）”“追求他人認可（5個項目）”“自我抑制（7個項目）”和“自我不足感（6個項目）”5個因素，共33個項目組成。采用Likert 5級評分制，要求被試在1（完全不符合）～5（完全符合）中選擇與自己的真實情況相符的數字。得分越高，過剩適應程度越高。

經原作者Ishizu教授的許可，采用Brislin（1970）的雙人翻譯-回譯法翻譯模型，依照Inada（2015）的量表翻譯基本方針，對過剩適應量表進行翻譯。翻譯流程如下：（1）由兩名心理學專業的在日中國博士研究生擔任譯員，分別獨立完成量表的中文翻譯。（2）由一名社會學專業和一名日語專業的在日中國博士研究生回譯初版中文內容。（3）由原作者Ishizu教授對回譯內容與原量表內容進行比較，確認二者的等質性。（4）以6名中國在校大學生為被試，進行小規模預備調查，并通過訪談確保一般被試對過剩適應的認知等質性。同時篩查量表中難以理解、易產生歧義以及可能引起負面情緒的內容。（5）根據預備調查結果，修改相應內容。重復1～3步驟，直至所有內容得到原作者的等質性確認。（6）以書面報告的形式將以上翻譯步驟和預備調查結果記錄總結下來，并向原作者匯報，取得中文量表的版權。

2.2.2 自我抑制行動特征量表

使用Liu和Munakata（2002）編制的自我抑制行動特征量表。該量表由10個項目組成。采取3級評分制（1=不是這樣，3=總是這樣），得分越高，自我抑制行動特征越顯著。該量表在本研究中的內部一致性信度為0.77。

2.2.3 自我意識量表

使用蔣燦（2007）修訂的自我意識量表（self-consciousness scale; SCS; Fenigstein， Scheie & Buss， 1975）。參照過剩適應量表的效度衡量標準，采用自我意識量表中的“公我意識”部分。該部分由7個項目組成。采用5級評分制（1=完全不符合，5=完全符合），得分越高，公我意識越強。該量表在本研究中的內部一致性信度為0.73。

2.2.4 自我狀態量表

使用段琪（2011）修訂的自我狀態量表（Ego-gram）。參照過剩適應量表的效度衡量標準，采用自我狀態量表中的“適應型兒童（adept child;AC）”部分。該部分由10個項目組成。采用3級評分制（1=不符合，3=符合），得分越高，適應型兒童的自我狀態特征越顯著。該量表在本研究中的內部一致性信度為0.81。

2.3 統計學方法

使用SPSS 25.0和AMOS 25.0軟件包進行數據統計分析。采用探索性因子分析、驗證性因子分析、相關分析和信度分析等方法檢驗OAS-C的信效度。其中采用結構效度和效標關聯效度檢測OAS-C的效度，采用內部一致性信度和重測信度評定OAS-C的信度。

3 結果

3.1 項目分析

將OAS-C的總分按從高到低順序排序，得分前27%者為高分組，得分后27%者為低分組。采用獨立樣本t檢驗，計算高低兩組在每題得分平均值上的差異（表1）。結果顯示，各項目在低分組與高分組間均存在顯著差異，表明各項目具有較高的鑒別力。

采用Pearson相關法，分析OAS-C各項目與量表總得分間的相關關系（表1）。各項目與量表總得分的相關系數在0.56～0.81之間，且均在0.001水平上達到顯著，故保留所有33個項目。

3.2 效度分析

3.2.1 結構效度

采用主因子分析法和最優斜交旋轉，對OAS-C進行探索性因子分析（表2）。結果表明，33個項目在所屬因子下的載荷系數均大于0.40。但與OAS原量表的5因子結構模型有所不同，在不限定因子數量的情況下，OAS-C中特征值大于1的因子有且僅有2個。特征值分別為5.41和3.98，累計方差貢獻率為57.26%。通過與OAS原量表的5因子結構模型的對比發現，OAS-C的因子1由原量表的“顧慮他人感受”“努力達成期待”和“追求他人認可”3個因子的共20個項目組成;因子2由原量表的“自我抑制”和“自我不足感” 2個因子的共13個項目組成。根據過剩適應的高次因子模型（Ishizu & Ambo，2008），可以認為過剩適應的2因子模型同樣具有有效性。因此參照過剩適應的結構性定義（Kuwayama，2003），將OAS-C的因子1命名為“外部適應過剩”，將因子2命名為“內部適應匱乏”。

應用樣本二，通過結構方程建模的驗證性因子分析，進一步檢驗探索性因子分析所建立的OAS-C的2因子模型擬合優度。如表3所示，以中國大學生為被試的OAS-C的2因子結構模型具有較好的模型擬合優度和較高的穩定性。赤池信息準則指數（AIC）、貝葉斯信息準則指數（BIC）、相對擬合指數（CFI）、擬合優度指數（GFI）以及Tucker-Lewis指數（TLI）和近似均方跟誤差（RMSEA）等模型擬合指標均符合心理測量學標準，因此可以推斷OAS-C具有較好的結構效度。

3.2.2 效標關聯效度

采用Pearson相關法，對OAS-C的效標關聯效度進行驗證。如表4所示，OAS-C的2個因子以及總量表與自我抑制行動特征、公我意識、自我狀態-AC間存在中等程度的顯著正相關。由此可以推斷，OAS-C在效標關聯上具有較好的效度。

3.3 信度分析

采用內部一致性信度分析，計算了OAS-C總量表和2個因子的Cronbach's α系數。同時采用重測信度分析，計算了總量表和2個因子在先后兩次測試下的相關系數ICC。如表5所示，所有Cronbach's α系數均在0.80以上，重測信度系數ICC均在0.80以上。所有系數均在容許范圍內，因此可以推斷OAS-C具有較高的內部一致性和較好的跨時間穩定性。

3.4 性別差異檢驗

通過獨立樣本t檢驗，比較了OAS-C總量表和2個因子在性別上的差異（表6）。結果表明，男女大學生在OAS-C的各個維度以及量表總分上，均不存在顯著差異。因此推斷OAS-C在性別上具有穩定性。

4 討論

本研究旨在修訂中文版過剩適應量表（OAS-C），并檢驗其在中國大學生群體中的信效度。首先，項目分析結果顯示，OAS-C各項目與量表總分之間的相關在0.56～0.81之間，且低分組與高分組之間存在顯著差異，表明OAS-C各項目與量表總體保持一致，且具有良好的鑒別力。信度分析結果顯示，OAS-C的總信度系數和各因子信度系數均在0.80以上，且兩次測試各對應因子間的相關系數ICC均在0.80以上，表明OAS-C的內部一致性信度和重測信度結果均符合心理測量學標準，因此判斷OAS-C具有較好的信度。

其次，通過結構效度和效標關聯效度檢驗OAS-C的效度。探索性因子分析結果顯示，二因子結構模型更適合描述中國大學生群體的過剩適應。這與原量表的五因子結構模型有所不同。但值得注意的是，OAS-C的第一因子包含原量表的“顧慮他人感受”“努力達成期待”和“追求他人認可”3個因子的所有20個項目;第二因子包含原量表的“自我抑制”和“自我不足感”2個因子的所有13個項目。本研究的二因子結構模型與過剩適應的高次因子模型（Ishizu & Ambo，2008）結構一致，即“顧慮他人感受”、“努力達成期待”和“追求他人認可”3個因子歸屬于高次因子“外部適應過剩”;“自我抑制”和“自我不足感”歸屬于高次因子“內部適應匱乏”。同時二因子結構模型也符合過剩適應“由于外部適應過剩而導致內部適應陷入困難的狀態”（Kuwayama，2003）的結構性定義。過剩適應的文獻研究（Ren，2019）表明，過剩適應的結構模型并未達成共識，有過往研究使用量表總分的一元結構模型（Ishizu & Ambo，2013;Fujimoto & Kira，2014;Saito，2010），也有過往研究沿用原量表的五因子結構模型（Asai，2014;Goto & Ida，2013;Mashiko，2009;Souma & Sano，2014），同時也有眾多過往研究使用了由“外部適應過剩”和“內部適應匱乏”組成的二元結構模型（Asai，2014;Fujimoto & Kira，2014;Kazama & Ishimura，2014;Mashiko，2008;Oseki;2011;Wang，2015）。量表原作者Ishizu認為，存在結合實際情況和研究目的靈活使用過剩適應量表結構的可能性（Ishizu & Ambo，2009）。因此可以認為本研究中OAS-C在中國大學生群體中的二因子模型具有結構合理性。

驗證性因子分析結果表明， OAS-C的二因子結構模型的擬合優度處于可接受范圍內。2個公因子的累計方差貢獻率達57.26%，且各項目在所屬因子下的負荷量均高于0.40。結合探索性因子分析和驗證性因子分析的結果，可以判斷OAS-C具有較好的結構效度。

參照OAS原量表的效標，本研究使用中文版自我抑制行動特征量表（Liu，2002）、中文版自我意識量表的公我意識部分（蔣燦，2007）和中文版自我狀態量表的適應型兒童部分（段琪，2011）測量OAS-C的效標關聯效度。相關分析結果表明，總量表以及2個因子均與3個效標之間存在顯著正相關。值得注意的是，第二因子“內部適應匱乏”與公我意識之間雖存在相關關系，但相關程度略低于其他因子（r=0.22， p<0.05）。類似結果也出現在原量表的效標關聯效度分析的結果中（Ishizu，2006）：“自我抑制”和“自我不足感”2個因子與公我意識的相關程度略低（rs=0.29～0.35， ps <0.01）。可能的原因是，“公我意識”是指注重自己的外貌、言行等外在方面的意識傾向（Fenigstein，Scheier， & Buss，1975），因此更適合作為第一因子“外部適應過剩”的效標。因此仍可以推斷OAS-C具有較好的效標關聯效度。

最后，獨立樣本t檢驗結果顯示，OAS-C總量表和2個因子在性別上沒有差異，這與Mashiko（2008;2010）和Kazama（2015）的研究結果一致，表明OAS-C具有性別穩定性。然而值得注意的是，人際關系中的各個因素對男女大學生過剩適應的影響程度有所不同。例如Ren和Hayashi（2020）的研究結果表明，母親的溫暖型教養方式對大學生，尤其是女性大學生的內部適應匱乏狀態有緩解作用;父親的權威型教養方式對男性大學生的內部適應匱乏狀態有促進作用，而對女性大學生則沒有影響。因此，區分性別進行探討仍具有重要意義。

5 結論

總體來說，本研究通過多人獨立翻譯、回譯和原作者回譯審查等一系列流程，確保了OAS-C翻譯過程的客觀性和嚴謹性。同時，驗證了OAS-C在我國大學生群體中的效度和信度均達到心理測量學標準。OAS-C的修訂為測量我國大學生的過剩適應行為傾向提供了科學的評估工具。

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