袁立新

中國(guó).廣東第二師范學(xué)院教育學(xué)院心理學(xué)系(廣東廣州) 510303

道歉是指對(duì)不適當(dāng)或者有危害的言行承認(rèn)不是，承認(rèn)使人委屈或?qū)θ藷o禮，同時(shí)表示遺憾，以禮節(jié)或者行動(dòng)征得對(duì)方的理解和原諒。在日常生活中，人與人之間總會(huì)有各種的磕磕碰碰，我們常常需要為自己的過失、冒犯或者傷害行為而向?qū)Ψ降狼?。道歉作為人類用來修?fù)傷害性關(guān)系的溝通方式，其出現(xiàn)的頻率越來越高，涉及的領(lǐng)域也越來越廣泛。

道歉是一種緩解人際沖突的良好潤(rùn)滑劑，可以化解矛盾沖突和修復(fù)人際信任［1］。當(dāng)事人在信任違背后道歉而不是否認(rèn)，被冒犯者會(huì)對(duì)被懷疑當(dāng)事人表現(xiàn)出更多的信任［2］。當(dāng)受到冒犯的時(shí)候，人們會(huì)體驗(yàn)到憤怒，內(nèi)心會(huì)呼喚公正。道歉可以撫平受害者的憤怒情緒，并在最大程度上修補(bǔ)了受害人的精神創(chuàng)傷，從而增加受害人的原諒，有助于化解矛盾，解除可能導(dǎo)致的新沖突［3］。而相反，如果不道歉，即使社會(huì)給予了公正，但公正雖然可能會(huì)給被冒犯者帶來滿足感，卻通常無法恢復(fù)關(guān)系。而當(dāng)公正無法獲得時(shí)，人們經(jīng)常會(huì)選擇私下對(duì)冒犯者進(jìn)行報(bào)復(fù)。羅伯奈特的研究指出，真誠(chéng)的道歉可以減少一半的官司;每?jī)杉偎局?，就有一件是因?yàn)槿鄙僬\(chéng)心道歉而引起的［4］。

道歉除了可以修補(bǔ)受害人的精神創(chuàng)傷，修復(fù)人際關(guān)系外，對(duì)冒犯者也有重要的意義。當(dāng)犯了過錯(cuò)而傷害到別人時(shí)，個(gè)體由于否定的自我評(píng)價(jià)而導(dǎo)致愧疚感，促使個(gè)體向被冒犯者道歉來尋求和解。Lazare 在《道歉》一書中指出，道歉具有排解個(gè)人內(nèi)心困擾和愧疚感的作用，可以使冒犯者的內(nèi)心獲得平靜，同時(shí)修復(fù)其因冒犯行為而受損的道德評(píng)價(jià)［5］。

當(dāng)個(gè)體在自己存在過失行為或冒犯、傷害對(duì)方的時(shí)候，由于長(zhǎng)期社會(huì)化而習(xí)得的道德觀念會(huì)使個(gè)體體驗(yàn)到內(nèi)疚感，推動(dòng)個(gè)體主動(dòng)向被冒犯者道歉，以尋求被冒犯者的原諒。但是，道歉往往與承認(rèn)軟弱聯(lián)系在一起，是一種“認(rèn)低”的行為，會(huì)讓自己感覺沒有面子［6］。因此，Tavuchis 認(rèn)為，個(gè)體做出道歉的行為，需要克服自己這些內(nèi)在的抗拒道歉的自然傾向［7］。這種克服抗拒道歉傾向的力量存在個(gè)體的差異，一些人可能比其他人更容易戰(zhàn)勝這種抗拒道歉的傾向而向受害者道歉。Lazare 也強(qiáng)調(diào)，人們?cè)诘狼竷A向上存在差異，并推測(cè)那些傾向于道歉的人可能具有較強(qiáng)的他人取向、謙卑、移情、積極的自我觀、接納的心態(tài)和自我提升的信念等特征［8］。

Howell 等人首次編制了道歉傾向問卷(APM)，對(duì)道歉特質(zhì)進(jìn)行了測(cè)量研究。他們發(fā)現(xiàn)，APM 具有較好的信度和效度，兩次測(cè)量的α 系數(shù)分別為0.78和0.82，重測(cè)信度為0.75，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果也表明，數(shù)據(jù)有較好的擬合度。此外，道歉傾向與幸福感、人格、積極情感特質(zhì)、需要滿足等變量都有密切的關(guān)系［8］。

道歉雖然是人類社會(huì)普遍的現(xiàn)象，但卻存在著文化的差異。不同文化下的人們?cè)诘狼傅氖褂谩?duì)道歉的理解、道歉策略的選擇等等都存在著顯著的差異［9］。我國(guó)心理學(xué)家極少關(guān)注道歉現(xiàn)象，尤其是對(duì)道歉人格的研究仍是空白。因此，本研究以大學(xué)生為對(duì)象，編制一個(gè)適合我國(guó)大學(xué)生的道歉傾向量表，為開展相關(guān)研究提供有效工具。

1 道歉傾向量表的初測(cè)

1.1 大學(xué)生道歉傾向量表的題目編寫

本研究的目的是編制一個(gè)測(cè)量道歉人格特質(zhì)的量表。因此，在編寫題目時(shí)重要的是體現(xiàn)在不同時(shí)間與不同情境中道歉或不道歉行為的傾向性，而不是考慮有關(guān)道歉/不道歉的原因或目的。我們編寫了22 個(gè)題目，其中11 個(gè)題目是不同情境的道歉行為，另11 個(gè)題目是不同情境的不道歉行為，按隨機(jī)順序排列，組成初測(cè)量表。要求被試根據(jù)自己的實(shí)際情況，對(duì)每一個(gè)題目所描述行為傾向的同意程度進(jìn)行1(非常不同意)到5(非常同意)的評(píng)定。

1.2 被試

初測(cè)被試抽取自大學(xué)一、二年級(jí)學(xué)生。共發(fā)放300 份問卷，最后回收有效問卷221 份(73.7%)。其中男生83人，女生134人，4人沒有報(bào)告性別。大學(xué)一年級(jí)84人，二年級(jí)132人，5人沒填寫年級(jí)。

1.3 結(jié)果

首先，對(duì)22 個(gè)題目進(jìn)行項(xiàng)目分析。計(jì)算22 個(gè)題目與總分(不道歉行為的題目反向計(jì)分)的相關(guān)，作為題目的區(qū)分度。刪除相關(guān)低于0.2 的3 個(gè)題目(第11、18、20 題)。

第二步，對(duì)剩下的19 個(gè)題目進(jìn)行探索性因素分析。KMO=0.87 ＞0.5，Bartlett＇s 檢驗(yàn)值為4986.61(df=231)，P ＜0.001，表明數(shù)據(jù)適合做因素分析。

表1 道歉傾向的因素結(jié)構(gòu)與負(fù)荷

對(duì)19 個(gè)題目進(jìn)行探索性因素分析。因素分析以特征值大于1 為因素抽取的基本原則。題目刪除的標(biāo)準(zhǔn)為:①因素負(fù)荷小于0.4;②同時(shí)在兩個(gè)因素上負(fù)荷高于0.4 且負(fù)荷差小于0.3;③因素題目少于3 個(gè)。經(jīng)反復(fù)刪除，共刪除7 個(gè)題目(題目:5、10、13、14、15、16、19)，保留了12 個(gè)題目。最后，用剩下的12 題做主成分分析，可以抽取特征值大于1 的兩個(gè)因素。所有題目在對(duì)應(yīng)因素上的負(fù)荷都在0.5 以上，而在另一因子上負(fù)荷較低。兩因素共解釋總體方差的51.4%，其中因素1 解釋方差27.20%，因素2 解釋方差24.21%。量表結(jié)構(gòu)與負(fù)荷見表1。

根據(jù)各因素負(fù)荷較高題目的意義對(duì)因素進(jìn)行命名，并計(jì)算各個(gè)因素的內(nèi)部一致性系數(shù)。因素1 的全部7 個(gè)題目都是關(guān)于不同情境下不道歉的表現(xiàn)，命名為抗拒道歉;因素2 的全部5 個(gè)題目都是關(guān)于不同情境下道歉的行為表現(xiàn)，命名為主動(dòng)道歉。

2 大學(xué)生道歉傾向量表的信效度檢驗(yàn)

2.1 對(duì)象

在廣東5 所院校發(fā)放問卷1000 份，回收有效問卷870 份(87%)。其中，男生571人，女生264人，35 個(gè)沒報(bào)告性別。大學(xué)一年級(jí)294人，二年級(jí)479人，三年級(jí)64人，33人沒報(bào)告年級(jí)。

2.2 工具

2.2.1 大學(xué)生道歉傾向量表 初測(cè)確定的大學(xué)生道歉傾向量表，包括主動(dòng)道歉和抗拒道歉兩個(gè)維度，共12 題。題目采用5 點(diǎn)計(jì)分(1.非常不同意，2.不同意，3.基本同意，4.比較同意，5.非常同意)。

2.2.2 自我和諧量表 該量表由王登峰編制［10］，包含自我與經(jīng)驗(yàn)的不和諧、自我的靈活性、自我的刻板性3 個(gè)分量表，共有35 個(gè)項(xiàng)目，項(xiàng)目采用5 點(diǎn)評(píng)分。將自我與經(jīng)驗(yàn)的不和諧、自我的刻板性的項(xiàng)目反向計(jì)分，再與自我的靈活性相加計(jì)為總分?？偡衷礁?，自我和諧程度越高。在本研究中，該量表的α系數(shù)為0.82。

2.2.3 人際關(guān)系綜合診斷量表 該量表由鄭日昌編制［11］，主要測(cè)量人際關(guān)系行為困擾的程度，共28題，分為與人交談、交友交際、待人接物與異性朋友等4 個(gè)維度。題目采用“是或否”回答，“是”計(jì)1分，“否”計(jì)0 分。分?jǐn)?shù)越高，表明人際關(guān)系困擾越嚴(yán)重。本研究中，該量表的α 系數(shù)為0.86。

2.2.4 人際關(guān)系滿意感量表 該量表由趙菊編制［12］，主要測(cè)量人際關(guān)系滿意感程度，包括交際障礙、互利支持、外向干練、相似相容、差異沖突、道德素質(zhì)等6 個(gè)維度，共39 個(gè)項(xiàng)目，題目采用6 點(diǎn)計(jì)分。在本研究中，該量表各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.84～0.93 之間，總量表的α 系數(shù)為0.95。

2.2.5 綜合幸福問卷 該量表由苗元江編制［13］，主要測(cè)量包括心理幸福感與主觀幸福感的綜合幸福感，包括生活滿意、正性情感、負(fù)性情感、生命活力、健康關(guān)注、利他行為、自我價(jià)值、友好關(guān)系、人格成長(zhǎng)等9 個(gè)維度，共50 題，采用7 點(diǎn)評(píng)分。在本研究中，各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.84～0.94 之間，總量表的α 系數(shù)為0.96。

2.3 程序

以班級(jí)為單位進(jìn)行集體施測(cè)，現(xiàn)場(chǎng)回收問卷。學(xué)生按照自愿原則完成問卷，完成一份問卷的平均時(shí)間約為30 分鐘。采用SPSS 17.0 和LISREL 8.7統(tǒng)計(jì)軟件完成數(shù)據(jù)分析。

2.4 結(jié)果

2.4.1 驗(yàn)證性因素分析 使用驗(yàn)證性因素分析考察量表的結(jié)構(gòu)效度。按照初測(cè)確定的結(jié)構(gòu)，對(duì)量表做驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果顯示，χ2=300.31，df =53，χ2/df=5.67，RMSEA = 0.075，CFI = 0.95，GFI =0.94，NFI =0.94，NNFI =0.94，表明模型對(duì)復(fù)測(cè)數(shù)據(jù)有著良好的擬合，說明量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

2.4.2 信度分析 使用同質(zhì)性信度(α 系數(shù))和重測(cè)信度考察大學(xué)生道歉傾向量表的信度。大學(xué)生道歉傾向量表兩個(gè)維度的同質(zhì)性信度分別為:主動(dòng)道歉的α 系數(shù)為0.73，抗拒道歉的α 系數(shù)為0.79?？疾熘販y(cè)信度的被試為45 名大學(xué)生(男16 名，女29名)，兩次測(cè)量的時(shí)間間隔為3 周。大學(xué)生道歉傾向量表的重測(cè)信度為:主動(dòng)道歉0.76，抗拒道歉0.77。

2.4.3 效標(biāo)效度 本研究以自我和諧、人際困擾、人際滿意度、幸福感作為效標(biāo)，考察大學(xué)生道歉傾向量表的效標(biāo)效度。道歉傾向的兩個(gè)分量表與效標(biāo)的相關(guān)，見表2。

表2 道歉傾向的兩個(gè)分量表與關(guān)聯(lián)效標(biāo)的相關(guān)(r)

從表2可知，抗拒道歉與人際困擾有顯著的正相關(guān)，與自我和諧、人際滿意感、幸福感有顯著的負(fù)相關(guān);而主動(dòng)道歉與自我和諧的相關(guān)不顯著，與人際困擾有顯著的負(fù)相關(guān)，與人際滿意感、幸福感有顯著的正相關(guān)?？偟膩砜?，抗拒道歉與各效標(biāo)變量的相關(guān)系數(shù)較高，而主動(dòng)道歉與各效標(biāo)變量的相關(guān)系數(shù)較低。

3 討 論

3.1 大學(xué)生道歉傾向量表的結(jié)構(gòu)

本研究的結(jié)果表明，大學(xué)生道歉傾向量表由主動(dòng)道歉和抗拒道歉兩個(gè)維度構(gòu)成。探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果表明，本量表具有很穩(wěn)定的二因子結(jié)構(gòu)。兩個(gè)因子基本相互獨(dú)立(r =0.08，P ＜0.05)。雖然，從行為上看，主動(dòng)道歉與抗拒道歉是兩種對(duì)立的行為，道歉行為傾向似乎是單維的。但是，從行為功能上看，主動(dòng)道歉與抗拒道歉對(duì)個(gè)體的心理意義卻并不是完全相反的。當(dāng)個(gè)體因?yàn)檫^失行為或冒犯、傷害了他人的時(shí)候，抗拒道歉可能導(dǎo)致各種負(fù)向的心理影響，并且這種負(fù)向的心理影響與抗拒道歉的程度成正比;而主動(dòng)道歉則不然，如前所述，過去的研究結(jié)果表明，道歉的功能主要是尋求他人的寬恕，緩解人際沖突，修復(fù)人際信任，排解個(gè)人內(nèi)心的困擾和愧疚感，并不能較明顯地促進(jìn)個(gè)體的積極心理。本研究結(jié)果也表明，抗拒道歉與自我和諧、人際關(guān)系滿意感、幸福感有非常顯著的負(fù)相關(guān)，與人際困擾有非常顯著的負(fù)相關(guān)，而主動(dòng)道歉與這些效標(biāo)變量相關(guān)不顯著或較低(0.06～0.19)。因此，道歉傾向量表的二維結(jié)構(gòu)有其合理性。

至于Howell 等人所編制的道歉傾向量表(PAM)是單維度的，原因可能與量表所包含的8 個(gè)題目都是抗拒道歉的題目，沒有主動(dòng)道歉的題目有關(guān)。在Howell 等編制的PAM 初始的35 個(gè)題目里，包含了主動(dòng)道歉和抗拒道歉的題目，但他們刪除了所有主動(dòng)道歉的題目，在最終的PAM 里只保留了8個(gè)抗拒道歉的題目，可以說PAM 只是測(cè)量了個(gè)體抗拒道歉的傾向。

3.2 道歉傾向量表的信效度

本研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生道歉傾向量表具有良好的信度。大學(xué)生道歉傾向量表的兩個(gè)維度(主動(dòng)道歉和抗拒道歉)的同質(zhì)性信度分別為:0.73 和0.79;重測(cè)信度分別為:0.76，0.77。同質(zhì)性信度和重測(cè)信度均高于0.70，表明道歉傾向量表具有良好的內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性。

效標(biāo)效度的檢驗(yàn)結(jié)果表明，抗拒道歉傾向與主動(dòng)道歉傾向與4 個(gè)效標(biāo)變量的關(guān)系是不同的?？咕艿狼概c各效標(biāo)變量存在顯著的中度相關(guān)(0.26～0.46)，抗拒道歉傾向越高的個(gè)體，人際困擾越多，自我和諧程度、人際滿意感和幸福感越低。這與Howell 等人的結(jié)果一致。他們發(fā)現(xiàn)，道歉傾向(主要是抗拒道歉傾向)與心理幸福感和社會(huì)幸福感存在顯著的中度相關(guān)［8］。當(dāng)個(gè)體做了不適當(dāng)?shù)男袨闀r(shí)，會(huì)對(duì)自己產(chǎn)生否定的評(píng)價(jià)，導(dǎo)致內(nèi)疚心理。抗拒道歉會(huì)讓這種內(nèi)疚心理不能很好的排解，影響了自我和諧?？咕艿狼傅闹苯咏Y(jié)果是使問題沒有得到解決，雙方的關(guān)系甚至?xí)虼似屏?，?dǎo)致人際困擾增加，人際滿意感下降。不管是從個(gè)體或是從群體的角度來說，都會(huì)影響到幸福感。

與抗拒道歉不同，主動(dòng)道歉與各效標(biāo)變量的相關(guān)較低(0.06～0.19)。雖然，主動(dòng)道歉傾向的高低與自我和諧沒有關(guān)系，但主動(dòng)道歉傾向高的學(xué)生的人際困擾更少一些，人際滿意感和幸福感更高些。這與前人的結(jié)果是一致的。過去的研究認(rèn)為，主動(dòng)道歉可以化解人際之間的矛盾沖突和修復(fù)人際關(guān)系，排解個(gè)人內(nèi)心困擾和愧疚感［1，5］。在生活中，每一個(gè)人都不可避免地因各種原因而傷害到他人，主動(dòng)道歉可以讓對(duì)方感受到自己的真誠(chéng)，這時(shí)，過失不但不會(huì)挫傷人際關(guān)系，甚至?xí)谝欢ǔ潭壬洗龠M(jìn)人與人之間的情感。

本研究得到以下結(jié)論:①大學(xué)生道歉傾向量表包含主動(dòng)道歉與抗拒道歉兩個(gè)維度;②大學(xué)生道歉傾向量表具有良好的信度和效度，可以作為相關(guān)研究的工具。

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