王春杰

(中州大學(xué)工程技術(shù)學(xué)院，鄭州450044)

可能自我(Possible Selves，PS)是 Markus于1986年提出的一個(gè)自我概念，它是自我概念的發(fā)展成分，能為個(gè)體的動(dòng)力提供具體的形式、意義、組織和方向。

可能自我是指?jìng)€(gè)體想象自己可能會(huì)成為的潛在自我以及個(gè)體未來(lái)的自我形象。它有三個(gè)維度:希望自我、預(yù)期自我和恐懼自我。希望自我是一種愿望或幻想，與行為的關(guān)系不大，是個(gè)體努力追求成為的自我意像，成為現(xiàn)實(shí)的可能性很小;預(yù)期自我包含了具體的規(guī)劃和策略，是指?jìng)€(gè)體認(rèn)為自己未來(lái)可以成為的自我意像，對(duì)行為的影響很大，成為現(xiàn)實(shí)的可能性也很大;恐懼自我是個(gè)體害怕并努力避免成為的自我意像。而學(xué)業(yè)可能自我(Academic Possible Selves，APS)是可能自我在學(xué)業(yè)領(lǐng)域的應(yīng)用。

可能自我的測(cè)量由最初 Markus和Murius［1］對(duì)可能自我結(jié)構(gòu)的探索到后來(lái)擴(kuò)展到很多領(lǐng)域，而且形式多樣。但常用的主要有兩種:開(kāi)放式問(wèn)卷和封閉式問(wèn)卷。代表性的開(kāi)放式問(wèn)卷主要是Oyserman和 Markus 等 人［2，3，4］編 制 的。 后 來(lái) Oyserman 等人［4，5］把開(kāi)方式可能自我問(wèn)卷應(yīng)用到學(xué)業(yè)領(lǐng)域。開(kāi)方式問(wèn)卷還有Kari Fraser［6］編制的高中生學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷也應(yīng)用較廣，這是一個(gè)對(duì)高中生學(xué)業(yè)可能自我的縱向研究。封閉性問(wèn)卷應(yīng)用廣泛的主要有Anderman［7］編制的學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷，用于探測(cè)初中生學(xué)業(yè)可能自我情況。后來(lái)該問(wèn)卷又在不同群體中修訂應(yīng)用。

學(xué)業(yè)可能自我的研究能為青少年提供未來(lái)學(xué)業(yè)上的指導(dǎo)，增加其學(xué)業(yè)動(dòng)力。而其中的恐懼可能自我可以為不良學(xué)業(yè)的干預(yù)提供依據(jù)。

本研究的目的是以初中生為樣本，修訂Anderman的學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷，使學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷跨越不同文化背景，得到更廣泛的應(yīng)用。

1.對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

本研究先后進(jìn)行了兩次取樣

樣本一:采用隨機(jī)分層法選取鄭州、開(kāi)封兩個(gè)地區(qū)共280名學(xué)生完成問(wèn)卷，回收271份，有效問(wèn)卷262份，有效率為96.68%。其中，男生161人，女生101人;城市138人，農(nóng)村124人;獨(dú)生子女83人，非獨(dú)生子女179人;重點(diǎn)159人，普通103人。該樣本用于項(xiàng)目分析。

樣本二:采用隨機(jī)分層法選取鄭州、開(kāi)封和信陽(yáng)三個(gè)地區(qū)共1000名學(xué)生，當(dāng)場(chǎng)發(fā)放，當(dāng)場(chǎng)完成回收?；厥?12份，有效問(wèn)卷826份，有效率90.57%。其中男生457人，女生369人;城市549人，農(nóng)村277人;獨(dú)生子女374人，非獨(dú)生子女452人;重點(diǎn)500人，普通326人。該樣本用于探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析。

1.2 工具

學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷:采用Anderman編制的學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷。該問(wèn)卷共18個(gè)項(xiàng)目，由2個(gè)分問(wèn)卷組成:近端學(xué)業(yè)可能自我和遠(yuǎn)端學(xué)業(yè)可能自我，各9個(gè)項(xiàng)目。采用李克特5點(diǎn)計(jì)分方法，從1“毫不符合”到5“非常符合”。得分越高，表明學(xué)業(yè)可能自我的水平越高。Chin-Hinghsu［10］以臺(tái)灣的青少年為施測(cè)對(duì)象研究，結(jié)果表明，該問(wèn)卷具有良好的信度和效度。

1.3 問(wèn)卷的翻譯

首先由外語(yǔ)系的研究生將學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷的18個(gè)條目逐條翻譯成中文，而后由心理系和外語(yǔ)系的專業(yè)人員譯成英文，再修正翻譯成中文，并結(jié)合中國(guó)文化及初中生的語(yǔ)言表達(dá)習(xí)慣，盡量使條目表達(dá)清晰。同時(shí)確保譯后的問(wèn)卷能準(zhǔn)確體現(xiàn)編制者的思想。經(jīng)反復(fù)斟酌，修改成終譯稿。

1.4 施測(cè)程序

以班級(jí)為單位進(jìn)行團(tuán)體施測(cè)，每個(gè)班由一個(gè)經(jīng)過(guò)嚴(yán)格培訓(xùn)的心理學(xué)研究生和該班班主任協(xié)助完成整個(gè)施測(cè)過(guò)程。

1.5 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS17.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行分析處理。驗(yàn)證性因素分析采用Lisrel8.7統(tǒng)計(jì)軟件包完成。統(tǒng)計(jì)方法主要有項(xiàng)目分析、相關(guān)分析和因素分析。

2.結(jié)果

2.1 項(xiàng)目分析

將施測(cè)所用的學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷進(jìn)行項(xiàng)目得分加總、排序。分別取高低分組各27%形成兩組進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn)。項(xiàng)目分析發(fā)現(xiàn)，問(wèn)卷中所包含的18個(gè)條目的臨界比良好，題總相關(guān)分析的結(jié)果表明18個(gè)項(xiàng)目的相關(guān)系數(shù)均在0.45以上，項(xiàng)目和分問(wèn)卷的Pearson相關(guān)系數(shù)均達(dá)到顯著性水平(P＜0.01)，表明題目的鑒別度良好。

2.2 探索性因素分析

因素分析適合度的檢驗(yàn)表明，KMO值為0.877，球形假設(shè)檢驗(yàn)的值為 3577.505，P ＜0.001，表明本研究的數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因素分析。采用主成分分析法抽取因子，正交旋轉(zhuǎn)，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析，以因子負(fù)荷大于0.45確定問(wèn)卷的項(xiàng)目，特征值大于1為截取因子的標(biāo)準(zhǔn)，并參照碎石圖來(lái)確定問(wèn)卷的項(xiàng)目和因子。探索性因素分析結(jié)果表明問(wèn)卷呈現(xiàn)清晰的四因素結(jié)構(gòu)，且四個(gè)因子易于命名，解釋性強(qiáng)，因此抽取4個(gè)因子。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，問(wèn)卷累積貢獻(xiàn)率為63.499%。各個(gè)題項(xiàng)在相應(yīng)因素上的負(fù)荷及項(xiàng)目共同度見(jiàn)表1。

表1 旋轉(zhuǎn)后的因子負(fù)荷、特征根、方差貢獻(xiàn)率及題項(xiàng)共同度

2.3 驗(yàn)證性因素分析

采用驗(yàn)證性因素分析對(duì)學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析。

在模型的擬合指數(shù)方面，本研究選取了χ2、df、χ2/df、GFI、CFI、IFI、NNFI和 RMSEA 作為評(píng)價(jià)模型擬合程度的指標(biāo)。從模型擬合指數(shù)(見(jiàn)表3，四因素模型)看，模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合良好，這說(shuō)明模型設(shè)置是合理的。

2.4 信度分析

本研究主要檢驗(yàn)問(wèn)卷的內(nèi)部一致性信度和分半信度，即總問(wèn)卷和各維度的Cronbach α系數(shù)以及分半信度系數(shù)。如表2所示。

表2 初中生學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷的信度分析

2.5 效度分析

2.5.1 驗(yàn)證性分析。為了表明學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷具有很好的結(jié)構(gòu)效度，本研究分析了兩因素模型的數(shù)據(jù)擬合指標(biāo)用以比較四因素模型的數(shù)據(jù)擬合指數(shù)。由表3可知，四因素模型的各擬合指數(shù)優(yōu)于兩因素模型，這表明本研究的四因素模型較好的擬合了調(diào)查數(shù)據(jù)，同時(shí)也表明四因素模型的合理性。

表3 初中生學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷模型的擬合指標(biāo)

2.5.2 相關(guān)分析。學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷與各維度的相關(guān)系數(shù)均達(dá)到顯著性水平(P＜0.01)。見(jiàn)表4。

表4 初中生學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷各維度與總分的相關(guān)矩陣

2.5.3 效標(biāo)效度。本研究以學(xué)業(yè)自我概念為效標(biāo)，進(jìn)一步考察學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷的效度。結(jié)果顯示，學(xué)業(yè)可能自我與學(xué)業(yè)自我概念存在顯著相關(guān)(P ＜0.001)，相關(guān)系數(shù)為 0.31，這表明所修訂的學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷具有較好的效標(biāo)效度。

3.討論

學(xué)業(yè)可能自我在國(guó)外的研究有近30年的歷史，而在我國(guó)的研究卻剛剛起步。學(xué)業(yè)可能自我能使學(xué)生對(duì)自己未來(lái)的學(xué)業(yè)有一個(gè)清晰的預(yù)測(cè)，預(yù)測(cè)的結(jié)果能增加個(gè)體行為的動(dòng)力。國(guó)內(nèi)也有研究者對(duì)學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷進(jìn)行過(guò)修訂，但存在著地域的差異性［8］，群體特殊性［9］，問(wèn)卷項(xiàng)目不完整性及結(jié)構(gòu)探索不徹底性［10］。因此，為了使學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷具有更大的普適性，為了給后繼的調(diào)查、干預(yù)提供客觀的測(cè)量工具，因此，修訂學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷很有必要。

3.1 問(wèn)卷項(xiàng)目分析及結(jié)果探索

本研究以綜合的初中生群體為樣本，對(duì)各個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行分析表明，18個(gè)項(xiàng)目的鑒別度均良好;對(duì)兩個(gè)分問(wèn)卷共18個(gè)項(xiàng)目重新進(jìn)行結(jié)構(gòu)探索，結(jié)果表明學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷具有清晰的四因素結(jié)構(gòu)。四個(gè)維度分別為:積極近端學(xué)業(yè)可能自我，積極遠(yuǎn)端學(xué)業(yè)可能自我，消極近端學(xué)業(yè)可能自我，消極遠(yuǎn)端學(xué)業(yè)可能自我。這表明，我國(guó)文化背景下的學(xué)業(yè)可能自我有更多的情感成分，這與可能自我理論相一致，與可能自我理論的橫向結(jié)構(gòu)(情感成分)相符合。而原問(wèn)卷分近端和遠(yuǎn)端學(xué)業(yè)可能自我兩個(gè)部分，這與可能自我理論的縱向結(jié)構(gòu)(認(rèn)知成分)相一致，表明西方人在學(xué)業(yè)可能自我上更偏向認(rèn)知。中西方這種差異，恰好與人文思想相符合:中國(guó)人由于長(zhǎng)期受儒家文化的熏陶，情感總是占在第一位的，所以中國(guó)人比較感性，而西方人在資本主義運(yùn)行中，更理性些，因而他們表現(xiàn)出更多的認(rèn)知成分。因此，修訂后的問(wèn)卷與原問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)不同，正反映了中西方文化的差異性，但沒(méi)有違背可能自我理論及原問(wèn)卷的思想。

3.2 問(wèn)卷結(jié)構(gòu)的驗(yàn)證分析

驗(yàn)證性因素分析表明，數(shù)據(jù)的擬合指數(shù)達(dá)到了統(tǒng)計(jì)學(xué)的要求，表明問(wèn)卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。為了驗(yàn)證模型結(jié)構(gòu)的優(yōu)越性，本研究還做了與兩因素模型的比較研究，與兩因素模型比較顯示，四因素模型比兩因素模型減少了5個(gè)自由度，同時(shí)卡方值也減少 181.43，χ2/df為 3.012，GFI、CFI、IFI、NNFI和RMSEA的擬合指數(shù)均優(yōu)于兩因素模型。從已有的有關(guān)學(xué)業(yè)可能自我研究表明，學(xué)業(yè)可能自我與個(gè)體的學(xué)業(yè)自我概念之間有顯著的正相關(guān)，鑒于此，本研究采用學(xué)業(yè)自我概念問(wèn)卷作為效標(biāo)，對(duì)學(xué)業(yè)可能自我的效度進(jìn)一步考察。結(jié)果顯示，學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷與學(xué)業(yè)自我概念有顯著的正相關(guān)，表明本研究所修訂的學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷具有良好的效標(biāo)效度。此外，根據(jù)Markus的可能自我理論，可能自我具有認(rèn)知成分，個(gè)體的積極自我認(rèn)知成分越高，其對(duì)自已未來(lái)的期望越高，反之則越低。學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷與學(xué)業(yè)自我概念的正相關(guān)也正好驗(yàn)證了這一理論。

3.3 問(wèn)卷的信度效益分析

此外，相關(guān)分析顯示，修訂后的學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷的 Cronbach α 系數(shù)為0.857，各維度的 Cronbach α 系數(shù)分別為 0.804、0.862、0.751 和0.776;修訂后的總問(wèn)卷的分半信度為0.849，各維度的分半信度分別為:0.802、0.855、0.616 和 0.665，可見(jiàn)初中生學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷的四個(gè)維度都具有較好的信度。信度是衡量一個(gè)測(cè)量工具可靠性的重要指標(biāo)。鑒于修訂后的學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷的信度，可以保證進(jìn)行團(tuán)體施測(cè)的可靠性。

綜上所述，學(xué)業(yè)可能自我問(wèn)卷的修訂符合心理測(cè)量學(xué)的要求，具有良好的信度和效度，在我國(guó)具有一定的適用性，可以應(yīng)用于國(guó)內(nèi)青少年學(xué)業(yè)可能自我的心理評(píng)估。但是本研究對(duì)農(nóng)村初中生的取樣有限，研究結(jié)果可能會(huì)存在樣本偏差，需要后繼研究來(lái)完善樣本的多元性。

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