中文版过剩适应量表在大学生群体中的效度和信度

任玉洁 石津憲一郎

摘 要 为修订中文版过剩适应量表（OAS-C），并检验其在中国大学生群体中的信效度，抽取589名大学生（样本1），278名大学生（样本2）和174名大学生（样本3）进行施测。效度分析结果表明，OAS-C为二因子结构，包括外部适应过剩和内部适应匮乏。该二因子模型拟合良好，且与各效标间呈显著正相关。信度分析结果显示，内部一致性系数与2周后的重测信度系数均符合心理测量学标准，表明OAS-C具有内部一致性和跨时间稳定性。该量表具有性别测量等值性。综上，经修订OAS-C具有良好的信效度，适合作为评估我国大学生过剩适应的工具。

关键词 过剩适应;中国大学生;效度;信度

分类号 B841.7

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.01.004

1 引言

个体的适应性可以从外部适应和内部适应两个维度进行解释（Kitamura，1965）。外部适应是指个体对文化、社会、家庭等外部环境的适应;内部适应则是一种指向个体内心的，体现个体安定感和满足感的适应;所谓适应性正是这两种适应取得平衡的状态（Kitamura，1965）。基于适应性的二维结构，Kuwayama（2003）将过剩适应定义为，由于外部适应过剩而导致内部适应陷入困难的状态（Kuwayama， 2003）。根据以上过剩适应的结构性定义，过剩适应是由“外部适应过剩”和“内部适应匮乏”两个维度构成的二元结构在过往研究中达成了共识（Mashiko，2013）。从行为特征来看，具有过剩适应倾向的人会过分顾虑他人的想法和感受，为了获取他人的认可不惜牺牲自己，压抑内心的真实欲求，同时存在自我贬低的倾向（Ishizu，2006）。

从发展心理学的角度来看，个体适应性会随着个人成长发生重心转移（Fujimoto & Kira，2014）。具体来说，儿童期更侧重于对外部环境（如家庭、学校环境）以及对外部环境中的人际关系（如亲子关系，朋友关系和师生关系）的适应。而进入青春期后，个体适应性将逐渐转向内部适应上（Fujimoto & Kira，2014）。这一适应重心的变化，可能会导致儿童期适应性良好的人，在步入青年期之后，由于過分顺从外部环境的固定行为模式而导致内部适应性较差（Saito，2012），陷入过剩适应的困难之中（Kuwayama，2003），从而引发自尊感情低下（Fujimoto & Kira，2014）、社交恐惧（Mashiko，2008;2009）、抑郁倾向（Kazama，2015）等一系列心理问题。另一方面，青年期也是实现心理独立和自我发展的时期。因而处于青年期尤其是大学生时期的人更容易从固有的外部环境和人际关系引起的压力中脱离出来，从而建立全新的内、外部适应平衡。因此对大学生群体的研究，对于改善个体适应性方面具有实践意义（Mashiko，2009）。

在我国，有两个与过剩适应的行为特征较为相似的概念，一个是“乖孩子”，另一个是“讨好型人格”。以下通过相似概念的介绍和比较，论述过剩适应概念引进和量表修订的必要性。

通常来说，听话、懂事，不给父母惹麻烦，按照大人或权威的意愿来做事的孩子被称为“乖孩子”（郭利，2017;凌想，2017;刘惠，2013;石太明，2010）。很多家长希望把孩子培养成“乖孩子”，然而“乖孩子”的心理并不一定健康。李丹和李华彪（2010）认为，“乖孩子”身上可能存在着如完美主义、感情脆弱，受不起批评等种种问题，而这些问题却掩盖在“乖孩子”的光环之下。另一方面，“乖孩子”常常得付出自信和自尊的代价来讨好别人，当他们努力成为别人心中的理想孩子时，其实已经交出了自我审视的机会，同时也丧失了自信和自尊（李雅卿，2010）。这些从小顺从父母，听话懂事，被夸奖长大的孩子，长大以后，一旦遇到自己无法解决的困难就容易感到挫折，从而陷入一种不适应社会的状态（王益明，1994）。

然而，由于没有相关的专业术语来描述“乖孩子”的心理特征，同时缺乏科学的测量工具，导致相关研究仍停留在理论研究阶段，实证研究甚为稀少。为数不多的一篇实证研究来自丁浙英（2008），该研究从学习、顺从、勤劳和懂事四个方面测量儿童期的“乖行为”。但结果显示儿童期被评价为“乖孩子”与“不乖”的孩子，成年后在性格特征上并未呈现显著差异。此结论与相关理论研究中“乖孩子可能存在心理问题”（李丹，李华彪，2010;李雅卿，2010），“步入青年期后容易陷入不适应社会的状态”（王益明，1994）等结论存在一定出入。其原因可能是：第一，没有明确区分青年期仍以“乖孩子”的行为模式生存的人群与自我意识发展良好的人群。第二，未能从心理学的角度描述青年期“乖孩子”的行为特征。

众多过剩适应的研究认为“乖孩子”一方面容易顺从、接受权威，说话做事常常察言观色，另一方面倾向于刻意隐藏情绪压抑内心。这两个方面与“过剩适应”的特征相符，因此将过剩适应作为“乖孩子”在心理、行为上的显著特征进行研究（Ishizu & Ambo， 2008; Kashiwabara， 2008; Kuwayama， 2003; Yamada， 2010）。

此外，近年来“讨好型人格”一词频繁出现在各大新媒体平台的文章里，讨好型人格的生存困境引起了很多人的共鸣。其中的“讨好”一词，起源于萨提亚提出的生存状态之一。萨提亚认为讨好是一种非常关注他人却丝毫不在意自己，常常以令人愉快的面目出现的生存状态（萨提亚，2007）。讨好型人格是一种一味讨好他人而忽略自己感受的人格，是一种不健康的心理状态（秦静，2018）。其特征是：对别人的感受特别敏感;抬高别人贬低自己;不敢发出请求，很难拒绝别人;缺乏界限和原则（张伊灵，2019）。从以上特征来看，讨好型人格也与过剩适应的内涵类似。然而，讨好型人格并非心理学术语，没有扎实的理论基础，因此相关研究仍停留在论述社会现象的阶段。

与“乖孩子”和“讨好型人格”相比，过剩适应则是一个兼具理论成熟度和实证研究基础，同时拥有科学测量工具的心理学概念。

过剩适应研究的发展分为萌芽期（1965年～），病前性格的临床研究期（1970年～）和主体实证研究期（2000年～）（Mashiko，2013）。1965年，Kitamura（1965）将个体适应性分为外部适应和内部适应，并通过内、外部适应的关系，分别给出适应性和过剩适应的结构性定义后，过剩适应的研究开始进入萌芽期。20世纪70年代，由于在人际关系上过分在意他人感受而导致自身心理需求被过度压抑的上班族和儿童日益增多，过剩适应被当作上班族的抑郁倾向和拒绝上学的儿童的病前性格特征，在日本的精神医学，临床心理学和教育学等领域中受到广泛关注。2000年以后，特别是在Ishizu（2006）给出过剩适应的操作性定义，并编制出过剩适应量表之后，过剩适应开始成为实证研究的主体。Ishizu（2006）认为，过剩适应是指个体对来自外部环境的要求和期待近乎完美的遵循，即便外界要求不合理，也会压抑内心的真实感受，为了满足外界的要求与期待而作出过分努力的状态。基于此操作性定义，Ishizu（2006）从顾虑他人感受，努力达成期待，追求他人认可，自我抑制和自我不足感五个维度，编制了过剩适应量表（Over-adaptation Scale;OAS）。据文献统计结果显示，在OAS（Ishizu，2006）问世后的5年内，心理学、精神医学和教育学领域的相关文献数量激增，过剩适应在实证研究领域得到了广泛地探讨（Asai，2012）。截止至2020年5月，仅日本图书资料数据库（CiNii）收录的相关论文已达325篇。其中绝大多数研究是直接使用OAS，或者根据研究实际情况对OAS进行修订后投入使用的。众多实证研究表明，过剩适应与学校适应性、压力反应（Ishizu & Ambo，2008）、自尊（Fujimoto & Kira，2014）、被忽略焦虑、认同欲求（Mashiko，2008）、人际关系恐惧症（Mashiko， 2009）、 抑郁倾向（Kazama， 2015）、幼年期父母教养方式（Ishizu & Ambo，2009）以及人际关系的困难经验（Souma & Sano，2014）等因素之间存在显著关联。综上，可以认为过剩适应是一个具备理论成熟度和实证研究基础的心理学概念。

同时，Ishizu和Ambo（2008）通过对OAS结构的进一步探讨发现，顾虑他人感受、努力达成期待、追求他人认可、自我抑制和自我不足感五个维度可以进一步分为外部适应过剩和内部适应匮乏两个高次因子。其中，顾虑他人感受、努力达成期待和追求他人认可属于外部适应过剩;自我抑制和自我不足感属于内部适应匮乏。此后，过剩适应的高次因子模型也在其他众多研究中得到了验证（Asai，2014;Fujimoto & Kira，2014;Kazama & Ishimura，2014;Oseki，2011;Wang，2015）。过剩适应的高次因子模型的存在，也从测量工具的角度佐证了过剩适应是“由外部适应过剩和内部适应匮乏两个维度组成”的概念结构。因此可以认为OAS是既遵循量表开发规定流程，又符合概念结构合理性的科学测量工具。

此外，Ren（2018）将过剩适应量表中“他人”“对方”等表示对象的词语转换成“父母”“朋友”“老师”等特定对象后发现，不同人际关系中，过剩适应程度也有所不同。日本大学生对朋友的过剩适应倾向最高，对父母和周围的一般人次之，对兄弟姐妹、恋人和老师的过剩适应倾向最低。该研究表明，过剩适应量表具有一定的灵活度，通过量表内部表示对象的词语转换，能够对特定人际关系中的过剩适应倾向进行更深入地研究。

综上所述，通过引进过剩适应的概念，修订OAS，对于探讨我国“乖孩子”的心理问题和“讨好型人格”的社会问题，具有实践性意义。由此，本研究旨在修订中文版过剩适应量表（the Chinese version of the Over-adaptation Scale; OAS-C），并检验量表的信效度，以探讨OAS-C在中国文化背景下以及在中国大学生群体中的适用性，为相关实证研究提供科学的测量工具。

2 研究方法

2.1 被试

采用整群抽样法，从北京、山东、四川、河南的4所大学抽取大学生被试进行问卷星在线施测。在线问卷首页设置知情同意书，在被试确认并同意后进行测试。

樣本一：共发放问卷624份，剔除明显乱答、漏答的问卷，最终回收有效问卷589份，有效率为94.39%。其中男生325人，女生264人。所有被试年龄在17～23岁之间，平均年龄19.72岁（SD=1.26）。该样本用于项目分析、探索性因子分析、效标关联效度分析、内部一致性信度分析和性别差异检验。

样本二：另发放问卷292份，最终回收有效问卷278份，有效率为95.21%。其中男生140人，女生138人。所有被试年龄在18～23岁之间，平均年龄20.51岁（SD=1.37）。该样本用于验证性因子分析和内部一致性信度分析。

样本三：对于样本一中留下联系方式且有意愿参加第二次调查的被试，隔2周后再次进行问卷星在线施测。共发放问卷190份，回收有效问卷174份，有效率为91.58%。其中男生84人，女生90人。所有被试年龄在18～23岁之间，平均年龄20.17岁（SD=1.40）。该样本用于2周重测信度分析。

2.2 研究工具

2.2.1 中文版过剩适应量表

过剩适应量表（Over-adaptation Scale; OAS; Ishizu， 2006）由“顾虑他人感受（8个项目）”“努力达成期待（7个项目）”“追求他人认可（5个项目）”“自我抑制（7个项目）”和“自我不足感（6个项目）”5个因素，共33个项目组成。采用Likert 5级评分制，要求被试在1（完全不符合）～5（完全符合）中选择与自己的真实情况相符的数字。得分越高，过剩适应程度越高。

经原作者Ishizu教授的许可，采用Brislin（1970）的双人翻译-回译法翻译模型，依照Inada（2015）的量表翻译基本方针，对过剩适应量表进行翻译。翻译流程如下：（1）由两名心理学专业的在日中国博士研究生担任译员，分别独立完成量表的中文翻译。（2）由一名社会学专业和一名日语专业的在日中国博士研究生回译初版中文内容。（3）由原作者Ishizu教授对回译内容与原量表内容进行比较，确认二者的等质性。（4）以6名中国在校大学生为被试，进行小规模预备调查，并通过访谈确保一般被试对过剩适应的认知等质性。同时筛查量表中难以理解、易产生歧义以及可能引起负面情绪的内容。（5）根据预备调查结果，修改相应内容。重复1～3步骤，直至所有内容得到原作者的等质性确认。（6）以书面报告的形式将以上翻译步骤和预备调查结果记录总结下来，并向原作者汇报，取得中文量表的版权。

2.2.2 自我抑制行动特征量表

使用Liu和Munakata（2002）编制的自我抑制行动特征量表。该量表由10个项目组成。采取3级评分制（1=不是这样，3=总是这样），得分越高，自我抑制行动特征越显著。该量表在本研究中的内部一致性信度为0.77。

2.2.3 自我意识量表

使用蒋灿（2007）修订的自我意识量表（self-consciousness scale; SCS; Fenigstein， Scheie & Buss， 1975）。参照过剩适应量表的效度衡量标准，采用自我意识量表中的“公我意识”部分。该部分由7个项目组成。采用5级评分制（1=完全不符合，5=完全符合），得分越高，公我意识越强。该量表在本研究中的内部一致性信度为0.73。

2.2.4 自我状态量表

使用段琪（2011）修订的自我状态量表（Ego-gram）。参照过剩适应量表的效度衡量标准，采用自我状态量表中的“适应型儿童（adept child;AC）”部分。该部分由10个项目组成。采用3级评分制（1=不符合，3=符合），得分越高，适应型儿童的自我状态特征越显著。该量表在本研究中的内部一致性信度为0.81。

2.3 统计学方法

使用SPSS 25.0和AMOS 25.0软件包进行数据统计分析。采用探索性因子分析、验证性因子分析、相关分析和信度分析等方法检验OAS-C的信效度。其中采用结构效度和效标关联效度检测OAS-C的效度，采用内部一致性信度和重测信度评定OAS-C的信度。

3 结果

3.1 项目分析

将OAS-C的总分按从高到低顺序排序，得分前27%者为高分组，得分后27%者为低分组。采用独立样本t检验，计算高低两组在每题得分平均值上的差异（表1）。结果显示，各项目在低分组与高分组间均存在显著差异，表明各项目具有较高的鉴别力。

采用Pearson相关法，分析OAS-C各项目与量表总得分间的相关关系（表1）。各项目与量表总得分的相关系数在0.56～0.81之间，且均在0.001水平上达到显著，故保留所有33个项目。

3.2 效度分析

3.2.1 结构效度

采用主因子分析法和最优斜交旋转，对OAS-C进行探索性因子分析（表2）。结果表明，33个项目在所属因子下的载荷系数均大于0.40。但与OAS原量表的5因子结构模型有所不同，在不限定因子数量的情况下，OAS-C中特征值大于1的因子有且仅有2个。特征值分别为5.41和3.98，累计方差贡献率为57.26%。通过与OAS原量表的5因子结构模型的对比发现，OAS-C的因子1由原量表的“顾虑他人感受”“努力达成期待”和“追求他人认可”3个因子的共20个项目组成;因子2由原量表的“自我抑制”和“自我不足感” 2个因子的共13个项目组成。根据过剩适应的高次因子模型（Ishizu & Ambo，2008），可以认为过剩适应的2因子模型同样具有有效性。因此参照过剩适应的结构性定义（Kuwayama，2003），将OAS-C的因子1命名为“外部适应过剩”，将因子2命名为“内部适应匮乏”。

应用样本二，通过结构方程建模的验证性因子分析，进一步检验探索性因子分析所建立的OAS-C的2因子模型拟合优度。如表3所示，以中國大学生为被试的OAS-C的2因子结构模型具有较好的模型拟合优度和较高的稳定性。赤池信息准则指数（AIC）、贝叶斯信息准则指数（BIC）、相对拟合指数（CFI）、拟合优度指数（GFI）以及Tucker-Lewis指数（TLI）和近似均方跟误差（RMSEA）等模型拟合指标均符合心理测量学标准，因此可以推断OAS-C具有较好的结构效度。

3.2.2 效标关联效度

采用Pearson相关法，对OAS-C的效标关联效度进行验证。如表4所示，OAS-C的2个因子以及总量表与自我抑制行动特征、公我意识、自我状态-AC间存在中等程度的显著正相关。由此可以推断，OAS-C在效标关联上具有较好的效度。

3.3 信度分析

采用内部一致性信度分析，计算了OAS-C总量表和2个因子的Cronbach's α系数。同时采用重测信度分析，计算了总量表和2个因子在先后两次测试下的相关系数ICC。如表5所示，所有Cronbach's α系数均在0.80以上，重测信度系数ICC均在0.80以上。所有系数均在容许范围内，因此可以推断OAS-C具有较高的内部一致性和较好的跨时间稳定性。

3.4 性别差异检验

通过独立样本t检验，比较了OAS-C总量表和2个因子在性别上的差异（表6）。结果表明，男女大学生在OAS-C的各个维度以及量表总分上，均不存在显著差异。因此推断OAS-C在性别上具有稳定性。

4 讨论

本研究旨在修订中文版过剩适应量表（OAS-C），并检验其在中国大学生群体中的信效度。首先，项目分析结果显示，OAS-C各项目与量表总分之间的相关在0.56～0.81之间，且低分组与高分组之间存在显著差异，表明OAS-C各项目与量表总体保持一致，且具有良好的鉴别力。信度分析结果显示，OAS-C的总信度系数和各因子信度系数均在0.80以上，且两次测试各对应因子间的相关系数ICC均在0.80以上，表明OAS-C的内部一致性信度和重测信度结果均符合心理测量学标准，因此判断OAS-C具有較好的信度。

其次，通过结构效度和效标关联效度检验OAS-C的效度。探索性因子分析结果显示，二因子结构模型更适合描述中国大学生群体的过剩适应。这与原量表的五因子结构模型有所不同。但值得注意的是，OAS-C的第一因子包含原量表的“顾虑他人感受”“努力达成期待”和“追求他人认可”3个因子的所有20个项目;第二因子包含原量表的“自我抑制”和“自我不足感”2个因子的所有13个项目。本研究的二因子结构模型与过剩适应的高次因子模型（Ishizu & Ambo，2008）结构一致，即“顾虑他人感受”、“努力达成期待”和“追求他人认可”3个因子归属于高次因子“外部适应过剩”;“自我抑制”和“自我不足感”归属于高次因子“内部适应匮乏”。同时二因子结构模型也符合过剩适应“由于外部适应过剩而导致内部适应陷入困难的状态”（Kuwayama，2003）的结构性定义。过剩适应的文献研究（Ren，2019）表明，过剩适应的结构模型并未达成共识，有过往研究使用量表总分的一元结构模型（Ishizu & Ambo，2013;Fujimoto & Kira，2014;Saito，2010），也有过往研究沿用原量表的五因子结构模型（Asai，2014;Goto & Ida，2013;Mashiko，2009;Souma & Sano，2014），同时也有众多过往研究使用了由“外部适应过剩”和“内部适应匮乏”组成的二元结构模型（Asai，2014;Fujimoto & Kira，2014;Kazama & Ishimura，2014;Mashiko，2008;Oseki;2011;Wang，2015）。量表原作者Ishizu认为，存在结合实际情况和研究目的灵活使用过剩适应量表结构的可能性（Ishizu & Ambo，2009）。因此可以认为本研究中OAS-C在中国大学生群体中的二因子模型具有结构合理性。

验证性因子分析结果表明， OAS-C的二因子结构模型的拟合优度处于可接受范围内。2个公因子的累计方差贡献率达57.26%，且各项目在所属因子下的负荷量均高于0.40。结合探索性因子分析和验证性因子分析的结果，可以判断OAS-C具有较好的结构效度。

参照OAS原量表的效标，本研究使用中文版自我抑制行动特征量表（Liu，2002）、中文版自我意识量表的公我意识部分（蒋灿，2007）和中文版自我状态量表的适应型儿童部分（段琪，2011）测量OAS-C的效标关联效度。相关分析结果表明，总量表以及2个因子均与3个效标之间存在显著正相关。值得注意的是，第二因子“内部适应匮乏”与公我意识之间虽存在相关关系，但相关程度略低于其他因子（r=0.22， p<0.05）。类似结果也出现在原量表的效标关联效度分析的结果中（Ishizu，2006）：“自我抑制”和“自我不足感”2个因子与公我意识的相关程度略低（rs=0.29～0.35， ps <0.01）。可能的原因是，“公我意识”是指注重自己的外貌、言行等外在方面的意识倾向（Fenigstein，Scheier， & Buss，1975），因此更适合作为第一因子“外部适应过剩”的效标。因此仍可以推断OAS-C具有较好的效标关联效度。

最后，独立样本t检验结果显示，OAS-C总量表和2个因子在性别上没有差异，这与Mashiko（2008;2010）和Kazama（2015）的研究结果一致，表明OAS-C具有性别稳定性。然而值得注意的是，人际关系中的各个因素对男女大学生过剩适应的影响程度有所不同。例如Ren和Hayashi（2020）的研究结果表明，母亲的温暖型教养方式对大学生，尤其是女性大学生的内部适应匮乏状态有缓解作用;父亲的权威型教养方式对男性大学生的内部适应匮乏状态有促进作用，而对女性大学生则没有影响。因此，区分性别进行探讨仍具有重要意义。

5 结论

总体来说，本研究通过多人独立翻译、回译和原作者回译审查等一系列流程，确保了OAS-C翻译过程的客观性和严谨性。同时，验证了OAS-C在我国大学生群体中的效度和信度均达到心理测量学标准。OAS-C的修订为测量我国大学生的过剩适应行为倾向提供了科学的评估工具。

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