高 爽 張向葵

(東北師范大學(xué)心理學(xué)院，長(zhǎng)春 130024)

1 引言

自尊，是個(gè)體生活中的基本需要，是個(gè)體人格的核心因素之一。自尊定義強(qiáng)調(diào)自尊應(yīng)該從自我概念(Self-concept)結(jié)構(gòu)中分離出來(lái)，自尊是在表達(dá)情感，或者評(píng)估自我概念結(jié)構(gòu)中，強(qiáng)調(diào)人們?nèi)绾胃惺茏晕?Leary & Baumeister，2000)。自尊不僅影響著人們的日常行為，如低自尊被證實(shí)與焦慮、抑郁、自殺、酗酒和暴力等消極行為相聯(lián)系；還影響人們的情緒及生活滿意度，與個(gè)體的心理健康密切相關(guān)(Baumeister，Campbell，Krueger，& Vohs，2003；Baumeister，2010；Sowislo & Orth，2013；高爽，張向葵，徐曉林，2015)。對(duì)于自尊的研究，一直以來(lái)就受到研究者們的重視，而有關(guān)自尊的測(cè)量亦是研究者關(guān)注的問題之一，使用何種測(cè)量工具能夠測(cè)量出個(gè)體更真實(shí)的自尊水平，何種測(cè)量工具具有更好的測(cè)量學(xué)意義，這些都會(huì)影響研究者在自尊領(lǐng)域研究中的準(zhǔn)確性與客觀性。有關(guān)自尊的測(cè)量，目前使用最廣泛的工具是由Rosenberg于1965年編制的自尊量表(簡(jiǎn)稱RSES)，具有廣泛性和代表性(Schmitt & Allik，2005)。Rosenberg提出該量表所測(cè)量的項(xiàng)目為單一維度，目的在于測(cè)量個(gè)體的整體自尊(Rosenberg，1995)。以往的一些研究對(duì)Rosenberg自尊量表究竟是單因素的模型還是兩因素的模型進(jìn)行了驗(yàn)證并提出了自己的見解，如Roth等(2008)認(rèn)為RSES之所以被抽取出兩個(gè)維度，完全是人為造成的——試題陳述方式的差異，但多數(shù)研究已證明RSES為測(cè)量單一維度(整體自尊)的有效工具(Chao，Vidacovich，& Green，2016；Quilty，Oakman，& Risko，2006)。

項(xiàng)目反應(yīng)理論(Item Response Theory，簡(jiǎn)稱IRT)的發(fā)展得益于傳統(tǒng)經(jīng)典測(cè)量理論(Classical Test Theory，簡(jiǎn)稱CTT)的不足與局限，尤其體現(xiàn)在以下兩方面：一是項(xiàng)目的參數(shù)指標(biāo)具有樣本依賴性，估計(jì)值依賴于樣本，并隨著樣本能力不同而有所變化；二是CTT的前提假設(shè)是所有樣本具有相同的測(cè)量誤差，這會(huì)忽視樣本在能力上的個(gè)體差異，導(dǎo)致估計(jì)不精確(漆書青，戴海崎，丁樹良，2002)。相對(duì)于經(jīng)典測(cè)量理論，項(xiàng)目反應(yīng)理論能有效地評(píng)定被試的特質(zhì)水平(楊業(yè)兵等，2008)。鑒于此，項(xiàng)目反應(yīng)理論(IRT)在克服經(jīng)典測(cè)量理論(CTT)不足的基礎(chǔ)上發(fā)展出新的測(cè)量方法，并廣泛應(yīng)用在人格、教育及能力等測(cè)量中。Rasch模型(Rasch Model)以數(shù)據(jù)與模型的擬合為前提，對(duì)個(gè)體能力值和項(xiàng)目難度進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，建立一個(gè)等距的刻度衡量測(cè)試題的難度和個(gè)體能力，通過這種方法可以克服傳統(tǒng)測(cè)量方法中對(duì)樣本和測(cè)驗(yàn)的依賴(Wright，2000；劉昊，劉肖岑，馮曉霞，2013)。Rasch模型是目前IRT領(lǐng)域中最簡(jiǎn)化的模型(reduced model)，需要估計(jì)的參數(shù)最少，因而參數(shù)估計(jì)穩(wěn)定性及精度往往比復(fù)雜的模型(如專家提到的用于人格測(cè)驗(yàn)的GGUM模型等)更高(Al-Owidha，2007；晏子，2010)，因此為了得到更精確的參數(shù)估計(jì)結(jié)果選用Rasch模型的重要考量之一。此外，與其它IRT模型相比(如2PLM，3PLM或GGUM)，Rasch模型有其自身獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)，即項(xiàng)目難度參數(shù)b是等距量表(interval scale)。近年來(lái)，已有越來(lái)越多研究者將Rasch模型應(yīng)用在人格領(lǐng)域。巫博瀚等(2013)采用Rasch模型針分析Rosenberg自尊量表發(fā)現(xiàn)該量表較適用于中等自尊水平的被試。Chao(2016)采用Rasch模型對(duì)非裔美國(guó)大學(xué)生的自尊測(cè)量進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，該量表具有單維性并適用于自尊水平較高個(gè)體的測(cè)量。目前，國(guó)內(nèi)多數(shù)研究采用經(jīng)典測(cè)量理論的方式對(duì)Rosenberg自尊量表進(jìn)行分析與報(bào)告。田錄梅(2006)研究發(fā)現(xiàn)，Rosenberg自尊量表具有較高的信效度，但被試對(duì)項(xiàng)目8的理解與西方存在差異，建議將此改為正向計(jì)分或刪除。鑒于前述IRT所彌補(bǔ)經(jīng)典測(cè)量理論在測(cè)量上的不足與局限性，考慮到Rasch模型的特點(diǎn)以及在Likert量表應(yīng)用上的多種優(yōu)勢(shì)，采用Rasch模型對(duì)RSES進(jìn)行分析，探討該量表的項(xiàng)目特征和適用個(gè)體等。此外，由于該量表對(duì)不同文化條件下的群體的適用性問題，已有研究探討中美不同文化背景下自尊量表上的差異功能檢驗(yàn)(Song，Cai，Brown，& Grimm，2011)，但不同性別類型被試在Rosenberg自尊量表上的差異功能檢驗(yàn)的相關(guān)研究相對(duì)較少，隨著公平教育、性別平等教育等理念的大力提倡，對(duì)性別差異的研究就變得更加關(guān)鍵。

綜上，研究旨在通過項(xiàng)目反應(yīng)理論對(duì)Rosenberg自尊量表進(jìn)行項(xiàng)目參數(shù)估計(jì)以及差異項(xiàng)目功能分析，并應(yīng)用擬合指標(biāo)查找異常的項(xiàng)目或個(gè)體，以期為進(jìn)一步完善和使用該量表提供依據(jù)。

2 研究方法

2.1 研究對(duì)象

樣本選取自吉林省一所師范類大學(xué)和一所綜合性大學(xué)學(xué)生進(jìn)行測(cè)量，共440人進(jìn)行施測(cè)，回收問卷435份，問卷回收率為98.9%；其中有效問卷425份，問卷有效率為97.7%。被試的平均年齡為21.76 ± 2.31歲，男生191人，占44.9%；女生234人，占55.1%。

2.2 研究工具

Rosenberg自尊量表由Rosenberg于1965年編制而成，是個(gè)體對(duì)自己整體自尊的自我報(bào)告測(cè)量工具，是目前自尊研究領(lǐng)域中使用最廣泛的工具。該量表包含10個(gè)項(xiàng)目，其中有5個(gè)項(xiàng)目為正向計(jì)分題，如項(xiàng)目7：整體而言，我對(duì)自己感到很滿意；另外5個(gè)項(xiàng)目為反向計(jì)分題，如項(xiàng)目10：我有時(shí)認(rèn)為自己一無(wú)是處。該量表為L(zhǎng)ikert四點(diǎn)評(píng)分，采用1-4評(píng)分方式，理論分?jǐn)?shù)范圍是10～40分，得分愈高，表明個(gè)體的自尊水平越高。

2.3 統(tǒng)計(jì)方法

Rasch模型是一種單參數(shù)的項(xiàng)目反應(yīng)模型，在Likert量表分析中具有客觀等距的優(yōu)勢(shì)(劉昊等，2013)?？紤]到Rosenberg自尊量表為L(zhǎng)ikert式單維度量表，并在數(shù)據(jù)分析中通過單維檢驗(yàn)亦可證實(shí)，采用Rasch模型對(duì)Rosenberg自尊量表進(jìn)行分析，以此評(píng)估項(xiàng)目單維性、信度、難度及模型擬合度，包括各項(xiàng)目的信息量。進(jìn)一步進(jìn)行項(xiàng)目功能差異檢驗(yàn)(Differential Item Functioning，簡(jiǎn)稱DIF)，以探討自尊量表每個(gè)項(xiàng)目在性別上是否存在DIF。

采用SPSS21.0進(jìn)行數(shù)據(jù)的前期整理及單維性檢驗(yàn)，應(yīng)用Conquest2.0軟件進(jìn)行模型擬合的數(shù)據(jù)處理，采用R 3.0.1軟件中的“Lordif”程序包進(jìn)行DIF分析。

3 研究結(jié)果

3.1 單維性檢驗(yàn)

采用Rasch模型對(duì)量表進(jìn)行編制和修訂時(shí)有一個(gè)前提：量表具有單維性(Roth，Decker，Herzberg，Br?hler，2008)。若第一因子特征根與第二因子特征根的比值接近或大于3，則說(shuō)明該量表具有單維性(Hambleton & Swamniathan，1985)。對(duì)Rosenberg自尊量表的數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析發(fā)現(xiàn)(見表1)，第一因子的特征根與第二個(gè)因子特征根的比值為3.426，說(shuō)明數(shù)據(jù)基本滿足單維性的要求，因此適合Rasch模型分析。

表1 單維性檢驗(yàn)

3.2 信度

Rasch模型計(jì)算個(gè)體信度(Person separation reliability)是指由個(gè)體所產(chǎn)生“真實(shí)”變異與總變異的比例，目的在于考察受試者在項(xiàng)目評(píng)定上的可靠性程度(劉昊等，2013)。在整個(gè)測(cè)驗(yàn)水平上定義針對(duì)評(píng)價(jià)單個(gè)被試的信度概念，就是測(cè)驗(yàn)信息函數(shù)，測(cè)驗(yàn)信息函數(shù)就是測(cè)驗(yàn)所含項(xiàng)目的信息函數(shù)的累加(Bond & Fox，2015)。Rasch模型測(cè)量的整體信度通過個(gè)體層面的解釋率計(jì)算獲得，數(shù)值范圍在0～1之間。一般而言，信度指標(biāo)在0.7以上是可接受的，高于0.8為較好(Bond & Fox，2006)。經(jīng)計(jì)算獲得，本測(cè)試的信度值為0.84。

3.3 難度

從表2中的項(xiàng)目估計(jì)值發(fā)現(xiàn)，各項(xiàng)目的難度分布在-1.006與1.497之間(平均難度設(shè)定為0)，圖1表示被試的自尊水平與項(xiàng)目難度的對(duì)應(yīng)關(guān)系。結(jié)合表1難度估計(jì)值，由圖1可知，Rosenberg自尊量表的項(xiàng)目對(duì)于中等及偏低水平自尊的被試提供的信息量最大，但不適用于用來(lái)評(píng)定自尊水平較高的被試。

3.4 模型擬合度

在Rasch模型中，加權(quán)殘差均方(Infit MNSQ)和殘差均方(Outfit MNSQ)常用來(lái)評(píng)價(jià)項(xiàng)目的χ2擬合指標(biāo)，其中Infit MNSQ則是加權(quán)(以方差為加權(quán)系數(shù))后的殘差均方，Outfit MNSQ 是殘差的均方。通過Rasch模型分析發(fā)現(xiàn)，Rosenberg自尊量表中的第8題的Infit MNSQ及Outfit MNSQ值分別為1.51和1.55，根據(jù)Wright和Linacre(1994)的建議：凡是MNSQ>1.4或<0.6時(shí)，即可以認(rèn)為該題的擬合效果較差。可見，除第8題外，其它項(xiàng)目的擬合效果均良好，具體見表2。

圖1 項(xiàng)目難度與自尊特質(zhì)分布圖

項(xiàng)目難度估計(jì)值標(biāo)準(zhǔn)誤InfitOutfitMNSQCITMNSQCIT1-1.0060.0640.850.871.13-2.40.840.871.13-2.42-0.4050.0640.900.861.14-1.40.910.871.13-1.43-0.5310.0640.850.861.14-2.20.860.871.13-2.14-0.6160.0640.820.861.14-2.70.860.871.13-2.25-0.2720.0631.050.861.140.81.050.871.130.76-0.4720.0640.620.861.14-6.30.620.871.13-6.470.1960.0630.820.861.14-2.70.820.871.13-2.781.3570.0611.510.871.136.61.550.871.136.991.4970.0611.040.871.130.71.100.871.131.4100.251*0.1891.370.861.144.81.380.871.134.9

此外，圖2表示自尊量表所有項(xiàng)目組成的總測(cè)驗(yàn)信息曲線，該曲線反映的是自尊量表所有項(xiàng)目作為一個(gè)整體對(duì)具有不同特質(zhì)水平的被試所提供精確評(píng)估的程度。其中橫坐標(biāo)代表項(xiàng)目的難度，對(duì)應(yīng)著被試的特質(zhì)水平，每一個(gè)刻度代表一個(gè)logit單位，縱坐標(biāo)表示信息量大小，即Fisher信息函數(shù)(Bond & Fox，2015)。整體來(lái)說(shuō)，自尊估計(jì)值范圍在0～-2之間，所能提供的測(cè)量精確性最高，對(duì)于自尊水平中等及偏低的被試所提供的信息量最大。

圖2 測(cè)驗(yàn)信息曲線

3.5 性別的項(xiàng)目功能差異檢驗(yàn)

表3 項(xiàng)目功能差異分析檢驗(yàn)

圖3 自尊水平θ值的分布

4 討論

4.1 針對(duì)擬合指標(biāo)不佳的項(xiàng)目的分析

采用Rasch模型對(duì)Rosenberg自尊量表的特性進(jìn)行分析，由模型擬合度的指標(biāo)發(fā)現(xiàn)，項(xiàng)目8(我要是能更看得起自己就好了)的Infit MNSQ及Outfit MNSQ值分別為1.51和1.55，擬合度較差，該項(xiàng)目為量表中的反向計(jì)分題，但在陳述措辭方式上同時(shí)包含了正向(更看得起自己)與反向(要是能)兩層含義，這可能導(dǎo)致被試誤解該項(xiàng)目的原意。國(guó)內(nèi)學(xué)者田錄梅(2006)在對(duì)Rosenberg自尊量表的優(yōu)點(diǎn)與不足進(jìn)行論述，尤其針對(duì)項(xiàng)目8進(jìn)行鑒別與處理，在意義理解上由于我國(guó)文化注重謙虛的態(tài)度，因此會(huì)將項(xiàng)目8理解為正向，而給西方認(rèn)為的消極負(fù)向，并進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，將項(xiàng)目8若按正向題計(jì)分，其鑒別力會(huì)達(dá)到顯著水平。巫博瀚等人(2013)在對(duì)Rosenberg自尊量表進(jìn)行修訂時(shí)發(fā)現(xiàn)項(xiàng)目8擬合度不佳，在刪除項(xiàng)目8后，被試在其余9個(gè)項(xiàng)目上均具有較好的模型擬合。造成這種差異的原因很大程度上是由于文化背景的不同，Lehman等人認(rèn)為文化是某一特定群體共享，并不同于其他群體的一系列行為準(zhǔn)則與認(rèn)知(Lehman，Chiu，& Schaller，2004)。由此可知，在不同的文化背景下，個(gè)體的自尊水平既具有相似的成分，又表現(xiàn)出個(gè)體差異(蔡華儉，豐怡，岳曦彤，2011)。蔡華儉等(2007)在一項(xiàng)對(duì)中西方自尊進(jìn)行比較的研究中發(fā)現(xiàn)，中國(guó)人在自尊的情感成分上與西方相似，在自尊的總體和認(rèn)知成分上要低于西方水平。相對(duì)而言，西方文化背景更為強(qiáng)調(diào)個(gè)人主義，而東方文化強(qiáng)調(diào)集體主義，因此會(huì)將謙虛內(nèi)斂作為積極品質(zhì)，從而導(dǎo)致在自尊量表項(xiàng)目8上表現(xiàn)出差異。據(jù)此，以后的研究可考慮是否將項(xiàng)目8進(jìn)行正向修改或調(diào)整，以獲得更客觀的自尊測(cè)量結(jié)果。

4.2 關(guān)于Rosenberg自尊量表適合人群的探討

對(duì)Rosenberg自尊量表的測(cè)驗(yàn)信息曲線進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，該量表對(duì)自尊中等及偏低特質(zhì)水平被試能提供較為精準(zhǔn)的評(píng)估。Halama和Biescad(2006)的研究發(fā)現(xiàn)，Rosenberg自尊量表對(duì)中等及偏低水平的被試提供較多的信息量，對(duì)自尊水平較高的被試提供的信息量較少，結(jié)果與此相一致。一般而言，高自尊個(gè)體具有更好的心理適應(yīng)性和社會(huì)適應(yīng)性，但有關(guān)高自尊者個(gè)體之間存在著質(zhì)的差異，包括防御性自尊、不穩(wěn)定的自尊、自戀等(田錄梅，張向葵，2006)。通過項(xiàng)目難度及信息曲線圖發(fā)現(xiàn)，Rosenberg自尊量表對(duì)自尊水平較高的個(gè)體評(píng)估相對(duì)不夠適合，這可能是由于高自尊個(gè)體的異質(zhì)性所導(dǎo)致，個(gè)體無(wú)法將其他成分與自尊水平相分離。Deci和Ryan(1995)將自尊區(qū)分為相倚性高自尊和真正的高自尊，相倚性自尊是指對(duì)自己的感受來(lái)自或取決于符合某些優(yōu)秀標(biāo)準(zhǔn)或不辜負(fù)某些人際或內(nèi)心的期望。由此可見，在某種程度上，通過測(cè)量獲得的自尊分?jǐn)?shù)具有不同的可能性，如自我欺騙、印象管理及防御性地保持一種高自尊的感覺等，傾向于對(duì)自己有利的評(píng)價(jià)，這也從另一角度解釋自尊異質(zhì)性對(duì)測(cè)量結(jié)果造成偏差影響的原因。未來(lái)研究宜設(shè)計(jì)一些更為客觀反映個(gè)體高自尊水平的測(cè)量項(xiàng)目，更好地完善測(cè)量的精確性。

4.3 關(guān)注Rosenberg自尊量表在性別上的DIF檢驗(yàn)

項(xiàng)目功能差異檢驗(yàn)是一種考察測(cè)驗(yàn)項(xiàng)目對(duì)于來(lái)自不同團(tuán)體的被試是否具有相同功能的分析方法，通過觀察項(xiàng)目特征曲線來(lái)解釋同一項(xiàng)目在不同被試組之間是否存在差異(Wang，2004；Crane & Belle，2006；Choi，Gibbons，& Crane，2011)。針對(duì)被試在自尊項(xiàng)目上的DIF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，項(xiàng)目1(我認(rèn)為自己是個(gè)有價(jià)值的人，至少與別人不相上下)和項(xiàng)目5(我覺得自己沒有什么值得自豪的地方)具有DIF，傾向于對(duì)男生有利，這說(shuō)明對(duì)于總分相同的被試而言，男生傾向在這兩個(gè)項(xiàng)目上有較高的得分。造成這種差異的原因可能是由于相對(duì)于女生，男生較不容易受外在評(píng)價(jià)的影響，將自尊水平與能力相結(jié)合，較少受社會(huì)關(guān)系影響。此外，由DIF檢驗(yàn)的θ值分布可知，男生自尊水平高于女生。Kling等(1999)關(guān)于自尊性別差異的元分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，男性自尊水平要高于女性。伍秋萍和蔡華儉(2006)的一項(xiàng)元分析也發(fā)現(xiàn)同樣結(jié)果，男性自尊略高于女性，DIF檢驗(yàn)結(jié)果與此相一致。社會(huì)文化因素對(duì)性別差異造成一定的影響，而個(gè)體在自尊水平上的性別差異與其社會(huì)性習(xí)得性別角色和刻板印象密切相關(guān)(Wood & Eagly，2002)。鑒于此，建議以后在使用該量表的同時(shí)，注意考慮項(xiàng)目1與項(xiàng)目5在性別上造成的差異，以保證測(cè)量的客觀性。

5 結(jié)論

采用Rasch模型分析Rosenberg自尊量表，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：項(xiàng)目8(我要是能更看得起自己就好了)的表述內(nèi)容有必要進(jìn)行調(diào)整；在被試群體上，考慮到個(gè)體高自尊的異質(zhì)性，需要進(jìn)一步對(duì)高自尊水平個(gè)體的測(cè)量進(jìn)行甄別與開發(fā)；考慮性別差異時(shí)，項(xiàng)目1(我認(rèn)為自己是個(gè)有價(jià)值的人，至少與別人不相上下)和項(xiàng)目5(我覺得自己沒有什么值得自豪的地方)需要調(diào)整，以期為個(gè)體自尊水平的測(cè)量提供更為精準(zhǔn)和客觀的估計(jì)。