蘇鵬成 徐婷婷 褚興茁

(湖北省監(jiān)獄管理局 湖北武漢市 430061)

《罪犯人格量表》是由上海市監(jiān)獄管理局和上海師范大學聯(lián)合研制，經(jīng)司法部監(jiān)獄管理局審核驗收，在全國監(jiān)獄推廣使用的，用于評估18周歲及以上的成年男性罪犯獄內(nèi)危險性的工具。2020年，湖北監(jiān)獄引進“上海模式”開展罪犯危險性評估工作，經(jīng)過2年多積極探索實踐，罪犯危險性評估工作科學化、規(guī)范化、專業(yè)化水平顯著提升。由于湖北與上海兩地押犯經(jīng)濟條件、文化程度、風俗習慣、社會環(huán)境等明顯不同，在適用《罪犯人格量表》對罪犯進行評估時，這些不同是否會導(dǎo)致罪犯人格結(jié)構(gòu)的差異，是否會導(dǎo)致量表結(jié)構(gòu)的改變等情況尚不明晰，而該量表自全國推廣以來，也沒有更多的有關(guān)量表結(jié)構(gòu)效度方面的研究。因此，本研究試圖用大樣本資料的探索性和驗證性因素分析探析量表的結(jié)構(gòu)效度，以推進評估量表的本土化。

一、研究對象和研究方法

(一)研究對象

本研究通過隨機取樣的方式，以2022年6月湖北27所監(jiān)獄新收押的男性罪犯為研究對象，由各監(jiān)獄有心理學專業(yè)背景、經(jīng)驗豐富的評估員組織測試，各監(jiān)獄測試人數(shù)不少于50人，共收集1 352份問卷。剔除亂答、規(guī)律性作答、漏答項多的問卷21份，說謊量表大于或等于10分的問卷200份，excel中使用STDEV.S函數(shù)剔除標準差小于0.2的問卷20份，回收有效問卷1 111份，有效率為82.2%。

(二)研究方法

1.研究工具

(1)《人口學調(diào)查問卷》?！度丝趯W調(diào)查問卷》包括以下內(nèi)容：姓名、年齡、婚姻狀態(tài)、民族、文化程度、犯罪類型、原判刑期等。本研究調(diào)查對象年齡為18～77歲，平均年齡為37.36歲(SD=11.27)；漢族占94.9%；已婚536人(占48.2%)、未婚398人(占35.8%)、離異177人(占15.9%)；文盲及小學文化180人(占16.2%)，初中文化514人(占46.3%)，高中及中專文化260人(占23.4%)，大學及以上文化157人(占14.1%)；犯罪類型僅統(tǒng)計主要罪名，財產(chǎn)型犯罪411人(占37%)、涉毒犯罪209人(占18.8%)、暴力犯罪177人(占15.9%)、性犯罪99人(占8.9%)、其他類型犯罪215人(占19.4%)；原判刑期為3年及以下467人(占42%)，3～5年(含5年)343人(占30.9%)，5～10年(含10年)185人(占16.7%)，10年以上116人(占10.5%)。

(2)《罪犯人格量表》?！蹲锓溉烁窳勘怼饭灿?個維度107個項目，分別是反社會人格(13題)、偏執(zhí)性人格(13題)、沖動性人格(13題)、邊緣性人格(11題)、抑郁(9題)、躁狂(9題)、神經(jīng)質(zhì)(15題)、精神病性(12題)、說謊(12題)。采取2點計分方式，對正向計分題目選“是”計1分，選“否”計0分，對于反向計分題目選“是”計0分，選“否”計1分。當說謊量表得分大于或等于10分時，問卷無效。該量表能較為準確地預(yù)測罪犯的行為傾向，信效度較好。

2.研究方法

本研究使用Epidata3.1對數(shù)據(jù)進行錄入，采用SPSS26.0對數(shù)據(jù)進行探索性因子分析和信度分析，使用AMOS28.0進行驗證性因子分析。

二、結(jié)果及分析

(一)探索性因素分析

使用SPSS26.0,對1 111名被試數(shù)據(jù)進行探索性因子分析。采用事先決定法則〔1〕確定因子數(shù)量，根據(jù)上海市新收犯監(jiān)獄危險性評估課題組報告〔2〕，將反社會人格抽取4個因子、偏執(zhí)性人格抽取5個因子、沖動性人格抽取5個因子、邊緣性人格抽取4個因子、抑郁抽取4個因子、躁狂抽取4個因子、神經(jīng)質(zhì)抽取5個因子、精神病性抽取5個因子。為盡量使變量的方差能夠被主成分所解釋，選擇主成分法進行公因子的抽取〔3〕。學者農(nóng)納利(Nunnally)與博恩斯坦(Bernstein)(1994)認為當因子間的相關(guān)系數(shù)在0.3以上時，應(yīng)當采用斜交旋轉(zhuǎn)法，為此本研究采用最優(yōu)斜交法(Kappa=4)進行因子旋轉(zhuǎn)，并采納學者海爾(Hair)〔4〕的建議，在進行斜交旋轉(zhuǎn)時，按照模式矩陣匯報結(jié)果，詳情見表1至表8。

總體來看，本研究按照事先決定法則在8個維度中共提取了36個因子，但其中有16個因子僅1到2個測量題項，占總提取因子的44.4%，比例過大。根據(jù)學者吳明隆的觀點，一個因子的測量題項數(shù)最少為3題，否則題項太少，無法測出所代表的層面，其內(nèi)容效度會不夠嚴謹〔5〕。因此，該量表的內(nèi)容效度可能存有瑕疵。但從各維度累計方差貢獻率來看，若是累計方差貢獻率在50%以上，因子分析結(jié)果是可以接受的。本研究除反社會人格維度貢獻率為45.4%外，其余維度均在53.82%至61.14%之間，基本符合量表參照標準，能夠較好地測量所要測查的維度，具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

1.反社會人格維度

KMO和巴特利特檢驗結(jié)果顯示，KM0=0.74，χ2=1 031.73，df=78,p<0.001，表明樣本數(shù)據(jù)適合進行因子分析，各題項在4個因子上的載荷和歸屬情況見表1。

表1:反社會人格維度各題項的載荷和歸屬情況

吳明隆認為共同度低于0.2的變量應(yīng)該被剔除，本維度題項共同度均大于0.2〔6〕。各題項的因子載荷均大于0.5，第二載荷小于0.3，全部符合相關(guān)指標要求〔7〕。

2.偏執(zhí)性人格維度

KMO 和巴特利特檢驗結(jié)果顯示，KM0=0.857，χ2=1 713.0，df=78,p<0.001，表明樣本數(shù)據(jù)適合進行因子分析，各題項在5個因子上的載荷和歸屬情況見表2。

表2:偏執(zhí)性人格維度各題項的載荷和歸屬情況

題項q42、q86因子載荷均小于0.5，不符合指標要求，應(yīng)當予以重點觀察。另外，根據(jù)初始特征值大于1的原則〔8〕，提取的因子應(yīng)當大于1，否則達不到降維的目的。F7、F8、F9特征根均小于1，應(yīng)當對因子抽取的合理性、必要性進行研究。

3.沖動性人格維度

KMO 和巴特利特檢驗結(jié)果顯示，KM0=0.841，χ2=1 852.152，df=78,p<0.001，表明樣本數(shù)據(jù)適合進行因子分析，各題項在5個因子上的載荷和歸屬情況見表3。

題項q3、q104因子載荷均小于0.5，不符合指標要求，是否刪除還需要結(jié)合其他因素予以謹慎觀察。F13、F14特征根均小于1，且測量題項均少于3個，應(yīng)當對因子抽取的合理性、必要性進行討論。

4.邊緣性人格維度

KMO 和巴特利特檢驗結(jié)果顯示，KM0=0.85，χ2=1 765.708，df=55,p<0.001，表明樣本數(shù)據(jù)適合進行因子分析，各題項在4個因子上的載荷和歸屬情況見表4。

表4:沖邊緣性人格維度各題項的載荷和歸屬情況

題項q14、q88因子載荷均小于0.5，不符合指標要求，是否刪除還需要結(jié)合其他因素予以謹慎觀察。F17、F18特征根均小于1，且測量題項均少于3個，應(yīng)當對因子抽取的合理性、必要性進行討論。

5.抑郁維度

KMO和巴特利特檢驗結(jié)果顯示，KM0=0.76，χ2=1 016.163，df=36,p<0.001，表明樣本數(shù)據(jù)適合進行因子分析，各題項在4個因子上的載荷和歸屬情況見表5。

表5:抑郁維度各題項的載荷和歸屬情況

題項q46因子載荷均小于0.5，未達標。F21特征根為0.99、F22特征根為0.86，均小于1，應(yīng)當考慮該因子抽取的合理性、必要性。

原始時期的繪畫受到當時生活環(huán)境的影響，畫面顯露出的都是當時真實的場景；而春秋戰(zhàn)國至魏晉南北朝時期的風俗畫，卻把其忠于現(xiàn)實的特征毫無保留地展現(xiàn)到了觀賞者的面前。從內(nèi)容上來看，那時期的風俗繪畫以描繪王公貴族們的享樂奢華、歌舞升平等場景為主。當然，“這一階段，藝術(shù)家們并非是為了單純的審美情趣而選擇創(chuàng)作，他們僅僅是為了服務(wù)于王公貴族的享樂從而創(chuàng)造藝術(shù)”[3]。到了漢代，這種風俗題材更多的體現(xiàn)于墓葬之中，也恰恰迎合了漢代“視死如生”的生死觀。

6.躁狂維度

KMO 和巴特利特檢驗結(jié)果顯示，KM0=0.723，χ2=560.738，df=36,p<0.001，表明樣本數(shù)據(jù)適合進行因子分析，各題項在4個因子上的載荷和歸屬情況見表6。

表6:躁狂維度各題項的載荷和歸屬情況

題項q17因子載荷均小于0.5，未達標。F25 、F26特征均小于1,應(yīng)當考慮該因子抽取的合理性、必要性。

7.神經(jīng)質(zhì)維度

KMO和巴特利特檢驗結(jié)果顯示，KM0=0.906，χ2=2 714.151，df=105,p<0.001，表明樣本數(shù)據(jù)適合進行因子分析，各題項在5個因子上的載荷和歸屬情況見表7。

表7:神經(jīng)質(zhì)維度各題項的載荷和歸屬情況

題項q58、q38、q83、q105、q106、q107因子載荷均小于0.5，未達標。q67因子載荷為0.28，小于0.3，應(yīng)當予以重點關(guān)注。

8.精神病性維度

KMO 和巴特利特檢驗結(jié)果顯示，KM0=0.851，χ2=2 030.616，df=66,p<0.001，表明樣本數(shù)據(jù)適合進行因子分析，各題項在5個因子上的載荷和歸屬情況見表8。

表8:精神病性維度各題項的載荷和歸屬情況

(二)驗證性因素分析

使用AMOS28.0進行驗證性因子分析，對量表聚斂效度和區(qū)分效度進行了檢驗。一般而言，對于一個潛變量的CFA模型，至少要有3個觀測變量才能正常識別〔9〕，但在本研究中有17個潛在變量只有1～2個觀測變量，存在CFA模型無法識別的問題，也就是說部分維度無法構(gòu)建一階多因子CFA模型，因此本研究各維度采用一階單因子模型進行驗證。

擬合結(jié)果顯示(見表9)：(1)除神經(jīng)質(zhì)維度χ2/df值為2.626小于3外，其余7個維度的值均大于3，模型適配不理想，但這主要是因為樣本量太大所致；(2)在模型適配度參數(shù)中，各維度GFI值均大于0.9，結(jié)果適配良好；(3)CFI指標除偏執(zhí)性人格、邊緣性人格、神經(jīng)質(zhì)維度大于0.9外，其余均未達標，適配不理想；(4)各維度RMSEA值均小于0.08，適配良好。綜合來看，各維度內(nèi)在結(jié)構(gòu)比較理想，基本達到模型適配度標準〔10〕。

表9:罪犯人格量表各維度模型的擬合性指標

量表各維度信效度情況(見表10)：(1)因素載荷方面，95個題項p值全部達到了顯著水平，反社會人格題項re_q1、q21、re_q102，偏執(zhí)性人格題項q2，沖動性人格題項q53、re_q93，邊緣性人格題項q4、re_q94，抑郁題項re_q65，躁狂題項q66、q82，未達到因素載荷應(yīng)大于0.3標準〔11〕，其余2個維度及題項全部達標；(2)組合信度方面，反社會人格、躁狂維度未達到0.6標準，其余6個維度均達標，說明該量表聚斂效度一般；(3)平均方差萃取量方面，8個維度的AVE值全部低于0.5，說明該量表聚合效度還有待進一步提升。

表10:罪犯人格量表各維度信效度表

續(xù)表10:罪犯人格量表各維度效度表

(三)信度分析

罪犯人格量表的Gronbach ɑ系數(shù)為0.939，大于0.9，信度理想，反社會人格量表、躁狂量表Gronbach ɑ系數(shù)大于0.5，可以接受，其余各分量表Gronbach ɑ系數(shù)在0.656至0.81之間，尚佳，詳情見表11。

表11:罪犯人格量表的Gronbach ɑ系數(shù)

三、討論

本研究探析了罪犯人格量表在男性罪犯群體中的效度結(jié)構(gòu)。

探索性因素分析，按照事先決定法則，從8個維度共提取了36個因子，一是從累計方差貢獻率來看，除反社會人格維度累計方差貢獻率為45.4%外，其余7個維度累計方差貢獻率超過50%，說明共同因子是可靠的，因子分析結(jié)果是可以接受的，量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。二是從量表項目分布來看，現(xiàn)有資料僅公布了精神病性維度的因子命名及項目分布，該維度由5個因子構(gòu)成，分別是：幻覺因子項目q9、q19、q29，妄想因子項目q39、 q49、q59、q68，情緒障礙因子項目q76，認知障礙因子項目q84、q90，緊張綜合征因子項目q96、q101。本研究強制提取5個因子分析發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)32因子與幻覺因子項目分布吻合；F33因子與妄想因子基本符合，但有1個項目q76與情緒障礙因子存在交叉；F34因子與認知障礙因子項目基本符合，也有1個項目q101負荷在緊張綜合征因子項目上。這種現(xiàn)象說明精神病性維度的因子結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性一般，可能是因為不同地區(qū)經(jīng)濟條件、文化程度、風俗習慣、社會環(huán)境等不同造成，側(cè)面印證了推進量表本土化的必要性和重要性。三是從測量項目數(shù)量分布來看，有8個因子的測量項目只有1個，按照學者吳明隆的觀點，一個因子的測量項目數(shù)最少為3題，否則項目太少，無法測出所代表的層面，其內(nèi)容效度會不夠嚴謹。因此，應(yīng)當考慮在量表開發(fā)項目池中重新抽取其他項目予以補齊。四是從因子特征根的數(shù)值來看，有11個因子的特征根值小于1，占因子總數(shù)30.6%，比例過大，應(yīng)當考慮該因子抽取的合理性、必要性。五是從因子載荷的大小來看，有8個項目的因子載荷均小于0.5，不符合指標要求。但因子載荷均大于0.5也非絕對標準，有學者認為，因子載荷大于0.3是突出，只有因子載荷小于0.3或交叉載荷絕對值的差值小于0.1時，才從進一步的分析中刪除〔12〕。六是從項目內(nèi)容效度來看，項目的語言應(yīng)當表達準確、通俗易懂、便于理解〔13〕，項目q38“我對某些事物容易冒火”，“冒火”為四川方言，湖北籍文化程度不高的罪犯可能無法理解或理解錯誤。項目q30“我曾經(jīng)貪圖過份外之物”，“份外之物”應(yīng)當更正為“分外之物”。

驗證性因素分析，采用一階單因子模型進行驗證，從擬合情況來看，χ2/df值7個維度均大于3，這主要是因為樣本量太大所致，GFI結(jié)果適配良好，各維度內(nèi)在結(jié)構(gòu)比較理想，基本達到模型適配標準。神經(jīng)質(zhì)、精神病性維度因素載荷全部在0.3以上，說明結(jié)構(gòu)效度良好，但組合信度2個維度未達到0.6標準，AVE值8個維度全部低于0.5，說明該量表聚合效度還有待進一步提升。信度分析發(fā)現(xiàn)， 罪犯人格量表的內(nèi)部一致性良好，但各分量表的內(nèi)部一致性參差不齊，特別是反社會人格量表、躁狂量表Gronbach ɑ系數(shù)較低，勉強可以接受，因此，應(yīng)當將罪犯人格量表作為整體使用，不宜分拆。

綜上所述，罪犯人格量表具有良好的信效度，但作為在全國范圍內(nèi)使用的量表仍有提升空間。