陳曉+孫凌

摘 要 獨處體驗與人際交往能力的關系是此消彼長還是兩者可以兼得？本研究對326名大學生施測獨處體驗問卷和人際交往能力問卷。潛在剖面分析顯示獨處體驗和人際交往能力均可以分為高中低三組；列聯(lián)表分析顯示獨處體驗與人際交往能力存在顯著相關。偏相關分析顯示，只有積極獨處體驗與人際交往能力的所有方面存在顯著正相關。本研究結果揭示獨處體驗與人際交往能力可以兼得。

關鍵詞 獨處體驗；人際交往能力；潛在剖面分析

分類號 B848.2

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2016.12.003

1 引言

我們需要社交，我們同樣需要獨處，就如我們需要夏天和冬天，白天和黑夜，運動和休息。

——Philip Gilbert Hamerton （The Intellectual Life）

近年來，獨處及其積極作用日益引起心理學領域的關注，研究者認為獨處具有諸多好處，如促進心理健康、整合自我、恢復情緒、提升創(chuàng)造力等（陳曉， 顏棱植，高艷，2013； 陳曉，周暉，2012； 戴曉陽， 陳小莉，余潔瓊，2011； 高爽， 李梅，王潔，郝源泉，2013； 胡海鑫，2013； 李瓊，郭永玉， 2007； Larson， 1990； Larson & Lee， 1996； Long & Averill， 2003； Long， Seburn， Averill， & More， 2003）。但有關獨處的界定仍存在異議，有學者將獨處視為一種需要（Burger， 1995），也有學者將之視為一種能力（黃韞臻，林淑惠，2009； 林淑惠，黃韞臻，2009；吳麗娟，陳淑芬，2006；Larson， 1990； Larson & Lee， 1996），還有學者將獨處視為一種行為（陳小莉， 戴曉陽， 鮑莉， 王蒙， 劉萌，2012；戴曉陽， 劉佳培，2012）。目前大部分的研究者比較一致的觀點是將獨處視為一種心理體驗（陳曉，周暉，2012； 李瓊，郭永玉， 2007； Long & Averill， 2003； Long， Seburn， Averill， & More， 2003），即獨處是個體從他人的當前要求中脫離開來，減少社會束縛并能夠自由選擇個人身心活動的一種心理體驗狀態(tài)。該觀點關注的是個體對獨處的主觀心理體驗而非客觀上的與人隔離狀態(tài)，個體即使處于人群中， 只要沒有意識到他人的存在， 也可以被認為是獨處體驗（陳曉，周暉，2012；李瓊，郭永玉， 2007；Long & Averill， 2003）。

但是目前該領域中有一個懸而未決的問題是獨處與人際交往能力之間的關系如何？兩者是此消彼長還是可以兼得？我們很容易就認為一個人獨自呆著的時間越多，則可能會引起社會脫離和慢性社會退縮（Long & Averill， 2003），還有一種可能是當個體的人際關系出現(xiàn)問題或壓力過大，他可能會采用獨處作為應對方式，進而從當前的人際關系中撤離出來（陳曉，周暉，2012）。也有哲學家和心理學家認為獨處和人際交往是可以兼得的。比如，Moustakas（1972）認為獨處使得個體能夠找到認識和接受自己與他人存在的不同過程，并因此能使得自己與他人的關系變得更有效，增強我們愛他人的能力。而馬斯洛發(fā)現(xiàn)高獨處需要是自我實現(xiàn)的人的一個特征之一，他同時也注意到這些人同樣表現(xiàn)出很高的人際溫暖并且與他們的親密朋友有很深的關系。因此，他認為獨處的強烈需要并不是逃離他人或厭惡人際關系，獨處并不一定與社交焦慮或社交技能缺乏有關（Maslow， 1970）。也就說，人們在生理上需要依附、歸屬和社交，但是他們也尋找獨處的機會（Long & Averill， 2003）。

目前有兩個獨處理論直接論述了獨處與人際交往的關系。一是Buchholz（1997）的需求理論。該理論認為獨處與人際互動是同等重要的成長需求。Bucholz認為與人建立親密關系是重要的需要。但是除了親密關系以外，還有其他的因素也可以幫助個體發(fā)展，而獨處就是其中之一。他認為獨處和親密關系都可以用來解決矛盾、降低病態(tài) （Buchhloz， 1997）。按照Bucholz的觀點，獨處和人際關系是兩種獨立的并且同等重要的需要。而Nicol（2006）基于自我決定理論（self-determined theory）提出獨處與積極人際交往是可以共存的。她從獨處的動機入手將獨處分為自我決定獨處和非自我決定獨處。非自我決定獨處的個體選擇獨處是因為他們在人際交往中容易產(chǎn)生消極情緒或恐懼人際交往，他們是被迫獨處。而自我決定獨處根據(jù)獨處滿足的情感需要層次分為兩類：第一類是獨處滿足相對低級的情感需求，這些人之所以獨處是因為獨處讓他們感到安寧、舒服，所以他們寧愿回避社會交往。而另一類個體獨處是因為獨處滿足他們的某些高級需要，比如自我成長、自我恢復、獨立思考和發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造的需要，這時的獨處常常伴有積極的情感體驗。Nicol認為后一類出于高級需要而進行獨處是積極獨處。她認為積極獨處是人格的一個特征，這些個體在擁有良好的人際交往的同時，也喜歡為自己保留一些時間獨處的行為傾向。隨后的研究顯示自我決定的獨處與他人的積極交往存在正相關，而非自我決定的獨處則與社交焦慮、親密關系體驗的回避和焦慮呈正相關（參見，戴曉陽 等，2011； 胡海鑫，2013）。

盡管以上理論和研究對獨處與人際關系的關系意見不一，但是大部分的心理學家及實證研究結果更傾向于支持獨處與人際交往能力是可以兼得的（Long & Averill， 2003； Maslow， 1970；Nicol，2006）。但目前僅有的Nicol有關獨處與人際交往的實證研究只是采用了相關分析的方法驗證這兩個變量是否有關系，仍然無法回答高獨處的個體是否同時也是高的人際交往能力的個體這一問題。因此本研究嘗試從個體質(zhì)的差異角度出發(fā)，利用潛在剖面分析（Latent Profile Analysis， LPA），根據(jù)獨處體驗和人際交往能力對被試進行分類，然后進行列聯(lián)表分析，這一方法能夠比較直接地回答上面所提出的高獨處體驗個體是否同時也是高人際交往能力的個體這一問題。綜合以上文獻，我們預期高獨處體驗的個體也可能是高人際交往能力的個體。另外，在本研究中我們同時也從量的角度嘗試重復前人有關這兩個變量的相關分析結果。我們預期，在控制了其他變量后，積極獨處體驗與人際交往能力存在顯著正相關。

2 方法

2.1 研究對象

珠海某高校通識選修心理學課的大學生，共發(fā)放問卷331份，有效問卷326份，男生128人，女生198人，平均年齡19.81歲（SD=1.31）；獨生子女101人，非獨生子女198人， 27人未報告是否獨生；大一128人，大二90人，大三96人，大四10人，2人未報告年級。

2.2 研究工具

獨處問卷（Solitude Questionnaire， SQ）由Long等人編制陳曉等人（2013）在中國大學生中進行中文修訂。該問卷將獨處分為9個類型： 創(chuàng)造力、靈性、解決問題、調(diào)節(jié)方式、寧靜、寂寞、隱居、自我發(fā)現(xiàn)和親密。每個類型均以其占主要優(yōu)勢的情感體驗、活動特點或獨處結果的特征來區(qū)分。問卷首先描述每種獨處的類型，然后要求被試評定自己為了體驗這種獨處而努力的可能性（0“毫無可能”，7“很可能”）及該類型獨處對自己生活的影響程度（0“沒有影響”，7“影響很大”），然后將每個獨處類型下的兩個問題求平均分得到該類型獨處體驗的重要性。該量表可以分為積極獨處（創(chuàng)造力，靈性，解決問題，寧靜，自我發(fā)現(xiàn)）、中性獨處（調(diào)節(jié)方式和隱居）和消極獨處（寂寞和親密）三個方面。在本研究中，三個維度的Cronbach-s α 系數(shù)為積極獨處0.82；消極獨處0.63；中性獨處0.60。消極獨處和中性獨處維度的內(nèi)部一致性信度較低可能與這兩個量表分別只有兩個情境有關（陳曉 等，2013）。

人際交往能力問卷（Interpersonal Competence Questionnaire，ICQ）是由Buhrmester等人（1988）編制，魏源（2005）在中國大學生中進行中文版修訂。該問卷測量了5種人際交往能力：主動建立人際關系、適度拒絕、自我表露、沖突控制和情感支持，共40個題目，采用5點計分 （1“你做不到， 感覺極其不安并且沒有把握， 因此盡量逃避開”， 5“你非常擅長這么做， 感覺非常輕松， 并且能夠處理得非常出色”）。在本研究中，各維度的Cronbach-s α 系數(shù)分別在0.72～0.85之間。

控制變量：由于個體對自身的人際交往能力的評估可能受到他們的自我評價和他人提供的支持的影響，本研究中將個體的自尊水平和社會支持程度作為控制變量進行控制。采用領悟社會支持量表（Perceived Social Support Scale，PSSS）和自尊量表（The Self-Esteem Scale， SES）（汪向東，王希林，馬弘，1999）。在本研究中兩個量表的Cronbach-s α 系數(shù)分別為0.92和0.82。

2.3 統(tǒng)計分析

采用SPSS22.0和Mplus7.0進行數(shù)據(jù)分析。利用Mplus7.0對獨處和人際交往能力分別進行潛在剖面分析；然后對獨處和人際的潛在類型進行列聯(lián)表分析；接著采用偏相關分析方法分析獨處三個維度與人際交往能力的相關情況。

潛在剖面分析（Latent Profile Analysis， LPA）是“個體中心法”（person-centered） 的統(tǒng)計思想，關注個體之間的異質(zhì)性（蘇斌原， 張潔婷，喻承甫，張衛(wèi)，2015）。其分析基本思想是對各外顯變量各種反應的概率分布可以由少數(shù)互斥的潛在類別變量來解釋，每種類別對各外顯變量的反應選擇都有特定的傾向，這種基于概率模型的分類方法不但能夠保證劃分出來的各類之間差異最大類別內(nèi)部差異最小，而且還能利用客觀的統(tǒng)計指標去衡量分類的準確性和有效性（邱皓政，2008； 張潔婷，焦璨，張敏強，2010）。LPA中常用的模型擬合指標包括AIC（Akaike-s information criterion， 艾凱克信息指數(shù)）、BIC（Bayesian information criterion， 貝葉斯信息指數(shù)）或調(diào)整后BIC、Entropy（信息熵）和LMR（Lo-Mendell-Rubin Likelihood Ratio Test， 羅夢戴爾魯本校似然比檢驗）及BLRT（Bootstrapped Likelihood Ratio Test， Bootstrapped似然比檢驗）的顯著性p值。AIC和BIC越小則表明模型擬合越好，LMR和BLRT的p顯著，則表明k個類別模型擬合優(yōu)于k-1個類別模型（陳宇帥， 溫忠麟，顧紅磊，2015）。Entropy則用于評價分類的準確性，其值越大則表明分類越準確，當Entropy<0.60時表明超過20%的個體存在分類錯誤，如果Entropy=0.80表明分類準確率超過90%（Carragher， Adamson， & Mccann， 2009； Lubke & Muthén， 2007）。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

根據(jù)Harman推薦的單因子檢驗方法（周浩，龍立榮，2004），把研究變量（包括控制變量）一起進行探索性因素分析，未旋轉和旋轉后的因素分析結果均得到4個因子。未旋轉的第一因子解釋的變異量為27.85%；旋轉后得到的第一個因子的解釋變異量為21.81%，都低于40%的臨界值。說明不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 獨處和人際交往能力的潛在剖面分析

將被試在獨處問卷的9個方面的得分作為外顯變量進行潛在剖面分析，表1提供了1～4類潛在剖面分析擬合估計。其中三類（3C）與兩類（2C）調(diào)整后的LMR的p值顯著 （p<0.05），雖然四類的Entropy值比三類的高，但是四類和三類在LMR值上無顯著差異，因此選擇3個潛在類別的分類，3個潛在類別的概率分布見圖1，根據(jù)這三個類別的概率分布我們命名為高獨處、中獨處和低獨處體驗組。同樣的，把人際交往能力五個維度的平均分作為外顯變量進行潛在剖面分析（表1和圖2）顯示，人際交往能力的2類和3類aLMR的p值都顯著，但是4類的p值不顯著，并且三類的Entropy值比四類的還要高。因此將人際交往能力分為3個潛在類別比較合適，3個潛在類別的概率分布見圖3。同樣將三組命名為高人際交往能力、中人際交往能力和低人際交往能力組。

單因素方差分析顯示三個獨處體驗類別在獨處所有方面的差異均顯著（Fs>7.21， ps<0.001），事后比較（LSD）顯示除了中獨處體驗組和高獨處體驗組在寂寞和靈性上無差異外，三個獨處組在獨處的所有方面均存在顯著差異（表2）。同樣，三個人際交往能力組在人際交往能力的所有維度差異顯著（Fs>106.78， ps<0.001），事后比較顯示各組之間在人際交往各個維度上的差異顯著（表3）。

3.3 獨處體驗分組和人際交往能力分組列聯(lián)表分析結果

3×3列聯(lián)表分析顯示：獨處體驗分組和人際交往能力分組相關（χ2（4）=23.36， p<0.001， Cramer-s V=0.19）。進一步分析顯示三組獨處體驗在人際交往能力上均有顯著差異（低獨處體驗組：χ2（2）=75.54， p<0.001；中獨處體驗組：χ2（2）=48.32， p<0.05；高獨處體驗組：χ2（2）=24.16， p<0.001）。而低人際交往能力組中，三組獨處組無顯著差異，但在中高人際交往組中，三組獨處體驗的差異均顯著（χ2（2）=16.55， p<0.001；χ2（2）=7.30， p<0.05）。

結合圖3和表4可以看到，在三種獨處組中，低人際交往能力的人數(shù)比例都是最少，但在低獨處體驗和中等獨處體驗組中，中等人際交往能力的人數(shù)占主要比例（70.4%和62.7%）。而高獨處體驗組中高人際交往能力的人數(shù)最多（48.3%），從圖3中可以看到隨著獨處體驗的升高，高人際交往能力的人數(shù)比例也在逐漸上升，中等獨處能力的比例則在下降，低人際交往能力的比例則在三個獨處上沒有明顯的變化。

3.4 獨處體驗與人際交往能力的相關分析

在控制自尊、社會支持及人口學變量后的偏相關分析顯示，只有積極獨處體驗與所有的人際交往能力維度成顯著正相關，而中性獨處和消極獨處則與人際交往能力均不存在關系。

4 討論

對于獨處和人際交往能力的關系不同的心理學家的觀點不大一致。比如Bucholz（1997）認為獨處和人際交往是兩種獨立的并且同等重要的需要，而馬斯洛（1970），Moustakas（1972）和Nicol（2006）都認為獨處和人際交往能力是可以兼得的，而本研究的結果傾向于支持后一種觀點。

但本研究潛在剖面分析結果和相關分析結果之間存在不一致的地方。盡管本研究的相關分析結果成功復制Nicol（2006）發(fā)現(xiàn)的積極獨處和人際交往能力存在正相關關系，而中性獨處和消極獨處與人際交往能力無關。但本研究的潛在剖面分析卻顯示，高獨處體驗組既在積極獨處的各個類型上得分最高，同時也在中性獨處和消極獨處上的得分最高，這兩個結果初看好像是矛盾的。但我們認為這種看似矛盾的結果是可以解釋的，如果單從變量關系角度來看，可能只有積極獨處這一成分與人際交往能力存在相關，而中性和消極成分不存在這種關系，過往的研究也發(fā)現(xiàn)只有積極獨處這一成分與積極心理變量存在正相關，而消極和中性獨處與積極心理變量無關（陳曉 等，2013； Long， et al. 2003）。

但在現(xiàn)實生活中，獨處是一種復雜的心理體驗，處于獨處之中的個體，不一定只是體驗到獨處的好處（積極獨處），他可能也把獨處作為一種應對的方式（中性獨處），甚至在獨處中也體驗到消極的情緒體驗（消極獨處） （Long & Averill， 2003； Larson & Lee，1996）。并不存在只有體驗積極獨處而無中性和消極獨處體驗這樣一個群體。也就是說高獨處群體可能同時也是高人際交往能力個體，但是主要是因為他們在獨處中的積極體驗與人際交往能力存在相關。因此我們認為造成這種結果差異更多是變量分析角度不同而導致的。相關分析關注的是變量的量化關系，而潛在剖面分析則側重于變量的質(zhì)化關系（蘇斌原等，2015），這兩個研究結果結合起來可以看到獨處體驗與人際交往能力的關系遠比我們想象得豐富。

為什么高獨處和高人際交往能力能夠存在于同一個個體身上？我們認為可能存在兩種可能的解釋。

首先，獨處的動機與獨處體驗是不同的。個體選擇獨處的動機可能是由于缺乏良好的社交技能。根據(jù)技能缺陷模型（skills deficit model），社交技能缺乏可能導致個體產(chǎn)生社交焦慮（Schlenker & Mr， 1982）。而已有研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)獨處需要與社交回避、社交苦惱和交往焦慮等方面均呈顯著正相關（陳曉， 宋歡慶，黃昕，2012），并且獨處需要與孤獨感也存在顯著的正相關（陳曉 等，2012； Cramer & Lake， 1998）。這說明，如果個體缺乏人際交往技能，他們可能出現(xiàn)社交回避或焦慮，并被迫選擇獨處，他們在獨處過程中體驗到的是孤獨感。然而本研究中對獨處的測量側重于獨處體驗而非獨處的動機。過往研究也顯示積極獨處體驗與社交焦慮無關（陳曉等，2013）。而本研究發(fā)現(xiàn)在控制了其他變量后，積極獨處體驗與人際交往能力仍存在顯著正相關。很多研究者均認為積極的獨處能為個體提供自我反思、個人成長和自我更新（self-restoration）的機會（陳曉，周暉，2012；李瓊，郭永玉， 2007； Larson， 1990； Maslow， 1970）。獨處所帶來這些益處則可以提高友誼和社會支持的價值（Orzeck & Rokach， 2004）。也就是說積極的獨處可能促進某些自我相關的品質(zhì)，而這些品質(zhì)與人際交往能力有密切相關。

其次，獨處與人際交往能力之間可能存在影響這兩者的共同變量，比如，成人依戀。Winnicott和Modell都認為安全依戀的個體（對親密關系有低回避和低的焦慮）會對獨處有積極的體驗，而非安全依戀的個體（對親密關系有高回避和/或高焦慮）則會對獨處有消極的體驗（Long & Averill， 2003）。Long等人（2003）的研究也支持這一觀點，他們發(fā)現(xiàn)積極獨處體驗與依戀焦慮存在顯著的負相關，而獨處時的寂寞體驗則與依戀回避和依戀焦慮存在顯著的正相關。而Detrixhe（2011）考察獨處能力與客體關系、依戀和孤獨感的關系時發(fā)現(xiàn)，獨處時的舒適性在依戀焦慮和孤獨感間起中介作用。而獨處應對則在依戀回避和孤獨感間起中介作用。并且獨處舒適程度在人際分化/關系與孤獨感之間起到遮掩效應?；谝陨习l(fā)現(xiàn)，Detrixhe（2011）認為獨處、客體關系（人際關系）和依戀可能是互相交叉重疊的。未來的研究可以進一步檢驗獨處與人際交往能力是否共同受依戀影響，是否安全型依戀的個體同時也是高獨處和高人際交往能力，而非安全型依戀的個體則無法享受獨處同時人際交往能力也存在問題。

最后，在本研究中我們只考察了獨處體驗和人際交往能力的關系，這只是一個初探性的研究，已有研究顯示獨處與人們的親密關系質(zhì)量（Long， et al.， 2006）、自我整合（Long & Averill， 2003）、心理健康及社會適應（陳曉等，2012；黃韞臻，林淑惠，2009； 林淑惠，黃韞臻，2009；吳麗娟，陳淑芬，2006；Long， et al.， 2006）等方面都有密切關系

（陳曉，周暉，2012）。但目前大部分研究只單獨考察獨處與這些變量的關系。也有研究顯示人際交往能力也與這些結果變量有關（劉文， 韓靜， 張麗娜， 2008； 王軍， 2007； Adamczyk & Segrin， 2016； Longman-Mills & Carpenter， 2013）。結合本研究結果，未來的研究可以考察獨處與人際交往能力的關系是通過何種模式進而對這些重要的結果變量產(chǎn)生影響的。這樣更有助于我們更進一步理解獨處和人際交往能力之間的關系及其與其他心理變量之間的關系。

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