任玉潔 石津憲一郎

摘 要 為修訂中文版過剩適應(yīng)量表（OAS-C），并檢驗其在中國大學(xué)生群體中的信效度，抽取589名大學(xué)生（樣本1），278名大學(xué)生（樣本2）和174名大學(xué)生（樣本3）進行施測。效度分析結(jié)果表明，OAS-C為二因子結(jié)構(gòu)，包括外部適應(yīng)過剩和內(nèi)部適應(yīng)匱乏。該二因子模型擬合良好，且與各效標(biāo)間呈顯著正相關(guān)。信度分析結(jié)果顯示，內(nèi)部一致性系數(shù)與2周后的重測信度系數(shù)均符合心理測量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，表明OAS-C具有內(nèi)部一致性和跨時間穩(wěn)定性。該量表具有性別測量等值性。綜上，經(jīng)修訂OAS-C具有良好的信效度，適合作為評估我國大學(xué)生過剩適應(yīng)的工具。

關(guān)鍵詞 過剩適應(yīng);中國大學(xué)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(yīng)性可以從外部適應(yīng)和內(nèi)部適應(yīng)兩個維度進行解釋（Kitamura，1965）。外部適應(yīng)是指個體對文化、社會、家庭等外部環(huán)境的適應(yīng);內(nèi)部適應(yīng)則是一種指向個體內(nèi)心的，體現(xiàn)個體安定感和滿足感的適應(yīng);所謂適應(yīng)性正是這兩種適應(yīng)取得平衡的狀態(tài)（Kitamura，1965）?；谶m應(yīng)性的二維結(jié)構(gòu)，Kuwayama（2003）將過剩適應(yīng)定義為，由于外部適應(yīng)過剩而導(dǎo)致內(nèi)部適應(yīng)陷入困難的狀態(tài)（Kuwayama， 2003）。根據(jù)以上過剩適應(yīng)的結(jié)構(gòu)性定義，過剩適應(yīng)是由“外部適應(yīng)過?！焙汀皟?nèi)部適應(yīng)匱乏”兩個維度構(gòu)成的二元結(jié)構(gòu)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(yīng)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(rèn)可不惜犧牲自己，壓抑內(nèi)心的真實欲求，同時存在自我貶低的傾向（Ishizu，2006）。

從發(fā)展心理學(xué)的角度來看，個體適應(yīng)性會隨著個人成長發(fā)生重心轉(zhuǎn)移（Fujimoto & Kira，2014）。具體來說，兒童期更側(cè)重于對外部環(huán)境（如家庭、學(xué)校環(huán)境）以及對外部環(huán)境中的人際關(guān)系（如親子關(guān)系，朋友關(guān)系和師生關(guān)系）的適應(yīng)。而進入青春期后，個體適應(yīng)性將逐漸轉(zhuǎn)向內(nèi)部適應(yīng)上（Fujimoto & Kira，2014）。這一適應(yīng)重心的變化，可能會導(dǎo)致兒童期適應(yīng)性良好的人，在步入青年期之后，由于過分順從外部環(huán)境的固定行為模式而導(dǎo)致內(nèi)部適應(yīng)性較差（Saito，2012），陷入過剩適應(yīng)的困難之中（Kuwayama，2003），從而引發(fā)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(xiàn)心理獨立和自我發(fā)展的時期。因而處于青年期尤其是大學(xué)生時期的人更容易從固有的外部環(huán)境和人際關(guān)系引起的壓力中脫離出來，從而建立全新的內(nèi)、外部適應(yīng)平衡。因此對大學(xué)生群體的研究，對于改善個體適應(yīng)性方面具有實踐意義（Mashiko，2009）。

在我國，有兩個與過剩適應(yīng)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(yīng)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(quán)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(yǎng)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(rèn)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(huán)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(dāng)他們努力成為別人心中的理想孩子時，其實已經(jīng)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(yīng)社會的狀態(tài)（王益明，1994）。

然而，由于沒有相關(guān)的專業(yè)術(shù)語來描述“乖孩子”的心理特征，同時缺乏科學(xué)的測量工具，導(dǎo)致相關(guān)研究仍停留在理論研究階段，實證研究甚為稀少。為數(shù)不多的一篇實證研究來自丁浙英（2008），該研究從學(xué)習(xí)、順從、勤勞和懂事四個方面測量兒童期的“乖行為”。但結(jié)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(xiàn)顯著差異。此結(jié)論與相關(guān)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(yīng)社會的狀態(tài)”（王益明，1994）等結(jié)論存在一定出入。其原因可能是：第一，沒有明確區(qū)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(fā)展良好的人群。第二，未能從心理學(xué)的角度描述青年期“乖孩子”的行為特征。

眾多過剩適應(yīng)的研究認(rèn)為“乖孩子”一方面容易順從、接受權(quán)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(nèi)心。這兩個方面與“過剩適應(yīng)”的特征相符，因此將過剩適應(yīng)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(xiàn)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(tài)之一。薩提亞認(rèn)為討好是一種非常關(guān)注他人卻絲毫不在意自己，常常以令人愉快的面目出現(xiàn)的生存狀態(tài)（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(tài)（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(fā)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(yīng)的內(nèi)涵類似。然而，討好型人格并非心理學(xué)術(shù)語，沒有扎實的理論基礎(chǔ)，因此相關(guān)研究仍停留在論述社會現(xiàn)象的階段。

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

過剩適應(yīng)研究的發(fā)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(yīng)性分為外部適應(yīng)和內(nèi)部適應(yīng)，并通過內(nèi)、外部適應(yīng)的關(guān)系，分別給出適應(yīng)性和過剩適應(yīng)的結(jié)構(gòu)性定義后，過剩適應(yīng)的研究開始進入萌芽期。20世紀(jì)70年代，由于在人際關(guān)系上過分在意他人感受而導(dǎo)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(yīng)被當(dāng)作上班族的抑郁傾向和拒絕上學(xué)的兒童的病前性格特征，在日本的精神醫(yī)學(xué)，臨床心理學(xué)和教育學(xué)等領(lǐng)域中受到廣泛關(guān)注。2000年以后，特別是在Ishizu（2006）給出過剩適應(yīng)的操作性定義，并編制出過剩適應(yīng)量表之后，過剩適應(yīng)開始成為實證研究的主體。Ishizu（2006）認(rèn)為，過剩適應(yīng)是指個體對來自外部環(huán)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(nèi)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(tài)?；诖瞬僮餍远x，Ishizu（2006）從顧慮他人感受，努力達成期待，追求他人認(rèn)可，自我抑制和自我不足感五個維度，編制了過剩適應(yīng)量表（Over-adaptation Scale;OAS）。據(jù)文獻統(tǒng)計結(jié)果顯示，在OAS（Ishizu，2006）問世后的5年內(nèi)，心理學(xué)、精神醫(yī)學(xué)和教育學(xué)領(lǐng)域的相關(guān)文獻數(shù)量激增，過剩適應(yīng)在實證研究領(lǐng)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(shù)據(jù)庫（CiNii）收錄的相關(guān)論文已達325篇。其中絕大多數(shù)研究是直接使用OAS，或者根據(jù)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(yīng)與學(xué)校適應(yīng)性、壓力反應(yīng)（Ishizu & Ambo，2008）、自尊（Fujimoto & Kira，2014）、被忽略焦慮、認(rèn)同欲求（Mashiko，2008）、人際關(guān)系恐懼癥（Mashiko， 2009）、 抑郁傾向（Kazama， 2015）、幼年期父母教養(yǎng)方式（Ishizu & Ambo，2009）以及人際關(guān)系的困難經(jīng)驗（Souma & Sano，2014）等因素之間存在顯著關(guān)聯(lián)。綜上，可以認(rèn)為過剩適應(yīng)是一個具備理論成熟度和實證研究基礎(chǔ)的心理學(xué)概念。

同時，Ishizu和Ambo（2008）通過對OAS結(jié)構(gòu)的進一步探討發(fā)現(xiàn)，顧慮他人感受、努力達成期待、追求他人認(rèn)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(yīng)過剩和內(nèi)部適應(yīng)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(rèn)可屬于外部適應(yīng)過剩;自我抑制和自我不足感屬于內(nèi)部適應(yīng)匱乏。此后，過剩適應(yīng)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(yīng)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(yīng)是“由外部適應(yīng)過剩和內(nèi)部適應(yīng)匱乏兩個維度組成”的概念結(jié)構(gòu)。因此可以認(rèn)為OAS是既遵循量表開發(fā)規(guī)定流程，又符合概念結(jié)構(gòu)合理性的科學(xué)測量工具。

此外，Ren（2018）將過剩適應(yīng)量表中“他人”“對方”等表示對象的詞語轉(zhuǎn)換成“父母”“朋友”“老師”等特定對象后發(fā)現(xiàn)，不同人際關(guān)系中，過剩適應(yīng)程度也有所不同。日本大學(xué)生對朋友的過剩適應(yīng)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(yīng)傾向最低。該研究表明，過剩適應(yīng)量表具有一定的靈活度，通過量表內(nèi)部表示對象的詞語轉(zhuǎn)換，能夠?qū)μ囟ㄈ穗H關(guān)系中的過剩適應(yīng)傾向進行更深入地研究。

綜上所述，通過引進過剩適應(yīng)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(yīng)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(xué)生群體中的適用性，為相關(guān)實證研究提供科學(xué)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(xué)抽取大學(xué)生被試進行問卷星在線施測。在線問卷首頁設(shè)置知情同意書，在被試確認(rèn)并同意后進行測試。

樣本一：共發(fā)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(biāo)關(guān)聯(lián)效度分析、內(nèi)部一致性信度分析和性別差異檢驗。

樣本二：另發(fā)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(nèi)部一致性信度分析。

樣本三：對于樣本一中留下聯(lián)系方式且有意愿參加第二次調(diào)查的被試，隔2周后再次進行問卷星在線施測。共發(fā)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(yīng)量表

過剩適應(yīng)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(rèn)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(shù)字。得分越高，過剩適應(yīng)程度越高。

經(jīng)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(yīng)量表進行翻譯。翻譯流程如下：（1）由兩名心理學(xué)專業(yè)的在日中國博士研究生擔(dān)任譯員，分別獨立完成量表的中文翻譯。（2）由一名社會學(xué)專業(yè)和一名日語專業(yè)的在日中國博士研究生回譯初版中文內(nèi)容。（3）由原作者Ishizu教授對回譯內(nèi)容與原量表內(nèi)容進行比較，確認(rèn)二者的等質(zhì)性。（4）以6名中國在校大學(xué)生為被試，進行小規(guī)模預(yù)備調(diào)查，并通過訪談確保一般被試對過剩適應(yīng)的認(rèn)知等質(zhì)性。同時篩查量表中難以理解、易產(chǎn)生歧義以及可能引起負(fù)面情緒的內(nèi)容。（5）根據(jù)預(yù)備調(diào)查結(jié)果，修改相應(yīng)內(nèi)容。重復(fù)1～3步驟，直至所有內(nèi)容得到原作者的等質(zhì)性確認(rèn)。（6）以書面報告的形式將以上翻譯步驟和預(yù)備調(diào)查結(jié)果記錄總結(jié)下來，并向原作者匯報，取得中文量表的版權(quán)。

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(nèi)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(yīng)量表的效度衡量標(biāo)準(zhǔn)，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(nèi)部一致性信度為0.73。

2.2.4 自我狀態(tài)量表

使用段琪（2011）修訂的自我狀態(tài)量表（Ego-gram）。參照過剩適應(yīng)量表的效度衡量標(biāo)準(zhǔn)，采用自我狀態(tài)量表中的“適應(yīng)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(yīng)型兒童的自我狀態(tài)特征越顯著。該量表在本研究中的內(nèi)部一致性信度為0.81。

2.3 統(tǒng)計學(xué)方法

使用SPSS 25.0和AMOS 25.0軟件包進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析。采用探索性因子分析、驗證性因子分析、相關(guān)分析和信度分析等方法檢驗OAS-C的信效度。其中采用結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度檢測OAS-C的效度，采用內(nèi)部一致性信度和重測信度評定OAS-C的信度。

3 結(jié)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(jié)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(guān)法，分析OAS-C各項目與量表總得分間的相關(guān)關(guān)系（表1）。各項目與量表總得分的相關(guān)系數(shù)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(jié)構(gòu)效度

采用主因子分析法和最優(yōu)斜交旋轉(zhuǎn)，對OAS-C進行探索性因子分析（表2）。結(jié)果表明，33個項目在所屬因子下的載荷系數(shù)均大于0.40。但與OAS原量表的5因子結(jié)構(gòu)模型有所不同，在不限定因子數(shù)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(jié)構(gòu)模型的對比發(fā)現(xiàn)，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(rèn)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(jù)過剩適應(yīng)的高次因子模型（Ishizu & Ambo，2008），可以認(rèn)為過剩適應(yīng)的2因子模型同樣具有有效性。因此參照過剩適應(yīng)的結(jié)構(gòu)性定義（Kuwayama，2003），將OAS-C的因子1命名為“外部適應(yīng)過?！保瑢⒁蜃?命名為“內(nèi)部適應(yīng)匱乏”。

應(yīng)用樣本二，通過結(jié)構(gòu)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(yōu)度。如表3所示，以中國大學(xué)生為被試的OAS-C的2因子結(jié)構(gòu)模型具有較好的模型擬合優(yōu)度和較高的穩(wěn)定性。赤池信息準(zhǔn)則指數(shù)（AIC）、貝葉斯信息準(zhǔn)則指數(shù)（BIC）、相對擬合指數(shù)（CFI）、擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）以及Tucker-Lewis指數(shù)（TLI）和近似均方跟誤差（RMSEA）等模型擬合指標(biāo)均符合心理測量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，因此可以推斷OAS-C具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

3.2.2 效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

采用Pearson相關(guān)法，對OAS-C的效標(biāo)關(guān)聯(lián)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(tài)-AC間存在中等程度的顯著正相關(guān)。由此可以推斷，OAS-C在效標(biāo)關(guān)聯(lián)上具有較好的效度。

3.3 信度分析

采用內(nèi)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(shù)。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(guān)系數(shù)ICC。如表5所示，所有Cronbach's α系數(shù)均在0.80以上，重測信度系數(shù)ICC均在0.80以上。所有系數(shù)均在容許范圍內(nèi)，因此可以推斷OAS-C具有較高的內(nèi)部一致性和較好的跨時間穩(wěn)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(jié)果表明，男女大學(xué)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(wěn)定性。

4 討論

本研究旨在修訂中文版過剩適應(yīng)量表（OAS-C），并檢驗其在中國大學(xué)生群體中的信效度。首先，項目分析結(jié)果顯示，OAS-C各項目與量表總分之間的相關(guān)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(jié)果顯示，OAS-C的總信度系數(shù)和各因子信度系數(shù)均在0.80以上，且兩次測試各對應(yīng)因子間的相關(guān)系數(shù)ICC均在0.80以上，表明OAS-C的內(nèi)部一致性信度和重測信度結(jié)果均符合心理測量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，因此判斷OAS-C具有較好的信度。

其次，通過結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度檢驗OAS-C的效度。探索性因子分析結(jié)果顯示，二因子結(jié)構(gòu)模型更適合描述中國大學(xué)生群體的過剩適應(yīng)。這與原量表的五因子結(jié)構(gòu)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(rèn)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(jié)構(gòu)模型與過剩適應(yīng)的高次因子模型（Ishizu & Ambo，2008）結(jié)構(gòu)一致，即“顧慮他人感受”、“努力達成期待”和“追求他人認(rèn)可”3個因子歸屬于高次因子“外部適應(yīng)過剩”;“自我抑制”和“自我不足感”歸屬于高次因子“內(nèi)部適應(yīng)匱乏”。同時二因子結(jié)構(gòu)模型也符合過剩適應(yīng)“由于外部適應(yīng)過剩而導(dǎo)致內(nèi)部適應(yīng)陷入困難的狀態(tài)”（Kuwayama，2003）的結(jié)構(gòu)性定義。過剩適應(yīng)的文獻研究（Ren，2019）表明，過剩適應(yīng)的結(jié)構(gòu)模型并未達成共識，有過往研究使用量表總分的一元結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)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(yīng)過?！焙汀皟?nèi)部適應(yīng)匱乏”組成的二元結(jié)構(gòu)模型（Asai，2014;Fujimoto & Kira，2014;Kazama & Ishimura，2014;Mashiko，2008;Oseki;2011;Wang，2015）。量表原作者Ishizu認(rèn)為，存在結(jié)合實際情況和研究目的靈活使用過剩適應(yīng)量表結(jié)構(gòu)的可能性（Ishizu & Ambo，2009）。因此可以認(rèn)為本研究中OAS-C在中國大學(xué)生群體中的二因子模型具有結(jié)構(gòu)合理性。

驗證性因子分析結(jié)果表明， OAS-C的二因子結(jié)構(gòu)模型的擬合優(yōu)度處于可接受范圍內(nèi)。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(fù)荷量均高于0.40。結(jié)合探索性因子分析和驗證性因子分析的結(jié)果，可以判斷OAS-C具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

參照OAS原量表的效標(biāo)，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(tài)量表的適應(yīng)型兒童部分（段琪，2011）測量OAS-C的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。相關(guān)分析結(jié)果表明，總量表以及2個因子均與3個效標(biāo)之間存在顯著正相關(guān)。值得注意的是，第二因子“內(nèi)部適應(yīng)匱乏”與公我意識之間雖存在相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)程度略低于其他因子（r=0.22， p<0.05）。類似結(jié)果也出現(xiàn)在原量表的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度分析的結(jié)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(guān)程度略低（rs=0.29～0.35， ps <0.01）?？赡艿脑蚴牵肮乙庾R”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(yīng)過剩”的效標(biāo)。因此仍可以推斷OAS-C具有較好的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。

最后，獨立樣本t檢驗結(jié)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(jié)果一致，表明OAS-C具有性別穩(wěn)定性。然而值得注意的是，人際關(guān)系中的各個因素對男女大學(xué)生過剩適應(yīng)的影響程度有所不同。例如Ren和Hayashi（2020）的研究結(jié)果表明，母親的溫暖型教養(yǎng)方式對大學(xué)生，尤其是女性大學(xué)生的內(nèi)部適應(yīng)匱乏狀態(tài)有緩解作用;父親的權(quán)威型教養(yǎng)方式對男性大學(xué)生的內(nèi)部適應(yīng)匱乏狀態(tài)有促進作用，而對女性大學(xué)生則沒有影響。因此，區(qū)分性別進行探討仍具有重要意義。

5 結(jié)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(yán)謹(jǐn)性。同時，驗證了OAS-C在我國大學(xué)生群體中的效度和信度均達到心理測量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)。OAS-C的修訂為測量我國大學(xué)生的過剩適應(yīng)行為傾向提供了科學(xué)的評估工具。

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