男同性恋者的孤独感、 自尊和依恋

艾伦1943

注：这是一篇从网上看到的文章，是从心理角度写的，说实话我也看不大懂，发到这里给大家提供参考吧！        
        
摘 要 目的: 了解男同性恋者的孤独感 自尊和依恋的状况及三者关系， 为男同性恋者心理健康的干预提供新的视角 方法:在网站上招募男同性恋者 172 名， 另外通过男同性恋者交友聚会， 发放纸质问卷 63份， 最终获有效问卷202 份 按年龄和职业1 1 配对男异性恋组( n = 202) 采用 UCLA 孤独量表( UCLA)自尊量表( SES) 和亲密关系经历量表( ECＲ) 进行测评 结果: 男同性恋者的 UCLA 得分和依恋焦虑得分均高于男异性恋者［( 46. 8 ± 9. 0) vs. ( 43. 2 ± 8. 4) ，( 4. 1 ± 1. 1) vs. ( 3. 7 ± 0. 9) ; 均 P ＜ 0. 001］， 而 SES 得分和依恋回避得分均低于男异性恋者［( 27. 8 ± 5. 1) vs. ( 29. 9 ± 4. 1) ，( 3. 4 ± 0. 7) vs. ( 3. 9 ± 0. 6) ; 均 P ＜ 0. 001］男同性恋者中， 无固定恋爱对象组的 UCLA 得分高于有固定恋爱对象组［( 49. 0 + 8. 1) vs. ( 41. 2 + 8. 7) ， P ＜0. 001］， 被动型性角色组 UCLA 得分高于主动型性角色组［( 48. 5 ± 9. 2) vs. ( 44. 6 ± 9. 3) ， P ＜ 0. 05］， 异性婚姻意愿 要结婚 组 UCLA 得分高于 不结婚 组［( 48. 6 ± 5. 3) vs. ( 45. 4 ± 4. 8) ， P ＜ 0. 05］ 逐步多元回归分析显示， 男同性恋者的依恋焦虑得分( = 0. 40) 和依恋回避得分( = 0. 23) 与 UCLA 得分呈正相关， SES 得分( = － 0. 30) 与 UCLA 得分呈负相关( 均 P ＜ 0. 001) ; 自尊在依恋焦虑和孤独感之间起着部分中介作用( 中介效应为0. 14， P ＜ 0. 001) 结论:男同性恋者的孤独感水平和依恋焦虑水平均高于男异性恋者， 自尊水平和依恋回避水平均低于男异性恋者; 男同性恋者的孤独感可能与其自尊以及成人依恋有关， 而自尊在依恋焦虑和孤独感之间有一定程度的中介作用

关键词 男同性恋者; 孤独感; 成人依恋; 自尊; 横断面研究
                                                                                                   中国心理卫生杂志， 2013， 27( 12) : 930 － 936. )

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随着社会发展和对同性恋了解的深入， 同性恋已不再被视作病态 但研究仍表明， 相比异性恋者，同性恋者有更多的行为和心理问题 如， 国内有研究表明， 男同性恋者在躯体化症状 强迫症状 人际关系敏感 社会适应障碍 敌对 焦虑 恐怖 偏执等方面的得分均高于那些不具有同性恋取向的男性［1］; 庾泳调查了长沙市 330 名男同性恋者的生存状况， 发现男同性恋者人群生存状况较差， 生理健康和心理健康水平较低， 负性事件刺激量大， 社会支持水平低， 自杀现象严重［2］; 国外的研究也发现， 与异性恋倾向的学生相比， 同性恋倾向的中学生有更多敌意， 感到更加孤独 ［3］; Fokkema 等对荷兰老年同性恋者的研究发现， 女同性恋， 男同性恋和双性恋群体( lesbian， gay， bisexual， LGB) 的老年人比异性恋群体的老年人感到更加孤独， 也更少的融入社会［4］。
    孤独感是指当个体渴望的社交关系与实际的社交关系网络在质量上或数量上存在差异时产生的一种不愉快的心理体验［5］， 是个体社会适应的重要标志之一 孤独感对身心健康可能有着负面影响， 越来越多的纵向研究表明孤独感能预测更高的疾病发病率和死亡率， 同时孤独感也与人格障碍、 精神病、自杀、 抑郁等心理问题相联系［6］。所以， 了解同性恋者的孤独感状况对他们的社会适应和身心健康有着重要意义。
    依恋是婴儿期与主要照顾者之间形成的一种稳定的情感联系［7］。已有研究表明， 依恋和孤独感有着密切的关系。如， Bernardon 等对大学生的研究显示， 非安全型依恋的个体体会到更多的孤独感， 安全依恋类型的个体体会到更少的孤独感［8］; 李同归等对大学生的研究也表明， 依恋焦虑和依恋回避都与孤独感正相关［9］。
    自尊是对自我价值的评价， 即对自己的总体看法和态度［10］。自尊也与孤独感有着密切的关系。如， Civitci 等对青少年的研究表明自尊与孤独感呈负相关［11］。并且自尊是个体适应社会文化环境的心理机制， 是行为的中介， 调节人与环境的关系， 影响人际交往时的积极性与主动性［12］。如， 陈福侠等对工读生的研究显示， 工读生的自我概念在其同伴依恋与孤独感之间起着中介作用［13］， 李彩娜等对大学生的研究也表明自尊在依恋的自我模型与孤独感之间起部分中介作用［14］。
综上所述， 了解同性恋者的孤独感对他们的社会适应和身心健康有着重要意义。目前国内外已有不少以大学生或中学生为研究对象的孤独感， 自尊和成人依恋的相关研究， 但尚未见以男同性恋者为研究对象的相关研究。本研究主要调查男同性恋者的孤独感， 自尊与依恋现状及三者之间的关系， 以期促进同性恋者社会适应水平的提高。

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1 对象和方法
1. 1 对象
1. 1. 1 男同性恋组
    入组标准: ①年龄≥16 岁( 未满16 岁性取向尚不稳定) ; ②生理性别为男性; ③自我认同性取向为同性恋而非异性恋和双性恋。从 2012 年 8 月 －2013 年1 月， 通过深圳市“深爱行动” 同性恋公益组织， 在“深爱行动” 官方博客和同性恋社交网站上招
募男同性恋者填写网络问卷共 172 份; 举办男同性恋者交友聚会， 发放纸质问卷63 份。两种方式共发放问卷235 份， 收回问卷225 份。排除年龄 ＜ 16 岁及双性恋者、 异性恋者和乱答问卷共 23 份， 最终获有效问卷202 份。年龄 16 ～ 61 岁; 当前恋爱状态:“有固定恋爱对象” 者 56 人， “无固定恋爱对象” 者146 人; 异性婚姻意愿: “要结婚” 者 71 人， “不结婚” 者121 人 ( 202 名男同性恋者中有 10 人已婚或离异， 故 192 人存在异性婚姻意愿) ; 已“出柜” 者139 人， 未“出柜” 者 63 人( 出柜是 come out of thecloset 的直译， 是指公开性倾向， 即告诉别人你是同性倾向、 异性倾向、 双性倾向还是无性倾向) ; 同性
性角色: “主动型” 者 61 人， “被动型” 者 84 人， “两可型” 者57 人( 在同性恋者的性行为中， 有人扮演支配、 施予和主动的角色， 有人扮演服从、 接受和被动的角色， 但也有人并不固定扮演某个角色， 有时扮演主动角色， 有时扮演被动角色［15］， 这三种分别是主动型、 被动型和两可型。并且性角色的划分不仅仅是基于性行为的一种区分， 同时也包含了一定的
心理成分［16］)。
1. 1. 2 男异性恋组
    从2013 年1 月 － 2013 年3 月， 以心理学硕士生作为调查人员， 为贴近男同性恋者样本情况( 男同性恋者样本的职业情况以公司职员和在校大学生为主) ， 在深圳大学图书馆向深圳大学男生发放纸质问卷75 份; 联系深圳市两家大型企业的员工， 在企
业 QQ 群以及企业内部论坛招募男性员工填写网络问卷共 138 份; 在社交网站上招募男异性恋者填写网络问卷共 42 份 共发放问卷 255 份， 收回问卷239 份 按照年龄( + 1 岁) ， 性别和职业 1 1 与同性恋组进行配对， 通过问卷中的年龄题 性取向题重复题和职业题， 排除其中年龄 ＜ 16 岁及同性恋者 双性恋者和乱答问卷以及无法和男同性恋组进行匹配的问卷共37 份， 获有效问卷202 份 两组的一般人口学资料见表1
1. 2 工具
1. 2. 1 自编一般情况调查表
    包括被调查者的年龄 职业 收入 民族 原户籍所在地 是否独生子女 婚姻状态 是否 出柜 在同性性关系中扮演何种角色 当前恋爱状态 异性婚姻意愿1. 2. 2 UCLA 孤独量表( UCLA Loneliness Scale，UCLA)［17］共20 个条目， 每个条目 1( 从不) ～ 4( 一直) 4级计分， 部分条目反向计分， 分值越高表示孤独感水平越高 本研究中， 男同性恋组与男异性恋组的系数分别为0. 88 和0. 82。
表1 两组受试的一般人口学资料比较［( x ± s) /例数( %) ］
项目 男同性恋组  ( n = 202)   男异性恋组  ( n = 202)   χ   2   / t 值 P 值
平均年龄/岁 26 ± 6 25 ± 5 0. 37 0. 716
职业 ＜ 0. 01 1. 000
公司职员 122( 60. 4) 122( 60. 4)
学生 65( 32. 2) 65( 32. 2)
其他a  15( 7. 4) 15( 7. 4)
经济月收入/元 6. 90 0. 075
＜ 2000 53( 26. 2) 52( 25. 7)
2000 ～ 6000 96( 47. 5) 81( 40. 1)
6000 ～ 10000 28( 13. 9) 48( 23. 8)
＞ 10000 25( 12. 4) 21( 10. 4)
民族 2. 71 0. 100
汉族 189 196
少数民族 13 6
原户籍所在地 4. 79 0. 029
农村 88 110
城市 114 92
是否独生子女 3. 65 0. 104
是 75( 37. 1) 57( 28. 2)
否 127( 62. 9) 145( 71. 3)
婚姻状态 26. 25 ＜ 0. 001
未婚 192( 95. 0) 167( 82. 7)
已婚 6( 3. 0) 35( 17. 3)
离异 4( 2. 0) 0
注:a，包括服务行业 公务员 教师 医生护士或军人 无业 务农 打零工 退休，由于人数过少，合并为其他职业。

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1. 2. 3 自尊量表 ( Self- Esteem Scale，SES)［18］
共10 个条目，总分范围是10 ～ 40 分，分值越高，自尊程度越高 本研究中，男同性恋组与男异性恋组的 系数分别为0. 88 和0. 78。
1. 2. 4 亲密关系经历量表 ( Experiences in Close Ｒe-lationships Inventory，ECＲ)［19］共36 个条目，分为依恋焦虑 ( 对被拒绝和被抛弃的恐惧) 和依恋回避 ( 对亲密关系的恐惧以及对亲近和依靠的不适) 两个维度 每个条目分1( 完全不符合) ～ 7 ( 完全符合) 7 级计分 本研究中，男同性恋组总量表的 系数为 0. 86，两个维度的 系数为0. 91 0. 75; 男异性恋组总量表的系数为0. 88，两个维度的 系数为0. 88 0. 65
1. 3 统计方法
采用 SPSS18. 0 软件 用独立样本 t 检验比较男同性恋组，男异性恋组在孤独感，自尊和成人依恋得分上的差异和男同性恋组内不同恋爱状态出柜 状态和异性婚姻意愿上孤独感的差异; 用方差分析比较男同性恋组内不同同性性角色孤独感的差异; 以依恋焦虑 自尊和依恋回避得分为自变量，孤独感得分为因变量，对男同性恋组和男异性恋组分别进行多元线性回归分析并进行比较; 使用Pearson 相关分析，分析男同性恋者的孤独感自尊和依恋各维度得分的相关; 使用层次回归分析评估自尊在依恋焦虑和孤独感之间的中介效应，依次检验回归系数法检验中介效应 以 P ＜ 0. 05 为差异有统计学意义。
2 结 果
2. 1 两组被试各量表评分比较
男同性恋组的 UCLA 得分和依恋焦虑得分高于男异性恋组，而 SES 得分和依恋回避的得分低于男异性恋组 ( 表2) 。
表2 两组被试各量表评分比较 ( x ± s)量表 男同性恋组( n = 202)
男异性恋组
( n = 202)
t 值 d 值
UCLA 孤独量表 46. 8 ± 9. 0 43. 2 ± 8. 4 4. 24＊＊＊ 0. 42
SES 自尊量表 27. 8 ± 5. 1 29. 9 ± 4. 1 4. 37＊＊＊ － 0. 44
依恋焦虑 4. 1 ± 1. 1 3. 7 ± 0. 9 4. 78＊＊＊ 0. 48
依恋回避 3. 4 ± 0. 7 3. 9 ± 0. 6 － 9. 16＊＊＊ 0. 90
注:
＊＊＊P ＜ 0. 001。
2. 2 不同同性性角色、恋爱状态、 “出柜”状态及异性婚姻意愿男同性恋者孤独感评分比较
在男同性恋组内，被动型性角色者的 UCLA得分高于主动型性角色者; 恋爱状态为 “无固定恋爱对象”者的 UCLA 得分高于“有固定恋爱对象”者; 未婚男同性恋者中，打算结婚者的 UCLA得分高于不打算结婚者 ( 表3)
表3 不同性角色 恋爱状态 出柜 状态及异性婚姻意愿男同性恋者孤独感评分比较 ( x ± s)
项目 分类 n x ± s t /F 值 d /z值
同性性角色 主动型性角色 61 44. 6 ± 9. 3 3. 39*0. 03
被动型性角色 84 48. 5 ± 9. 2
两可型性角色 57 46. 8 ± 7. 9
当前恋爱状态 无固定恋爱对象 146 49. 0 ± 8. 1 － 6. 00 0. 94
有固定恋爱对象 56 41. 2 ± 8. 7
出柜 状态 未 出柜 63 48. 2 ± 8. 5 1. 42 0. 22
已 出柜 139 46. 2 ± 9. 1
异性婚姻意愿 要结婚 71 48. 6 ± 5. 3 － 2. 47*－ 0. 37
不结婚 121 45. 4 ± 4. 8
注:*P ＜ 0. 05， P ＜ 0. 001
2. 3 男同性恋者与男异性恋者孤独感得分相关因素的多元回归模型比较
以 SES 得分 依恋焦虑得分，依恋回避得分为自变量，以 UCLA 得分为因变量，进行多元逐步回归分析 结果显示，在男同性恋组中，首先进入回归方程的是依恋焦虑，其次是自尊，最后是依恋回避 在男异性恋组中，首先进入回归模型的是依恋焦虑，其次是自尊，而依恋回避未进入回归方程 对比两组的孤独感相关因素的回归方程，发现依恋焦虑和自尊对男同性恋组孤独感的标准化回归系数的绝对值均高于男异性恋组 最终，男异性恋组2 个自变量调整后联合解释量仅为 12. 5%，男同性恋组 3 个自变量调整后的联合解释量为44. 2% ( 表4) 。
2. 4 男同性恋者的自尊在其成人依恋与孤独感之间的中介效应
对男同性恋者的 SES 得分、依恋焦虑得分、依恋回避得分和 UCLA 得分进行相关分析，结果表明 UCLA 得分与依恋焦虑得分、依恋回避得分呈正相关 ( r = 0. 55、0. 33，均 P ＜ 0. 01) ，与 SES得分呈负相关 ( r = － 0. 50，P ＜ 0. 01) ; SES 得分
与依恋焦虑得分、依恋回避得分呈负相关 (r = －0. 40 － 0. 17，均 P ＜ 0. 01) 该结果表明可以进 行下一步的中介作用检验。

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表4 男同性恋组与男异性恋组孤独感得分相关因素的多元回归模型比较
项目 男同性恋组
值 t 值 Ｒ2
改变值
男异性恋组
值 t 值 Ｒ2
改变值
依恋焦虑 0. 40 6. 97 0. 304 0. 28 4. 17 0. 1
自尊 － 0. 30 － 5. 23 0. 094 － 0. 19 － 2. 77 0. 033
依恋回避 0. 23 4. 31 0. 052
注: P ＜ 0. 01， P ＜ 0. 001
因为中介效应的分析要求自变量对因变量的影响较强而且稳定［20］，3 个变量之间相关都显著，否则得到的模型解释量过低，因此本文仅对两两相关系数都大于 ( ± 0. 25) 的因子 ( 孤独感、自尊和依恋焦虑) 进行中介效应分析。以 UCLA 得分为因变量，依恋焦虑得分为自变量放入第1 步; 再把 SES 得分放入第 3 步。结果发现，依恋焦虑得分和 SES 得分能够预测孤独感。加入自尊之后，模型调整后的 Ｒ2由30%提高到40%，并且依恋焦虑的未标准化回归系数由 0. 55 降低到 0. 42。提示，自尊满足中介变量的条件。中介效应为 0. 14( － 0. 40 与0. 34 的乘积) ; 依恋焦虑预测孤独感的回归系数为 0. 55，即总效应。中介效应与总效应的比值为 0. 25，说明中介效应占总效应的 35%。由于第3 步中依恋焦虑对孤独感的回归系数仍显著，说明自尊起到部分中介作用 ( 表5)
表5 自尊的中介效应检验
因变量 自变量 B 值 SE 值 t 值 Ｒ2
F 值
第1 步孤独感 依恋焦虑 4. 69 0. 50 0. 55 9. 36 0. 30 87. 52
第2 步自尊 依恋焦虑 － 1. 95 0. 32 0. 40 － 6. 21 0. 16 38. 56
第3 步孤独感 依恋焦虑 3. 55 0. 51 0. 42 6. 95 0. 40 65. 93
自尊 － 0. 59 0. 11 0. 34 － 5. 58
注: P ＜ 0. 001

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3 讨 论
本研究结果显示，男同性恋者的孤独感水平较高。这可能与同性恋者经历到的歧视和偏见有关。国外对老年同性恋者的研究发现，少数群体感受到的压力因素 ( 经历的偏见事件，对被拒绝的预期)能正向预测老年同性恋者的孤独感［21］。同性恋是典型的亚文化群体，目前大多数中国民众对同性恋群体的接受程度低，即使表面持中立或支持态度，内隐态度也常是歧视和反对［22］。故与男异性恋者相比，男同性恋者感到更加孤独。本研究中男同性恋者的自尊低于男异性恋者。推测原因是男同性恋者常因为女性化的言行举止或同性恋情受到歧视，社会接纳程度较低，更容易感到自卑。在本研究中，男同性恋者的依恋焦虑得分高于男异性恋者，原因应与精神分析学派对同性恋者的分析有关。毕波的研究发现，大多数同性恋者的母亲富有魅力而专制［23］ 研究表明母亲的专制教养行为越多，幼儿的焦虑水平就越高［24］ 而男同性恋者依恋回避得分低于男异性恋者，应与其女性化倾向有关［25］研究表明女性化倾向与依恋回避呈负相关［26］，故男同性恋者的女性化倾向可能导致其依恋回避相对较低本研究中，不同恋爱状态，同性性角色，异性婚姻意愿的男同性恋者孤独感的差异存在统计学意义 无固定恋爱对象的男同性恋者的孤独感高于有固定恋爱对象的男同性恋者，推测原因是男同性恋者常因找对象困难产生强烈的孤独感［15］ 被动型性角色的同性恋者的孤独感高于主动型性角色，这是因为同性性角色的区分包含了一定的心理成分［16］，被动型性角色的男同性恋者具有更多的女性特质，不符合社会对男性的期望，故更容易感到孤独。打算与异性结婚的男同性恋者的孤独感高于不打算与异性结婚的男同性恋者，原因是结婚在男同性恋者心目中是一件 “掉价”的事［15］，要结婚意味着恋情不会有未来，故 “要结婚”的男同性恋者在同性交友中受到更多歧视，更容易感到孤独。
本研究中自尊 依恋焦虑 依恋回避与男同性恋者的孤独感都相关，且相关程度高于男异性恋者 男同性恋者的自尊和成人依恋对其孤独感的解释量达到 44. 2%，而在男异性恋者中的解释量仅为12. 5% 本研究中男同性恋者的自尊低于男异性恋者，并且男同性恋者的自尊对孤独感的预测作用高于男异性恋者，说明男同性恋者因难以被社会接纳产生了较低的自尊，而较低的自尊又使男同性恋者相对于男异性恋者，更不愿意进行社会交往，继而更容易感觉到他人的抗拒和排斥 再加上他们缺乏与 正常的异性恋社会 建立关系的信心和社交技能，所以更容易感到孤独 在本研究中，男同性恋者的依恋焦虑高于男异性恋者，并且男同性恋者的依恋焦虑对孤独感的预测作用高于男异性恋者，推测原因是男同性恋者较高的依恋焦虑让他们更加倾向于寻求情感上的支持和安慰，也更加需要亲密关系 而男同性恋者们难以在亲人朋友前展现真实的自己，又难以获得和维持同性恋亲密关系［15］，故更容易产生孤独感 本研究中男同性恋者的依恋回避得分虽低于男异性恋者，却仍然能预测男同性恋者的孤独感，推测原因是依恋回避高的男同性恋者更倾向于隐藏自己的同性恋倾向［27］，过多的自我隐瞒又容易体会到更高的孤独感［28］。而男异性恋者的依恋回避得分虽高，却不影响男异性恋者的孤独感。这可能是由于社会支持的影响，研究表明异性恋者的社会支持比同性恋者的高［29］。根据社会网络调节模型的理论预期［30］，社会支持较高的个体，即使依恋类型不同，知觉到的社会交往的数量和质量与期望的社会关系的差异都较小，因此较少体验到孤独感。
本研究路径分析结果表明，男同性恋者的自尊在依恋焦虑与孤独感之间起到了部分的中介作用，模型的直接效应是 0. 42，中介效应为 0. 14。原因是: ①自尊作为自我意识中具有评价性的部分，直接制约个体的情绪和情感，低自尊个体自我概念较差，对自己评价低，缺乏信心建立良好的人际关系，容易产生孤独感; ②研究表明，自尊与依恋焦虑呈负相关［31］，可以推测依恋焦虑高的个体容易对自己产生较低的评价，自尊又会影响人际交往时的积极性与主动性［12］，故容易产生孤独感。因此，该中介模型丰富了孤独感形成机制的理论架构，要求心理健康工作者提高对男同性恋者依恋风格和自尊的重视程度，同时提示社会应增强对男同性恋者的包容度，帮助男同性恋者减少孤独感。
4 未来研究方向
本研究是以调查对象性取向的自我判断作为研究基础，事实上还有少部分人对自己的性取向没有正确的认识和判断，故在这一点上样本的代表性存在问题 今后的研究可对性取向的确定采取多种方式评定，以减少偏差 本研究主要调查了男同性恋者的自尊 成人依恋和孤独感及三者之间的关系但未将其他可能对男同性恋者这一特殊群体产生重要影响的因素 ( 如社会支持，人际关系等) 纳入分析 今后的研究可以更多地考虑环境变量对男同性恋者心理状况的影响。

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参考文献
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