发布时间：2023-07-20 16:24:50
序言：写作是分享个人见解和探索未知领域的桥梁，我们为您精选了8篇的统计学归因分析样本，期待这些样本能够为您提供丰富的参考和启发，请尽情阅读。
脑外伤所致精神障碍的发生不仅与患者的脑损伤的严重程度有关，还与人格和归因方式等心理因素有关。
【关键词】
精神障碍;相关因素;Logistic回归
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
作者单位：300022天津市安定医院(陆永艳 王正午)；天津医科大学总医院脑系科(阎涛)
脑外伤所致精神障碍导致伤残是指脑外伤所致精神障碍患者，经治疗后仍遗留长期的精神障碍，症状及功能障碍的严重程度相对固定，永久地存在生活、社会功能受损，且此精神障碍与损伤事件相关性一致［1］。随着现代社会各种意外伤害出现的越来越频繁，脑外伤所致精神障碍的患者也越来越多，本研究旨在调查脑外伤的患者出现精神障碍的影响因素，以进一步预防脑外伤所致精神障碍的出现。
1 资料与方法
1.1 一般资料 研究组被试均来自是我院自2005年以来的门诊和住院治疗的脑外伤所致精神障碍的患者。纳入排除标准包括：①符合CCMD3中脑外伤所致精神障碍的诊断标准；②调查时间为脑外伤后3~6个月；③患者不伴随有其他躯体疾病及癫痫、精神分裂症、抑郁症等严重的精神疾病；④患者智能未受影响，能够独立完成问卷；⑤患者首次脑外伤急救时保留格拉斯哥昏迷评分(GCS)以及CT或核磁等影像学资料；⑥患者家属签署知情同意书，并且配合调查的。符合上述标准的患者共48例，其中男29例，女19例，平均年龄(37.56±12.35)岁；高中及以上学历的26例，高中以下文化的22例；48例患者中，脑外伤早期均出现精神病性症状，属于精神分裂型。对照组选自天津市某综合医院神经科的脑外伤的随访患者48例，其纳入标准包括：①有明确的脑外伤史；②脑外伤后1年以上未出现精神障碍；③年龄与性别构成与研究组一致。排除标准：①合并其他严重的躯体疾病的患者；②有精神疾病或精神疾病既往史；③脑卒中史及再发脑创伤史。④脑外伤后持续昏迷或植物人状态患者。平均年龄(35.26±11.42)岁，性别：男28例，女20例。
1.2 研究方法 在患者家属的配合下获取患者的一般情况以及脑外伤的情况，包括，性别，年龄，受教育程度，住院时间以及临床特征。具体内容有：①格拉斯哥昏迷评分(GCS)：共有运动、语言和睁眼3大部分，将3部分得分相加，即得到GCS评分。②意识障碍时间。③CT阳性发现：包括血肿量、中线移位等异常表现，损伤范围以及有无脑干损伤等。此外还对患者进行艾森克人格问卷(EPQ)和归因方式问卷。
1.3 调查方法 所有调查内容均由2名精神科主任医师和1名神经科主任医师组成的专家组讨论所得，包括的调查因素为有无颅内血肿，有无脑干损伤，脑组织损伤范围，GCS评分，EPQ评分和归因方式评分。以是否出现精神障碍作为因变量。问卷调查由2名精神科主治医师经过12学时的培训后进行(kappa=0.85)。
1.4 统计学方法 所有调查所的资料输入计算机，应用SPSS13.0进行统计学处理，涉及的统计学方法包括t检验、卡方检验和Logistic回归，P
2 结果
2.1 研究组与对照组的基本资料比较 研究组和对照组的年龄、性别构成、受教育程度比较，差异无统计学意义(P>0.05)。
2.2 研究组与对照组各个单项比较的结果 将研究组和对照组的纳入研究的因素进行比较，具体结果见表1。
表1
研究组与对照组各项研究因素比较
比较内容研究组对照组统计量值P值
颅内血肿21例(48例)15例(48例)χ2=4.680.03
脑干损伤12例(48例)8例(48例)χ2=4.350.04
损伤范围*单22/双15/三11单27/双12/三9χ2=12.620.00
GCS评分7.24±2.179.85±2.56t=7.520.00
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EPQ评分36.24±8.4727.29±9.02t=8.640.00
归因方式50.26±12.2641.42±10.18t=6.590.00
注：*：“单”是指单个脑叶，“双”是累及两个脑叶，“三”是指累及三个脑叶或以上
2.3 Logistic回归分析结果 将研究组和对照组分别作为阳性和阴性结果设置为因变量，分别引入人格、脑损伤范围、颅内血肿、格拉斯哥分度量表评分(GCS)、脑干损伤及归因方式作为自变量，进行Logistic回归分析，变量赋值及logistic回归详见表23。
表2
变量定义及赋值情况
变量变量名称变量赋值
X1颅内血肿0=无，1=有
X2脑损伤范围1=一个脑叶，2=两个脑叶；3=3个以及上
X3脑干损伤0=无，1=有
X4GCS评分实际评分
X5EPQ评分实际评分
X6归因方式评分实际评分
Y精神障碍0=未见精神障碍，1=出现精神障碍
表3
经过3步迭代后进入方程的变量
变量变量名称BS EWalddfsig.Exp(B)
X4GCS评分1.0080.2198.32510.0022.078
X5EPQ评分0.8630.0876.54810.0011.983
X6归因方式1.2680.2539.64110.0002.154
注：根据表3可知Y=1.008×X4+0.863×X5+1.268×X6+10.329.
3 讨论
脑外伤所致精神障碍的临床表现十分丰富，其中以智力损伤为主，还包括躁狂表现、抑郁表现、神经症样改变、精神分裂表现以及人格改变等，其中脑外伤所致精神病性症状者占34.3%，其中以感知觉障碍、思维形式障碍、思维内容障碍多见［2］。本研究仅关注精神分裂型的患者，目的是避免混杂有其他症状表现，使影响因素发生改变。专家组选取的被选因素是在综述文献的基础上，对于经过Meta分析证实有意义的单个因素进行综合考察，看其在脑外伤所致精神障碍的发病过程当中的相对贡献和整体作用。经过表1可知这些独立的危险因素，包括有无颅内血肿，有无脑干损伤，脑组织损伤范围，GCS评分，EPQ评分和归因方式评分在研究组和对照组确差异有统计学意义(P
张登科等［4］曾经对脑外伤所致精神障碍患者的心理理论和影响因素进行研究，发现由于脑损伤会累及相应的脑部区域，最终导致心理理论障碍。其实质就是一种独立的认知成分。归因方式体现在被试对于引起焦虑情境的认知评价，与心理理论在某种意义上都是对引起适应不良行为的认知因素的评价，本研究中发现研究组和对照组对于自己和境况的归因方式有着明显不同(详见表1)，在预测方程当中可以见到归因方式的权重也最大，可见脑外伤所致精神障碍不单纯是生物学损害的结果，还与患者的认知方式有关。
表1中EPQ评分在研究组和对照组差异有统计学意义(P
关键词 高中生 心理健康 归因风格
中图分类号：B844.2 文献标识码：A
0引言
随着人们对青少年发展的日益重视，关注青少年心理健康，发掘促进青少年心理健康的要素及探究相互间的关系，成为越来越多心理工作者的研究课题。青少年时期是心理发展的关键期，此阶段的心理发展状况对其学习、生活习惯的建立具有不可替代的影响，而身心发展的不平衡使得青少年面临种种心理危机，其在应对负性生活事件时，会呈现出或积极或消极的归因风格。相关研究表明，青少年对负性生活事件的归因风格，可以对其心理健康状况作出良好的估计。
归因风格是指个体在长期归因过程中形成的一种稳定的归因倾向，分为积极归因风格与消极归因风格。大量的国内外研究表明，青少年对负性生活事件的归因风格对其心理健康状况有重要影响。其中，积极归因风格是指个体倾向于对负性生活事件做出不稳定的、局部的、外部的归因，积极归因风格与心理健康水平呈正相关；消极归因风格是指个体倾向于对负性生活事件做出稳定的、整体的、内部的归因，消极归因风格与心理健康水平呈负相关。
那么，青少年对负性生活事件的归因风格受哪些因素影响呢？研究表明性别、社会支持系统的完善与否、家庭经济收入等因素都可能成为影响因素，而高中生住校与否、独生子女与否、其所能从社会支持系统中所能获得的社会支持也有所变化。因此，本研究将性别、住校与否、独生子女与否、家庭经济收入作为自变量，以高中生对负性生活事件归因风格为因变量。研究假设高中生对负性生活事件的归因风格在性别、独生子女与否、住校与否、家庭经济收入上存在差异。意图通过研究高中生人口统计学变量与其对负性生活事件归因风格的关系，以找出人口统计学变量中归因风格的预测因子。
1对象和方法
被试：在娄底市两所中学整班抽取6个班，共217名学生作为本研究的正式研究对象。年龄为14到18岁，男生占50.8%，女生占49.2%。其中独生子女占53.3%，非独生子女占46.7%。走读生占51.8%，住校生占48.2%。家庭每月总收入在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研究用测评工具
青少年归因风格问卷：根据我国青少年常见的负性生活事件，笔者基于国内学者归因风格问卷的编制方法，选出5个学业和人际交往中出现频次高的负性生活事件，编为青少年归因风格问卷，被试学生应对负性生活事件发生的原因从原因源（内在―外在）、稳定性（稳定―不稳定）、普遍性（整体―局部）三个维度做出回答，量表采用七分制，其中归因的内在―外在维度采用了反向记分，低分表示学生对负性事件的发生做出倾向于外在的、不稳定的、局部的归因，高分表示学生对负性事件的发生做出倾向于内在的、稳定的、整体的归因。
问卷进行了预测，在测评过程中，学生均可根据问卷的指导语自行评定，问卷并无明显的歧义和理解上的困难。
3研究程序
研究以班级为单位进行问卷评测，评测之前由笔者向被试讲解研究目的、意义及用途，特别强调测试结果绝对保密，且与学校管理和评优无关，以图排除学生的被试效应。采用统一的指导语，由研究者及该校的心理老师担任主试进行团体匿名评测。评定过程大约需要20～30分钟。共发放问卷230份，回收217份，回收率94.35%，有效问卷197份，有效率为90.78%。主要统计方法为多变量方差分析。
4结果
4.1问卷信度
在青少年归因风格问卷中，总项目的Cronbach’s 系数为0.895，Spearman-Brown分半信度为0.791，三个维度的 系数、分半信度见表1。
4.2青少年在各维度归因风格的得分情况
所有正式调查被试在内在―外在维度得分为4.19？.00，整体―局部维度得分为3.24？.02分，稳定―不稳定维度得分为3.36？.18。
4.3归因风格的差异性检验
2（性别）x2（是否独生子女）x2（是否住校）x6（家庭收入状况）的MANOVA分析结果表明，家庭收入状况（Wilk’s ∧=.801，F=2.912，p
MANOVA分析结果表明：家庭收入对高中生负性生活事件归因风格的三个维度都存在显著影响，具体表现为家庭收入低的高中生，倾向于对负性生活事件做出内在的、稳定的、整体的归因，呈现出消极归因风格，而家庭收入高的高中生，则倾向于对负性生活事件做出外在的、不稳定的、局部的归因，呈现出积极归因风格。
5分析与讨论
5.1家庭经济收入
本研究表明，良好的家庭经济环境会给青少年的认知发展、情绪适应等方面产生极大的支持和促进作用。研究数据结果表明，家庭经济环境可以显著地负向预测高中生对负性生活事件的归因风格：高中生的归因风格介于消极归因风格与积极归因风格之间，家庭收入在1000以下的学生倾向于对负性生活事件寻求内在的、稳定的、整体的解释，即消极归因风格；家庭收入中等的学生占到所调查学生的半数以上，其归因风格相对中性；家庭收入较高的学生则倾向于对负性生活事件进行外在的、不稳定的、局部的归因，即积极归因风格。家庭经济环境对高中生心身健康的促进作用体现在，一方面，父母通过运用家庭的经济水平对子女的发展进行投资，加速其在思想、态度方面的成长，家庭经济收入越高，则父母越能为孩子提供更好的学习和物质条件，这种建设性的支持氛围有利于帮助青少年形成积极的归因风格；另一方面，那些来自低收入家庭的高中生则面临较多的家庭压力，父母能为其提供的学习和物质条件相对有限，而这些本身会让学生在学校的社会比较中产生自卑心理，而已有研究证明，个体的自信水平与其归因风格又存在高度正相关。
5.2性别
在其他自变量上，高中生在其负性生活事件归因风格各维度上不存在显著的性别差异，这与之前的研究结果一致。高中生的归因风格是否存在性别差异，目前学界对此并无定论，这可能与研究的问卷版本不同或者采用的评估维度不同有关。
5.3独生子女与否
本研究发现相较于非独生子女，独生子女的归因风格更倾向于消极，但两者又并不存在显著差异，原因是多种多样的，虽然中国式的家庭交流模式使得青少年、尤其是独生子女在叛逆期更容易产生出现心理问题隐患，但通过学校及在线等其他交流渠道，现代的高中生可以获得自各个层面的社会支持，进而在归因时懂得运用一些策略帮助自己使自己变得更加理智、积极，从而缩小了独生子女与非独生子女之间的差异。
5.4住校与否
高中生对负性生活事件的归因风格在住校与否上，不存在显著的差异。原因同上，可能住校生缺乏来自家庭的支持，可以从在线交流、学校中与同学交流的社会支持中获得。
6结论
基于以上研究结果得出以下结论：第一，高中生整体归因风格相对中性，其中，家庭经济收入低的高中生归因风格相对消极，家庭经济收入高的高中生归因风格相对积极。第二，贫困家庭的学生应该得到重点关注，列为学校的心理辅导工作的重点对象。
7展望
在本研究中，我们发现，家庭经济收入能够显著负向地预测高中生对负性生活事件的归因风格，其中，尤其以低收入家庭对高中生归因风格的消极倾向影响显著。基于此，对于高中生心理健康的关注，我们应该从高中生家庭经济收入对其归因风格的影响着手，将预防重点放在低收入家庭高中生上，关注低收入家庭高中生的心理健康状况，帮助学生培养正确的归因方式，促进其心理健康发展。
参考文献
[1] 李占江，邱炳武，王极盛.青少年归因风格及其心理健康水平关系的研究[J].中国心理卫生杂志，2001（01）：6-8.
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[3] 康安宁.初中生归因风格、应对方式与焦虑的关系研究[D].上海师范大学，2015.
1.1应对方式量表本问卷由肖计划等依据国外多个有关应付方式的问卷改编而成，该问卷包括62个条目，共分为6个分量表，分别为解决问题、自责、求助、幻想、退避、合理化。该问卷具有良好的信度和效度，各题的因素负荷值均在0.35以上，6个应付因子重测相关系数分别是。
1.2一般自我效能感问卷选取Schwarz等人编制的一般自我效能感量表(GSES)，该量表由10个题目组成，内部一致性系数Cronbachα值为0．87，重测信度为0．83。
1.3大学生主观幸福感量表本研究采用的大学生主观幸福感量表修订自台湾学者施建彬(1996)的中国人幸福感量表。因原量表的构念良好，用于河南地区大学生的主观幸福感仍相当适用，故本研究未改变量表的原有架构及题目编排顺序。因其中部分题目的用语不太符合大学生当前的生活状态，故对这些题目加以修改。修订过的幸福感量表的效标效度为0.85，重测信度为0.93，内部一致性Cronbachα值为0.95。
1.4施测程序采用集体施测，在任课老师的协助下由研究者担任主试，统一指导语，强调保密原则，现场匿名独立填写，当场收回。在量表施测的同时获得被试的一般人口统计学资料，如年级、性别等。测试完毕现场回收问卷并剔除作答不完全或明显随意勾画的问卷。
1.5统计学处理采用统计软件包SPSS13.0进行统计处理，选用的统计方法有描述统计、独立样本t检验、方差分析、皮尔逊(Pearson)相关分析、逐步回归分析。显著性水平取α=0.05(双侧检验)。
2研究结果
2.1临床医学专业本科生主观幸福感得分情况结果如表1所示，临床医学专业本科生中男生的主观幸福感平均得分和女生的平均得分为都高于表示“偏向正面态度”的48分，低于表示“较强正面态度”的96分，表示临床医学业本科生的主观幸福感状况良好，且不同性别及不同年级的临床本科生主观幸福感得分差异均无统计学意义(P＞0.05)。结果如表1所示，临床医学专业本科生的主观幸福感平均得分(67.81±13.58)高于表示“偏向正面态度”的48分，低于表示“较强正面态度”的96分，表示临床本科生的主观幸福感状况良好，但程度不强;且不同性别及不同年级临床本科生的主观幸福感得分差异均无统计学意义(P＞0.05)。
2.2不同自我效能水平主观幸福感的差异比较将被试在自我效能感问卷得分进行高低排序，将总人数前27%归为高分组，后27%归为低分组，研究不同自我效能水平临床医学专业本科生主观幸福感之间的差异，结果显示，临床医学专业本科生中高自我效能组学生的主观幸福感得分(73人，87.45±14.87分)高于低自我效能组学生的得分(102人，56.72±12.36分)，差异有统计学意义(t=9.05，P=0.000)
2.3应对方式、自我效能和主观幸福感的相关分析从表2可以看出，应对方式维度中，解决问题、求助两个维度与主观幸福感及自我效能感均呈显著正相关;自责、幻想、退避、合理化四个维度与主观幸福感及自我效能感均呈显著负相关。临床医学专业本科生主观幸福感与自我效能感呈显著正相关。
2.4归因方式、自我效能预测主观幸福感的逐步回归分析为进一步验证归因方式、自我效能感对主观幸福感的预测能力，以自我效能感及归因方式的六个维度为自变量，主观幸福感为因变量做逐步回归分析。结果显示，自我效能和归因方式中的解决问题和自责两个维度进入了回归方程，自我效能和解决问题维度对主观幸福感具有一定的正向预测作用，自责维度对主观幸福感具有一定的负向预测作用，他们可以共同解释主观幸福感变异程度的28.4%(校正的R2=0.284)。
3讨论
调查结果显示，临床医学专业本科生能够体验到较高程度的主观幸福感，这与国内学者对医学生的主观幸福感的调查结果相一致。分析原因，首先与大学生生活的年代与环境有关，现代大学生多来自独生子女家庭，拥有的物质条件也比较优越，受到来自父辈的关爱和关注比较多，因此大学生从物质方面及家庭生活中获得的幸福感还是比较强烈的;此外，随着近年来临床医学专业的升温，作为热门专业的学生与同龄人相比可能会产生较强烈的优越感，因此体验到更多的主观幸福感和生活满意感。但是随着改革开放的深入和社会市场经济的发展，一些西方国家的价值观、生活方式开始影响到当代大学生的幸福观，使得越来越多的大学生开始过度关注自身的物质利益及生存状况，造成他们感受幸福能力的缺失及人际关系的紧张。另外，临床医学专业本科生学习压力较大，也是造成他们幸福感程度不强的一个重要原因。
此外，影响临床医学专业本科生主观幸福感的一个重要因素是自我效能感，高低自我效能组临床本科生的主观幸福感得分存在统计学差异，回归分析也表明自我效能感对主观幸福感有显著的回归效应，这些都表明临床医学专业本科生的自我效能感和主观幸福感之间存在着密切联系。大学生作为一个成长中的团体，如果在生活和学习中形成了低自我效能感，就会感觉自己没有能力应对生活中遇到的的困难和挫折，进而产生抑郁、焦虑等不良情绪，导致幸福感下降。因此，自我效能感的提升对提高大学生主观幸福感有重要作用，吴心灵等(2010)的研究结果也表明医学生的自我效能感越高，其主观幸福感也越高。
一、研究方法
1.被试
从山东省某市抽取初中与高中生共318人作为被试进行匿名作答，当场回收问卷。整理后得到有效问卷296份。
2.工具
《考试成败归因量表》，由韩仁生编制，分八个子量表，共32个题目，采用5级评分，量表的α系数为0.832；《中学生学习倦怠量表》，由胡俏编制，包括情绪耗竭、学习的低效能感、师生疏离及生理耗竭四个维度，共21个题目，采用5级评分，分数越高说明学习倦怠越严重，量表的α系数为0.88；《领悟社会支持评定量表》，由姜乾金修订，包括家庭支持、朋友支持和其他支持三个维度，共12个题目，采用7级评分，分数越高说明领悟社会支持水平越高，量表的α系数0.90。
3.统计工具
使用SPSS16.0和LISERL8.7统计软件进行数据处理和分析。
二、调查结果
1.不同领悟社会支持水平的归因方式与学习倦怠的差异
对于领悟社会支持，用统计学的方法将被试分为高分组与低分组，考察高低分组的内外部归因差异和学习倦怠差异。领悟社会支持高分组的内部归因和外部归因得分显著高于低分组；领悟社会支持高分组的学习倦怠得分显著低于低分组；高分组间、低分组间的内外部归因差异均不显著。
的差异（M±SD）
2.各变量的平均数、标准差及相关
领悟社会支持、考试归因与学习倦怠间的相关均显著，领悟社会支持与考试归因呈正相关，与学习倦怠呈负相关，考试归因与学习倦怠呈负相关，结果如表2。
3.考试归因在领悟社会支持与学习倦怠间的中介效应
（1）领悟社会支持对学习倦怠的影响
如果X通过影响变量M来影响Y，则称M为中介变量。领悟社会支持（X）与学习倦怠（Y）相关显著，符合中介效应检验的大前提。为了检验领悟社会支持对学习倦怠的直接效应，首先做领悟社会支持对学习倦怠的回归模型。结果显示，领悟社会支持对学习倦怠的路径系数为-0.25（t=-3.91，P
（2）考试归因在领悟社会支持与学习倦怠间的中介作用
根据邱皓政（2009）介绍的通过结构方程模型来检验中介效应的方法[1]，以考试归因为中介变量，领悟社会支持为自变量，学业倦怠为因变量，建立中学生考试归因在领悟社会支持与学习倦怠间的中介模型。结果显示，领悟社会支持对考试归因的正向预测作用显著，路径系数为0.18（t=2.73，P
学习倦怠间的中介模型
三、结论与分析
1.不同领悟社会支持水平的考试归因与学习倦怠水平的差异
中学生领悟社会支持高分组的内归因、外归因得分高于低分组；领悟社会支持高分组的学习倦怠得分低于低分组；领悟社会支持高分组间、低分组间的内外部归因差异均不显著。这一结果与以往研究得出的高领悟社会水平者做内归因，低领悟社会水平者做外归因结论不同，如叶俊杰（2005）指出，内控者倾向于将他人的行为知觉为支持性的；外控者则倾向于将他人的行为解释为消极的[3]。也有研究指出这可能是领悟社会支持水平高的学生归因方式积极、明确，而领悟社会支持水平低的学生则消极、不确定地看待内外界的原因所导致的。领悟社会支持的定义是个体主观体验到的社会支持，所以外部归因中的教学质量、他人帮助都是对外界的评价与信念，它们对于领悟社会支持同样重要，可以认为领悟社会支持是一个从外部到内部的过程。
2.领悟社会支持、考试归因与学习倦怠的相关
中学生领悟社会支持与考试归因呈正相关，与学习倦怠呈负相关；考试归因与学习倦怠呈负相关。无论是做内归因还是外归因，领悟社会支持与学习倦怠呈显著的负相关，这与以往的研究相一致，如Megalis等人（2003）的研究发现父母支持、朋友支持与倦怠的情绪耗竭存在负相关[4]。祝婧媛（2006）的研究表明学生体验到的社会支持越高，学习倦怠水平也就越低[5]。Jacobs等人（2003）发现，社会支持能够预测低倦怠水平[6]。这可能是由于领悟社会支持水平高的人也具有积极的人格倾向，能够积极地看待并更好地解决学习生活中的各种问题，所以具有较低的学习倦怠。
3.考试归因在领悟社会支持与学习倦怠间的中介作用
中学生领悟社会支持对学习倦怠具有显著的负向预测作用；考试归因在领悟社会支持与学习倦怠间起部分中介作用。领悟社会支持作为一种主观体验到的外界的支持度，影响着个体心理的其他方面，所以它对归因方式起“图式”的作用，它通过对考试归因这个低阶变量起作用，所以对学习倦怠的直接效应降低了。
从上文的分析中可以看出，领悟社会支持水平高、对考试归因积极的中学生具有低的学习倦怠水平。所以在教育中，作为教育者就必须给学生提供各种形式的支持，并教会学生形成正确的成败归因方式，从而降低学习倦怠水平，提高学习成绩。
参考文献
[1] 邱皓政，林碧芳.结构方程模型的原理与应用.北京:中轻工业出版社2009.
[2] 温忠麟，等.中介效应检验程序及其应用.心理学报，2004（5）.
[3] 叶俊杰.大学生领悟社会支持的影响因素研究.心理科学，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）.
【关键词】大学生 人际成败 归因方式
人际交往一直是大家关注的问题，大学生的人际交往同样不例外。大学生对于人际交往有着强烈的渴望，然而大学生在交往过程中，各种各样的影响因素对他们的人际关系造成一定的困扰，除了部分是由于缺乏交往技巧造成的以外，大多数是由认知因素造成的，其中对交往结果的归因不当是很重要的一个因素。为此，本文通过调查研究，探讨大学生人际交往成败不同的归因方式，为培养大学生积极健康的人际交往能力，促进其社会化提供参考。
1 对象与方法
1.1 被试
按照分层随机抽样方法，于2014年9月，选取江西某一医学院校全日制本科学生一至三三个年级200名作为被试，剔除有缺失变量的被试后得到有效问卷191份，有效率为95.5%，其中男生95人，女生96人;一年级79人，二年级57人，三年级55人。
1.2工具
采用Lefcourt编制的多维度―多归因因果量表（MMCS）中的人际关系分量表，文字修订后的重测信度为0.64。该量表共24个条目，包括有关成功与失败的条目各12个。量表中提出了4类可能的归因：属于内控性的能力和努力，属于外控性的运气和背景，每个维度各六个测试题目（包括解释成功和失败的条目各三个）。采用五级评分制，按Likert五点评价尺度作答。从该量表可获得多种得分，总分、内控分和外控分、成功归因和失败归因分以及各因子分。总分范围在0～96，分数越高，外控性越强。
1.3 统计学分析
采用SPSS16.0软件处理，对测查结果进行t检验、单因素方差分析和多因素方差分析。
2 结果
2.1 一般情况
在191位研究对象中，人际关系归因总分最低30分，最高72分，平均得分为50.86±7.65。取平均得分大于均值一个标准差者为高分组，呈现外控趋势;得分小于均值减去一个标准差者为低分组，呈现内控趋势。方差分析结果表明，高分组占全体被试的14.1%，低分组占全体被试的14.7%，总体上略倾向于呈现内控趋势。在人际交往成功时归因得分顺序为努力（F=3.084，P=0.048）、能力、背景、运气，倾向于作内部归因;而在人际交往失败时，归因得分顺序为背景（F=3.525，P=0.031）、运气、努力、能力，倾向于作外部归因。
2.2大学生人际成败归因方式的性别比较
表1 男女大学生人际归因各因子得分比较（±S）
男（n=95） 女（n=96） T P
总分 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
失败 23.66±4.65 25.89±4.84 -3.234 0.001
内控 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
运气 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，男女生在总分、成功、失败、内控、外控、运气和背景上都有显著性差异（T=-3.727～-2.085，P
2.3 大学生人际成败归因方式的年级比较
表2 不同年级大学生人际归因方式比较（±S）
大一（n=79） 大二（n=57） 大三（n=55） P F
总分 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
失败 25.51±4.72 25.14±4.37 23.36±5.32 3.455 0.034
内控 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
运气 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显示，三个年级人际归因总分大体上随着学习年限增加而呈内控趋势。大一、大二、大三在总分、成功、失败、能力和背景上表现出显著性差异（F=3.155～4.763，P
3 讨论
3.1 大学生人际成败归因方式总体趋势
本研究发现，总体上大学生略倾向于作内部归因，即把人际交往成败归因于自身的努力或能力;但是外部归因得分与以往的研究相比也显著增加。大部分学生将社交成功归因于内部原因，归因得分顺序为努力、能力、背景、运气;将社交失败归因于外部原因，归因得分顺序为背景、运气、努力、能力，这与董圣鸿等的研究基本一致。人们将成功产生的欢乐归于自己，因失败产生的沮丧推诿于他人或环境因素，这可能是属于维护自尊心、消除焦虑的防御机制的一种功能，也是建立在动机需要基础上的一种归因偏差。在人际成功时，将成功的结果归因于能力和努力，这有助于个体自信心的树立、自尊心的提高，尤其努力是一种内部的可控制的因素，反映出大学生在建立一种良好的人际关系时会在努力层面上下功夫，说明在交往成功时，会产生积极的正效应，会继续努力去获得成功，表明他们的归因模式属于积极归因模式;大学生是高考进入大学的佼佼者，自我意识强，自信心高，在交往失败时很少怀疑自己的能力，将失败的结果归因于外部因素如背景和运气，容易使个体在出现人际关系问题时感到不可控制，这是一种消极的认知方式，对改善人际关系没有太大的帮助，会出现无能为力感，不利于个体的心理健康。
3.2大学生人际成败归因方式的性别差异
研究发现，男女生之间的归因方式存在显著的性别差异。由于在个性、身体发育机能、心理整合能力发展阶段等方面的不同，导致男女归因方式出现显著性差异。
现代社会所倡导的男女平等，使妇女地位得到提高，女生自信心普遍随之增强，认为自己在能力、努力上并不亚于男生，所以在能力、努力方面无显著性差异。
此外，在失败情境下，女生比男生更加倾向于外在归因，这表明女生在交往失败时，倾向于将失败归因于背景和运气，显示出女生在出现人际关系问题时会感到只是自己运气或环境不好，而不从自身找原因，同时外部因素是不可控制的，从而不利于良好人际关系的形成。有调查发现，一些女生不敢向异性同学打招呼，归因于自己来自农村，长得不漂亮等;而一些学生把自己交往范围小归因为对方考虑地位、家庭背景、利益等因素过多，而不是归因于自己没有主动与人交流、自己的兴趣爱好不够广泛等。也就是说，他们倾向于将失败交往归因于外部因素，而不是内部因素。本研究也证实了这一点。把失败的结果归因于外部的、不稳定的、不可以控制的因素，没有认识到自身原因，这种自我保护的归因方式使他们在以后的交往中仍然我行我素，怨天尤人，最终导致交往能力不足，人际关系不和谐。同时，这也预示着女生广泛接触社会以后，在社会适应及情绪稳定性方面可能会出现失落，进而影响其自信心。
3.3大学生人际成败归因方式的年级差异
不同年级的大学生人际归因也表现出显著性差异，并且随着学习年限的增加表现出内控趋势，即大二比大一、大三比大二表现得更为内控。学习年限（年级）的差异导致的归因方式不同可能与环境改变有关。据调查研究，环境是影响人们归因的主要因素之一。由于大一学生都是高考进入大学的佼佼者，自信心强，倾向于以自我为中心，并且对大学学习、生活、人际环境感到陌生，容易出现适应不良;随着学习年限的增长，人际交往水平随心理适应能力的增强，知识经验的丰富，人际经验不断提高而不断提高，从而呈内控趋势。已有研究表明，内控者在社会适应及情绪安定上优于外控者。内控型的人能对社会信息进行独立判断，更有内在动力稳定地追求既定目标，而外控型的人更倾向于依从或从众，更倾向于接受外部信息的暗示，更依赖于外部环境与他人的暗示或诱导。随着学习年级的增长，大学生越来越意识到在人际交往中付出努力的重要性，说明他们随着年级的增加在社会适应及情绪稳定性方面趋向积极。
【参考文献】
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【关键词】2型糖尿病；脑血管病；危险因素
doi：10.3969/j.issn.1004-7484（x）.2013.11.104文章编号：1004-7484（2013）-11-6374-02
在临床医疗中2型糖尿病多见合并有脑血管病变，虽然此类报道亦多见诸报端，但是对于引发本病与脑血管病变的危险因素的因素归因研究分析的报道较少。本研究以分组对照为研究方法，在针对两组病患的临床对照观察中逐步将影响2型糖尿病全并脑血管病变的因素一一找出，并对其影响程度进行归因，最终找到影响最大的几种主因。现将研究经过报告如下：1资料与方法
1.1研究对象针对120例2型糖尿病病患，按其是否合并脑血管病变分为两组，其中合并脑血管病变的病患67例，无大血管病变的病患53例。120例病患中男性病患为71例，女性病患为49例，平均年龄为46.7岁，所有病患的病程均在5年以上。合并组与对照组的在性别、年龄、病程等方面在统计学意义上并无显著性差异，两组病患具有可对照性。合并组中的67例病患的年龄39岁至59岁之间，平均年龄为48.3岁，所有病患均曾有过DM急性并发症，近期均服过降脂类药物，均曾有过甲状腺史等。对照组的53例病患与上述合并组的67例病患均为同时住院的病患，但是全部53例均未见大血管病变。其余条件与上述合并组的情况基本相同。
1.2诊断标准糖尿病的诊断标准依WHO于1999年颁行的诊断标准为准，测得病患的空腹血糖为FBG≥7.0mmol/L或用餐之后2hBG≥11.1mmol/L（需择日重测）[1]。缺血性心脑病的诊断标准为依Minesoda心电且伴有典型的心绞痛史或心前胸骨下的放射痛史，且经24h动态心电验证，通常病患的心脏近端的狭窄会≥50%。脑血管病变以及脑梗、脑出血、蛛网膜下腔出血等的临床诊断标准为CT与MRI验证或多普勒彩超判定，病患的动脉内膜出现增厚、狭窄、硬化与斑块等病征[2]。
1.3研究方法根据2型糖尿病的常见病症与参与研究的病患的生活习惯特征等制作问卷调查表格，其中大致包括了病患的日常生活习惯、运动保健情况、病史、医疗经过、有无并发症及其情况等。病患均在清醒知情的状况下同意参与。
1.4统计学分析所获得的全部数据均采用专业统计学软件SPSS进行处理，计数数据以卡方检验，计量数据以t检验。具体的分析方法为采用logistic回归进行多因素归因分析。2结果
2.1日常生活习惯与2型糖尿病并脑血管病变的关系从合并组中我们看到低血糖史的合并脑血管病变的病患的发生率显著高于对照组。其他因素与对照组间未见显著性差异。
2.2多因素回归分析将调查问卷的统计结果中大多数合并组中病患的习惯特征作为因变量，将低血糖史因素作为自变量，logistic多元因素回归分析的结果显示，2型糖尿病合并脑血管病变的病患其危险因素与下述三种因素相关：低血糖、经常性吸烟、饮食失控[3]。3讨论
2型糖尿病并非单纯的获得性疾病，是环境与遗传内外两种因素融合的最终结果。其中膳食对于脑血管病变的关系巨大，尤其是本次研究中的病患普遍年纪较大，新陈代谢本身就已经趋缓，糖分的消耗与利用降低，如果饮食失控势必加剧糖尿病与脑血管病变，尤其是国人在晚餐的“夜宴”习惯对于脑血管与糖尿病的影响更大。对于糖尿病病患合并脑血管病征的特性必须对病患的热、糖、养分的摄入制订较为严格的早中晚分配比例与进食定量清单，这样就可以既减轻了胰岛细胞的负担，又可以极大地缩短病患的脑血管的进一步狭窄的进程。这样就可以最大化降低本次研究的2型糖尿病合并脑血管病变发生的可能。本次针对2型糖尿病合并脑血管病变的研究过程中，对于单因素进行分析，结果我们看到，2型糖尿病的病患喜进甜、荤食的病患其脑血管病变的危险性大大增加，而喜素食的人群罹患糖尿病并脑血管病变的病患在临床中较为少见。且科学研究发现，素食对于血管壁的韧性与扩张度以及血管壁的狭窄速度可以得到最大化的改善。虽然不同的病患之间的习惯差异较大，且由于我国人群食物的复杂性，单一食物的归以目前的研究较难完成，但是，从科学的角度来看，饮食的控制已经被认为是一种既有效又重要的控制糖尿病合并脑血管病变的手段之一。本次研究别将吸烟做为单因素进行了分析，结果表明，经常吸烟的2型糖尿病病患其罹患脑血管病变的可能性显著增高[4]，这与国外的许多科学实验相一致。基础研究表明糖尿病患者经常发作低血糖导致血糖波动性升高，能够加速血管内皮细胞的凋亡和促进血管并发症的发生和发展[5]。2型糖尿病并脑血管病变是非常普遍的现象，作为一名临床医生，有必要对此普遍存在的医学难题进行深入探讨来攻克医学难关，为我国医学事业，为早日解决老年T2DM合并心脑血管病变难题而努力。参考文献
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关键词： 大学生 拖延行为 归因方式 成就动机
拖延行为普遍存在于在校大学生群体中，且拖延者的人数和比例有逐年上升的趋势，它对个体的学业和生活都有重要的影响。成就动机和归因方式是导致拖延行为的重要因素，但国内学者对于拖延的研究相对于国外来说，起步较晚，并且多数属于综述性研究。现已有研究表明，大学生拖延行为与成就动机、归因方式两两之间存在显著相关。但是，现有的研究较少探讨三变量之间的关系。因此，探讨三个变量之间的关系，有利于深入理解成就动机、归因方式两个变量对拖延行为的影响和作用，同时可以进一步丰富拖延行为的相关研究。拖延行为是拖延个体自愿做出的一种非理性的回避行为，指的是非必要、后果有害的推迟行为，长期性的拖延行为会对个体的生活、工作、学习产生消极影响。研究发现，拖延会引起焦虑，进而导致身体处于不健康状态。所以，应对大学生这一群体的拖延行为进行及早干预，否则将会演变成一种不当的生活学习习惯。对大学生拖延行为进行深入研究，有助于采取一些恰当的干预措施，减少大学生拖延行为，提高生活学习质量，发展身心健康，并为今后心理健康教育活动中拖延行为的矫正提供实践指导和理论依据。
1.对象与方法
1.1对象
本研究抽取某高校在校大学生210人，通过发放纸质问卷，进行施测，经回收并整理后，剩余有效问卷200份，问卷有效率为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;第一志愿录取的108人，非第一志愿录取92人;城镇居住125人，农村居住75人;独生子女74人，非独生子女126人;父亲受小学教育40人，初中84人，高中46人，专科11人，本科7人;母亲受小学教育37人，初中87人，高中48人，专科12人，本科16人。
1.2测评方法
对被试发放多维度多归因量表、成就动机量表及学业拖延量表（PASS），在宣读指导语之后让被试完成所有题目，当面发放问卷，并当场回收。
1.3测评工具
1.3.1多维度-多归因量表[1]
量表由两部分组成，分别针对学生的学业成就和人际关系两个不同方面进行归因。量表共48题，其中24题为成功（就）归因，24题为人际关系归因。因为本研究是关于人际交往归因特点方面的，所以只采用了24道人际关系归因的测题。该量表内在一致性信度为0.88，重测信度为0.70，聚敛效度为0.62。
1.3.2成就动机量表[2]
采用叶仁敏修订奥斯陆大学Gjesme和Nygard编制的成就动机量表。量表分30题，分两部分，每一个部分15道题，分别测定追求成功和避免失败的动机。量表的分半信度为0.77vP
1.3.3PASS量表[3]（Solomon，Rothblum 1984年编制）
PASS主要用来测量大学生学习拖延的程度和原因，量表包括两部分：第一部分测量大学生在不同学习任务（包括一般的学习任务、复习备考、撰写学期论文、完成学业管理任务、完成每周固定的阅读作业、参加讲座六个具体任务）上的拖延程度以及主观上希望减少拖延的愿望，每个题项后面有3个问题，要求被试在5点量表上分别评分，将前2个问题的得分相加即可得到被试的学业拖延水平，分数在12～60分之间。分数越高，表示学业拖延程度越重。本研究用该量表的第一部分作为学习拖延变量的测量工具，测查大学生学习拖延程度。因调查对象为某高校大学生，拖延行为主要体现在学习上，所以采用PASS量表体现大学生的拖延行为。
1.4统计方法
采用SPSS17.0软件，对所得数据进行统计学分析。
2.结果
2.1不同专业的大学生在学业成就、人际关系及避免失败上的差异性比较
结果显示，大学生所读专业分类在学业成就、人际关系及避免失败因子上的具有显著性差异，见表1。
表1 不同专业的大学生在学业成就、人际关系及避免失败上的差异比较（M±SD）
2.2不同性别的大学生在趋向成功和避免失败因子及拖延程度上的差异比较
结果显示，男性与女性在趋向成功因子和拖延程度的差异性显著，见表2。
表2 大学生的性别差异在趋向成功、避免失败因子及拖延程度上的差异比较（M±SD）
2.3不同年级的大学生避免失败因子和拖延程度在上差异比较
结果显示，不同年级的大学生在避免失败因子和拖延程度上存在显著性差异，事后多重比较显示在拖延程度上大二明显高于大一，见表3。
表3 不同年级的大学生在避免失败因子和拖延程度上的差异比较（M±SD）
2.4拖延行为与成就动机、归因方式的相关研究
结果显示，大学生拖延程度与趋向成功和成就动机总分呈显著性负相关，与人际关系外归因呈正相关，与归因方式总分不存在相关，见表4。
表4 拖延程度与成就动机、归因方式的相关关系研究
2.5拖延程度和成就动机、归因方式的回归分析
以拖延程度总分为因变量，以趋向成功为自变量，进行回归分析。结果显示t=-2.213，（p
表5 拖延程度和成就动机、归因方式的回归分析
3.讨论
不同专业的大学生在归因方式和成就动机中的差异分析表明，理科类的大学生在专业选择上选择了相对好就业的专业，其影响以后的就业问题。而文科专业的大学生则不同，文科专业社会的需求量并没有理科类高，相比之下，选择理科专业的大学生也就更多，竞争力也就更大，若想在做多竞争者中脱颖而出，就要付出更多努力，在专业上取得更好的成绩。所以说，在学业成就上，理科专业的大学生与文科专业的大学生存在明显差异，并且，理科专业的大学生要比文科专业大学生多出很多。理科专业的大学生解决问题的思考模式与文科专业大学生存在差异，理科专业大学生对待人际关系采取出现问题―解决问题的方式，简单直接;而文科专业大学生则不同，文科专业大学生则会想更多的问题，理想化的专业特点影响他们的思考方式，使得问题更加复杂，这通常会影响人与人之间的交往。所以说理科专业的大学生在看待及处理人际关系上要比文科专业的大学生更好更现实有效。全国高校中理科类学生比文科类多得多，意味着在同期大学生中，理科专业大学生之间存在更大的竞争力与压力，面临就业与升学的选择机会更少，必须更加刻苦努力，才能赢得更多机会，相比之下，文科专业则情况好很多。所以，理科大学生为避免失败，要比文科专业大学生付出更多。
研究结果显示，不同性别的大学生的拖延程度不同，女大学生的拖延程度明显不如男大学生。究其原因，很大程度上是由男女生的性格特点决定的。男生更倾向于刚强、利落、果敢的性格，而女生更倾向于温柔、婉转、随和及缓慢的性格特点。不同的性格特点也影响了不同的拖延程度。在成就动机上，不同性别的大学生在趋向成功因子方面存在显著性差异。男大学生的趋向成功得分显著高于女大学生得分。这或许与大学生的社会责任感和社会对不同性别角色的责任认同有关。男大学生相对于女大同学而言，自我期待程度更高，能够承担更多的社会责任，追求成功的倾向也更强。不同年级的大学生在拖延程度上存在显著性差异，事后多重比较显示大二的拖延程度高于大一，大三的拖延程度最高。究其原因可能是因为大一学生对大学学习和生活充满浓厚兴趣和激情，加之高中期间养成的良好的学习习惯，因此能够专心地投入到生活学习活动中，其拖延行为也相对较少;大二课业负担、学业压力较重及社会实践活动的增加，致使其专业学习的兴趣和生活热情有不同程度的降低，而完成任务的时间也在逐渐减少;而大三学生拖延程度最严重，这可能是由于大学生经过大一和大二两年的大学生活，已经养成了拖延这一不良习惯。而一旦这种不良习惯长期没有得到矫正，将为大学生未来的发展带来消极影响，甚至影响终身，这或许是高校管理者和大学生本人应该重点关注的地方。
结果显示，成就动机及趋向成功因子与拖延行为成负相关，成就动机及趋向成功得分越高，拖延行为发生的几率就越低[8]，即大学生的拖延水平随成就动机的增高而减少。人际关系外归因和拖延程度成正相关，大学生的人际关系外归因表示大学生把自己的成就归因于自己的背景和运气。当大学生人际关系外归因时，大学生将不再注重个人自身的内在发展，而倾向于需求和依赖外界的帮助，所以自身的拖延行为也随之而发生。探究大学生的拖延行为影响因素，能找到大学生拖延行为的原因，对大学生拖延行为的早期预防有一定的应用价值，避免大学生形成拖延行为的不良习惯，影响将来的就业和工作，对自身和社会具有一定危害。
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【关键词】 应激，心理学；信息交流；对比研究；学生
【中图分类号】 R 179 R 395.6 【文献标识码】 A 【文章编号】 1000-98 17(2007)09-0838-02
近年来校园中直接或间接的困扰体验不胜枚举，例如课堂上手机的鸣叫、校园内旁若无 人拥抱的恋人等，这些行为虽然谈不上违法，但是它们的确使人产生了不愉快的情绪体验， 甚至由此产生行为人和受困扰人之间的矛盾和冲突。因此基于校园的安定和和谐的追求，需 要防范和杜绝这类行为的产生和发展。
本研究中烦恼行为的概念借鉴日本心理学的定义，即行为者因为首先考虑到满足自己的需求 ，虽然没有主观上的动机但客观上造成了他人的一种不愉快情感体验的行为［1-4］。大学生异 往中的烦恼行为特指男女大学生在交往过程中感受到的烦恼行为。笔者探讨师范大学生在异 往过程中对社会烦恼行为的认知和归因，并比较男女大学生在此问题上的差异，为营造 和谐的校园环境提供参考。
1 对象与方法
1.1 对象 从石家庄某师范学院的大一、大二年级学生中随机选取365人为 研究对象，平均年龄为19.5岁，其中男生106人，占被试总数的29.5%；女生259人，占被试 总数的70.5%。
1.2 问卷编制 首先，采用开放式问卷，随机抽取164名大学生，要求他们 回忆在异往过程中，对方的哪些具体行为可能只是为了自身的方便、出于无意，但客观 上引发了自己的反感。共搜集到211条具体行为条目，将相似的内容进行合并，剔除不合要 求的部分行为后，分析整理出103条具体行为组成一份问卷。
再从河北师范大学教育学院、文学院、法政学院和物理学院抽取296名在校大学生进行初测 ，将结果输入SPSS 12.0，通过因素分析，筛选出6种因子，根据各因子所包含的内容将其分 别命名为“轻浮”、“行为没有预期”、“公共场合不良仪表和举止”、“自大”、“交流 时个人为主”和“公共场合不良个人习惯”，6个因子的Alpha系数分别为0.70，0.71，0.70 ，0.70，0.69和0.73。在此基础上组成一个包括61个项目的自编问卷。
1.3 实测及结果处理 采用自编问卷进行实测时，要求被试针对问卷中出现 的各种行为，想象在异往过程中有何种程度的厌恶。问题回答时采用5级计分，1～5分 别表示“很讨厌”、“讨厌”、“不确定”、“不讨厌”、“一点也不讨厌”。得分越低， 表示对该行为的讨厌程度越高。在问卷结尾部分要求被试回答他们判断行为是否厌恶的原因 。
问卷实测前，研究者对另外3名助手进行了细致的培训，使其掌握调查目的、问卷结构以及 填写要求等。正式施测利用大学生自习时间，按照专业小班(平均40人)分别进行测试。每次 在测试前强调回答的方式和注意事项，按照学生座位顺序对问卷编号，收回问卷后学生暂等 5 min，主试逐份核对问卷，确保问卷填写质量。共发放问卷365份，问卷有效回收率100%。
定量资料部分运用SPSS 12.0进行数据输入和结果处理；定性资料全部输入电子文档后分类 、整理。
2 结果
2.1 社会烦恼行为问卷的信度检验 见表1。
由表1可知，本量表具有比较好的信度，与初测信度基本相同。
2.2 大学生异往中感受烦恼行为的性别差异 由表2可知，轻浮、行为 没有预期、公共场合不良仪表和举止以及自大4个因素女生的感受性显著高于男生，差异有 统计学意义。
2.3 大学生异往中感受烦恼行为的年级差异 由表3可知，自大和交流 时个人为主2个因素年级间差异有统计学意义，均表现二年级大学生对这类行为的厌恶程度 高于一年级大学生。
2.4 师范大学生异往中判断烦恼行为的归因特点 归因标准划分参照了 日本相关研究［5-7］，并增加了性别意识尺度。个人尺度占47.7%， 周围他人尺度占5.5%，性别意识尺度占16.9%，社会和公共性尺度占5.7%，规则和规范 尺度占24.2%。见表4。
3 讨论
结果显示，男女大学生社会烦恼行为的感受性差异有统计学意义，女大学生的感受性显著高 于男生。究其原因，首先与男女性别角色和规范的差异有关。女性在交往过程中对自我规范 尺度要高于男性，做事往往以自己的标准来要求他人，男生在交往过程中则表现为不拘小节 ，对交往对方的行为也没有过多的留意［8］。其次，是由于男女交往的目的不同所 致，女往 注重气氛的和谐，因此在交往中比较注意举止行为对对方的影响；男往注重信息的交流 ，如果没有特定的情感目的，一般不太注重行为举止对对方的影响；另外，还可能与女性的 情感体 验比较深刻有关。女性的情感体验比较细腻，对交往过程中的社会烦恼行为的感受性明显高 于男性［9］。
结果还显示，随着生理年龄的增长，个体的心理年龄或者说社会化程度也会相应提高,但是 这种关系并不是绝对一一对应的关系，表现在对交往中烦恼行为的感受上，二年级大学生只 是在“自大”、“交流时个人为主”2个因素上有所提高，其余4项因素的感受性与一年级大 学生差异无统计学意义。这种情况表明如果单纯依靠学生自身的自然发展，没有进行针对性 的教育或者其他有效的干预措施，大学生对于交往中的烦恼行为在认知层面尚且没有全面提 高，在实际行为层面上就更不可能关注对方的感受，关照周围他人的情绪体验，提示应该有 针对性地加强大学生的修养［10］。
结果表明，在大学生对社会烦恼行为判断的5种归因标准中，接近50%的大学生使用“个人” 尺度；其次为“规则和规范”尺度和“性别意识”尺度；“社会和公共”尺度以及“他人” 尺度最少。表明师范大学生在异往中存在两极分化的状态，一部分大学生能够在一个比 较高的角度，即“规则和规范”尺度来判断行为的优劣，是比较可喜的现象；但有将近50% 的大学生是依据“个人”尺度标准来判断，令人担忧，反映了他们考虑问题、判断他人行为 的出发点多以自我为中心［11］。
另外，一定比例的“性别意识”尺度昭示了部分大学生能够在异往中关注到自己的性别 角色，从而有意识地规范自己的行为。
4 参考文献
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