王雅麗

(浙江師范大學(xué)教師教育學(xué)院,浙江金華321004)

1 引 言

自我是人格的核心.美國心理學(xué)家詹姆士(W.Jameas)1890年首開“自我”研究之先河,他提出了自我的層次結(jié)構(gòu)觀點(diǎn),將自我分為主體我(I)和客體我(me)[1].從此,自我作為這一領(lǐng)域的研究受到眾多心理學(xué)研究者的關(guān)注,成為心理學(xué)界研究的熱門領(lǐng)域.

總體來說,對(duì)于自我的研究涉及兩個(gè)方面,一個(gè)方面是對(duì)于自我概念的理論建構(gòu),另一方面是自我概念的測(cè)量.毫無疑問,自我概念的測(cè)量要依托一定的理論構(gòu)想.自我的結(jié)構(gòu)經(jīng)歷從20世紀(jì)六七十年代粗線條單維模型到多維的、有層次的多階層模型.隨著研究的不斷深入,研究者發(fā)現(xiàn)單維模型掩蓋了這樣的事實(shí):個(gè)人往往對(duì)他們生活的不同領(lǐng)域作出截然不同的評(píng)價(jià)[2].在眾多的理論模型中,Shavelson等人于1976年提出的自我概念的階層模型是自我概念當(dāng)代模型的里程碑[3].

根據(jù)Shavelson的理論[4-5],自我概念分為學(xué)業(yè)自我、身體自我、情感自我以及社會(huì)自我.學(xué)業(yè)自我劃分為具體的各類學(xué)科例如英語、歷史、數(shù)學(xué)等;社會(huì)自我概念由生活中同伴關(guān)系及家庭成員關(guān)系構(gòu)成;情感自我則通過特殊情感狀態(tài)來體現(xiàn);身體自我則通過體能和外貌形象來反映.這些特性又通過下一層次更為具體的特性來反映.正是基于自我概念特征的描述,在自我概念研究上逐漸達(dá)成共識(shí),多維階層模型取得了對(duì)單維模型的決定性勝利[6].這一結(jié)構(gòu)為后繼的研究奠定了基礎(chǔ).20世紀(jì)80年代初,Marsh[7]及其同事以Shavelson多維度、多層次自我概念模式為指導(dǎo),編制出了比較完善的自我描述問卷(Self Description Questionnaires,簡(jiǎn)稱SDQ).SDQ分為三型,分別為SDQⅠ、SDQⅡ、SDQⅢ,分別用來測(cè)量青春期前學(xué)生、青春期學(xué)生和青春期后期以及成人的自我概念.自我概念研究已經(jīng)深入不同的年齡階段,而且Marsh的自我描述量表被廣泛地使用在研究者的文章中.陳國鵬、崔麗娟[8]在1997年以上海被試為例報(bào)告了SDQⅡ中國的試用情況,信效度水平均達(dá)到了測(cè)量學(xué)要求,結(jié)果較為理想.隨后陳國鵬等人[9]還是以上海的初高中學(xué)生為被試制定了自我描述量表的中國常模.另外,自我描述量表的分量表,身體自我描述分量表(PSDQ)也已經(jīng)引入我國.楊劍以體校學(xué)生為被試,結(jié)果表明PSDQ在中國被試中的適用性也達(dá)到了測(cè)量學(xué)的標(biāo)準(zhǔn)[10].

不難發(fā)現(xiàn),Marsh的自我描述量表從西方被帶到了東方,慢慢引入到我國.然而自我概念與地域和文化緊密相連,對(duì)于SDQⅠ,SDQⅡ的研究證明了SDQ對(duì)于自我概念的結(jié)構(gòu)的把握的準(zhǔn)確性.本文以浙江師范大學(xué)的學(xué)生為被試,填補(bǔ)對(duì)自我描述量表SDQⅢ的研究空缺,同時(shí)也是對(duì)已有研究的年齡段的一個(gè)延伸.

2 對(duì)象和方法

2.1 被 試

本文以浙江師范大學(xué)的大學(xué)生為被試,隨機(jī)抽取被試并發(fā)放問卷530份,回收有效問卷492份,有效回收率是92.83%.其中男生220名,女生272名.年齡介于19～25歲,平均年齡21.24歲.

2.2 量表簡(jiǎn)介

作為本研究采用的SDQⅢ,是作為測(cè)量青春期后期以及青年(年齡段為16～25歲)的自我概念的量表,該量表分為非學(xué)業(yè)自我描述分量表和學(xué)業(yè)自我描述量表兩部分,這兩部分又包含了13個(gè)方面分量表.其中學(xué)業(yè)自我描述量表包含了4個(gè)方面,非學(xué)業(yè)自我描述分量表包括8個(gè)方面,最后還有個(gè)總體評(píng)價(jià).非學(xué)業(yè)自我描述量表的各個(gè)分量表分別為:體能,體相,與同性關(guān)系,與異性關(guān)系,與雙親關(guān)系,誠實(shí)可信賴,情緒穩(wěn)定性,宗教信仰.該量表的常模是取自5494名澳大利亞學(xué)生,全量表的內(nèi)在穩(wěn)定性系數(shù)達(dá)到了0.94,各個(gè)分量表的內(nèi)在穩(wěn)定性系數(shù)0.83～0.91.

依托自我概念理論對(duì)自我描述量表(SDQⅢ)中非學(xué)業(yè)自我描述分量表進(jìn)行翻譯,經(jīng)過反復(fù)推敲,并通過與專家的反復(fù)審核,最后請(qǐng)英語專業(yè)人士進(jìn)行逆翻譯,完成了該量表的校譯工作.量表的翻譯過程既要符合各個(gè)項(xiàng)目的意思,又符合中國語言表達(dá)習(xí)慣.非學(xué)業(yè)自我描述量表包含了總評(píng)、情緒自我(情緒穩(wěn)定性)、身體自我(包括了體能和體相)、關(guān)系自我(包括了與同性關(guān)系,與異性關(guān)系和與雙親關(guān)系)以及宗教信仰.通過調(diào)查統(tǒng)計(jì),一個(gè)班級(jí)中僅有不到5%的大學(xué)生有正式的宗教信仰,故去掉了宗教信仰這一維度,加入了總體評(píng)價(jià)的10個(gè)題目.因此,非學(xué)業(yè)自我描述量表總計(jì)84個(gè)題目.量表采用了李克特五點(diǎn)計(jì)分方式.

2.3 數(shù)據(jù)處理

用SPSS16.0軟件進(jìn)行因素分析、信度系數(shù)檢驗(yàn)、差異性檢驗(yàn)等統(tǒng)計(jì)學(xué)分析,用AMOS 5.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析.

3 結(jié) 果

3.1 探索性因素分析

通過項(xiàng)目分析刪除一些質(zhì)量不高(題項(xiàng)與總分相關(guān)不顯著,P＜0.05)的題項(xiàng),共7項(xiàng).因素分析采用主成分分析法,斜交旋轉(zhuǎn)的方法,限定因子數(shù)為8個(gè),結(jié)果顯示因素解釋總變異37.388%,解釋總體變異率太低,且各個(gè)分量表的內(nèi)部一致性信度偏低.所以對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行刪減,提高總體變異解釋率以及內(nèi)部一致性水平.最后刪除不能反映同一緯度的測(cè)量項(xiàng)目和載荷小于0.30或交叉載荷較高的項(xiàng)目,提取出7個(gè)因素,共計(jì)45個(gè)項(xiàng)目.累積因子解釋總變異值達(dá)到54.611%(見表1).

表1 非學(xué)業(yè)自我描述量表的45個(gè)項(xiàng)目的因素負(fù)荷矩陣

以上各因子分別為總體評(píng)價(jià)、體能、與同性關(guān)系、與異性關(guān)系、情緒穩(wěn)定性、體能和與雙親關(guān)系,共計(jì)7個(gè)因子.分析結(jié)果表明,總體評(píng)價(jià)包含了8個(gè)項(xiàng)目,體能8個(gè)項(xiàng)目,同性關(guān)系和異性關(guān)系各包含7個(gè)項(xiàng)目,情緒穩(wěn)定性包含6個(gè)項(xiàng)目,體能和雙親關(guān)系分別包含了5個(gè)和4個(gè)項(xiàng)目.誠實(shí)-可靠性這一維度的項(xiàng)目無法提取出共性,故將其刪除.

由于有的因子包含題目較少,為了提高因子的Cronbach’sα信度,根據(jù)自我描述量表依托的理論模型:Shavelson多維度、多層次自我概念的階層模型,將各個(gè)分量表進(jìn)一步合并.本文將體能和體相合并為身體自我維度,同性關(guān)系、異性關(guān)系和雙親關(guān)系合并為社會(huì)自我維度,情緒穩(wěn)定性即為情感自我維度,再次進(jìn)行信度分析以及驗(yàn)證性因素分析.

3.2 信效度檢驗(yàn)

為考察量表各維度的內(nèi)部一致性,以Cronbach’sα系數(shù)作為該量表的內(nèi)部一致性指標(biāo)(見表2).

表2 非學(xué)業(yè)自我描述各個(gè)分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)(信度)

由表2發(fā)現(xiàn):總量表信度為0.821,各維度的內(nèi)部一致性除了身體自我這一維度大于0.70,其余各個(gè)維度均低于0.70.這說明對(duì)于中國被試來說,該測(cè)驗(yàn)的題目內(nèi)部一致性偏低.根據(jù)學(xué)者DeVellis(1991)[11]所提出信度標(biāo)準(zhǔn),0.65～0.70為最小可接受信度值,0.70～0.80為相當(dāng)好的信度水平.總體來說,信度水平低于原量表的水平,但均達(dá)到了測(cè)量學(xué)標(biāo)準(zhǔn).

由表3我們可以看出,非學(xué)業(yè)自我描述量表各維度的相關(guān)系數(shù)在0.169～0.473之間,相關(guān)水平中等偏下;各維度與總分之間的相關(guān)性都處于中等以上水平的相關(guān),并且相關(guān)均達(dá)到顯著水平.所以,總體來說各維度之間具有較好的獨(dú)立性,因此信任問卷有較好的內(nèi)部結(jié)構(gòu)效度.

表3 非學(xué)業(yè)自我描述各個(gè)分量表的均分、標(biāo)準(zhǔn)差與相關(guān)系數(shù)

3.3 驗(yàn)證性因素分析

在探索性因素分析的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步做驗(yàn)證性因素分析.本文分析驗(yàn)證性因素分析主要考慮以下指標(biāo):(1)卡方檢驗(yàn)χ2/df越接近1越好;接近2,擬合程度較好.(2)擬合指數(shù):常用的擬合優(yōu)度指數(shù)GFI、規(guī)范擬合指數(shù)NFI、非規(guī)范擬合指數(shù)TFI和比較擬合指數(shù)CFI.這幾個(gè)擬合指標(biāo)的數(shù)值一般都在0～1之間,越接近1,表明模型的擬合度越好,一般模擬指數(shù)0.90以上即可認(rèn)為模型擬合程度較好.(3)模型近似誤差的均方根(RMSEA):0代表完全擬合;＜0.05代表接近擬合.通過對(duì)探索性因素分析得出的7個(gè)二級(jí)因子的模型,以及合并成4個(gè)一級(jí)因子的模型分別進(jìn)行了檢驗(yàn)(見表4).

表4 非學(xué)業(yè)自我描述量表驗(yàn)證性因素分析各個(gè)擬合指標(biāo)

從表4我們可以看到,非學(xué)業(yè)自我描述量表7個(gè)二級(jí)因子時(shí),卡方擬合檢驗(yàn)為0.002,達(dá)到了顯著性水平,也就是說樣本模型與原假設(shè)模型擬合是有顯著性差異.7個(gè)二級(jí)因子的模型中規(guī)范擬合指數(shù)NFI為0.902,理論上NFI小于0.9則需要重新考慮模型,等于1則代表完全擬合,由此看出這個(gè)指標(biāo)處于臨界點(diǎn)上.其他幾個(gè)擬合指標(biāo)相對(duì)較好.4個(gè)一級(jí)因子卡方擬合檢驗(yàn)值χ2/df為1.350,在1～2之間,擬合程度比較好;同時(shí)我們看到其他的擬合指標(biāo)均有明顯的提高,RMSEA＜0.05,GFI,NFI,TL I,CFI值0.989～0.997,更接近1.說明4個(gè)因子比7個(gè)因子的模型擬合程度更為優(yōu)秀.這同時(shí)也說明由4個(gè)因子構(gòu)成的量表構(gòu)想效度是非常理想的.

3.4 性別與學(xué)科的差異性檢驗(yàn)

由表5可見,非學(xué)業(yè)自我描述的總體評(píng)價(jià)、身體自我以及總的量表分?jǐn)?shù)上存在性別差異顯著.男生的量表平均得分顯著大于女生(P＜0.01),對(duì)自我評(píng)價(jià)更積極.進(jìn)一步對(duì)男女大學(xué)生對(duì)身體自我中體能和體相的差異性檢驗(yàn)表明,男生體能平均得分要高于女生,且差異顯著(t=-6.310,P＜0.001),體相差異不顯著;雖然在關(guān)系自我維度總的性別差異不顯著,但是在雙親關(guān)系上,女生平均得分要高于男生,且差異顯著(t=2.835,P＜0.001);同性關(guān)系和異性關(guān)系的性別差異不顯著.非學(xué)業(yè)自我描述量表的各個(gè)分量表學(xué)科差異不顯著.

表5 非學(xué)業(yè)自我描述各個(gè)分量表性別差異檢驗(yàn)

4 討 論

通過對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析,發(fā)現(xiàn)有意思的是在誠信這一維度的項(xiàng)目沒有共性,事后訪談發(fā)現(xiàn)誠信被認(rèn)為是內(nèi)在的一種品質(zhì),而對(duì)于描述自己是怎樣的,大學(xué)生被試傾向于更為外顯的指標(biāo),例如本量表中所涉及到的社會(huì)交往能力、身體素質(zhì)以及外貌.也就是說,在含蓄中庸的東方文化下,大學(xué)生通過自己外在的各方面能力以及素質(zhì)來知覺“我是誰”.

通過測(cè)驗(yàn)量表的克倫巴赫α系數(shù)的計(jì)算,量表信度水平偏低.通過計(jì)算各個(gè)維度的相關(guān)水平,各個(gè)維度間均存在顯著性差異,這說量表內(nèi)部各個(gè)維度具有較好的獨(dú)立性,該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度.而驗(yàn)證性因子分析表明量表的結(jié)構(gòu)效度各個(gè)擬合度指標(biāo)都很好,說明量表的內(nèi)容構(gòu)想效度是很優(yōu)秀的.究其信度較低的原因,作者認(rèn)為非學(xué)業(yè)自我描述量表在對(duì)非學(xué)業(yè)自我的測(cè)量維度的把握是準(zhǔn)確的,但是在中國文化背景下,其所設(shè)計(jì)的項(xiàng)目代表性略有欠缺,這也是整個(gè)量表的項(xiàng)目累積貢獻(xiàn)率偏低,各個(gè)因子下面所包含體現(xiàn)因子共性項(xiàng)目數(shù)量少的原因.楊中芳(1997)[12]分析了西方自我概念的定義、自我概念量表內(nèi)含的假設(shè)以及中國人自我概念的內(nèi)涵.中、西方自我概念存在很大差異,賈誼峰等人[13]也認(rèn)為翻譯國外的量表存在弊端,西方國家信奉的私我(private self),而集體主義國家信奉的是公我(public self),不宜采用從西方翻譯來的量表來測(cè)中國人的自我概念.綜上所述,自我描述量表在大學(xué)生被試群體中試用結(jié)果表明,該量表對(duì)自我概念的結(jié)構(gòu)把握是準(zhǔn)確的,但是基于文化差異,其量表的項(xiàng)目設(shè)計(jì)有待進(jìn)一步精確及擴(kuò)展.

5 結(jié) 論

5.1 經(jīng)過探索性因素分析,量表包含7個(gè)因子,共45個(gè)項(xiàng)目,各個(gè)項(xiàng)目負(fù)荷在0.416～0.810之間,7個(gè)因子解釋了總方差的54.611%.

5.2 將7個(gè)因子按Marsh的多層次自我描述量表依托的理論合并為4個(gè)因子,提高了內(nèi)部一致性系數(shù),4個(gè)一級(jí)因子及總量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.651～0.821.各因子間相關(guān)呈中等偏低相關(guān),結(jié)構(gòu)效度良好.

5.3 通過驗(yàn)證性因素分析,4個(gè)一級(jí)因子的模型比7個(gè)二級(jí)因子的模型擬合優(yōu)度指標(biāo)要好,各指標(biāo)分別為:χ2/df＜5,RMSEA＜0.05,GFI,NFI,TL I,CFI為0.989～0.997.

5.4 在體能方面、與雙親關(guān)系和一般自我3個(gè)因子上存在性別的顯著性差異,男生比女生評(píng)價(jià)更積極.鑒于以上結(jié)果,非學(xué)業(yè)自我描述量表的信效度水平達(dá)到了測(cè)量學(xué)的要求.

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