劉妍君 黃嘉敏 宋丹

［摘 ? ? ? ? ? 要］ ?目的：修訂中文版自我概念與認同量表（SCIM），探討其結構和心理測量學特征。方法：隨機抽取1079份高中生樣本與468份大學生樣本，用SCIM量表與其他量表組成問卷進行施測。結果：項目分析、EFA以及CFA分析得到20題的問卷，問卷為一階三因素結構。修訂后的中文版SCIM量表含自我認同穩(wěn)定、自我認同混亂和自我認同缺乏三個維度，與原量表因子結構一致，內容相近。三個樣本的SCIM各分量表內部一致性信度在0.686～0.898之間，樣本2間隔4周的重測信度在0.617～0.831之間，SCIM三維度與自我同一性狀態(tài)簡版問卷四維度的相關系數在0.224～0.545之間，與抑郁、焦慮及拖延的相關系數在0.415～0.636之間。結論：中文版SCIM量表具有較好的內部一致性、跨時間的穩(wěn)定性和有效性，可在今后的相關研究中推廣使用。

［關 ? ?鍵 ? 詞］ ?自我概念與認同量表；結構；信度；效度

［中圖分類號］ ?G444 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?［文獻標志碼］ ?A ? ? ? ? ? ? ? ? ?［文章編號］ ?2096-0603（2023）19-0077-04

自我認同又被譯為自我同一性，是個體對內在一致性和連續(xù)性的主觀感受和體驗[1]。自埃里克森之后，研究者從不同角度對自我認同作了探索。其中Marcia從自我認同狀態(tài)出發(fā)，提出自我認同可劃分出四種狀態(tài)：同一性獲得、同一性延緩、同一性早閉和同一性擴散[2]。Berzonsky等則從自我認同的過程角度研究[3]。近年來，臨床心理學的研究發(fā)現，自我認同會導致一系列人格障礙、情緒障礙及行為問題。DSM-5將自我認同作為判斷人格障礙的核心內容，這表明自我認同是個體發(fā)展及臨床方面的重要概念。

不同的研究角度催生了不同的測量工具。如Ben-nion等編制的自我同一性狀態(tài)問卷（EOM-EIS-2）[4]，該問卷在Marcia的研究范式下測量個體自我認同狀態(tài)；Balistreri從自我認同過程入手，編制自我認同過程問卷（Ego identity process questionnaire，EIPQ）[5]。Berzonsky則從社會認知理論出發(fā)，編制ISI-5問卷[6]。以上量表從發(fā)展的角度理解自我認同并應用于正常人群自我認同的測量。臨床研究中，有關自我認同的測量有Goth等修訂的青少年自我認同發(fā)展量表（AIDA）[7]以及Berman等編制的身份困擾問卷（IDS）[8]。國內學者對EOM-EIS-2問卷進行了修訂，王樹青等將其應用于我國青少年自我認同的測量[9]。此外，陳香和張日昇修訂了加藤厚編制的量表，將之應用于中日青年自我認同的跨文化研究中[10]。從上面研究可以看出，中文版自我認同量表的修訂主要集中在個體發(fā)展方面。

本研究擬修訂Kaufman編制的自我概念與認同量表（Self-concept and Identity Measure，SCIM）[11]。修訂SCIM有以下優(yōu)點：一是該量表既適用于正常人群，又適用于臨床應用，克服了目前發(fā)展取向與臨床取向的自我認同量表無法通用的困難。二是該量表關注個體在自我認同過程中的感受，更契合埃里克森的自我認同理論，為目前主要從認知和行為維度進行自我認同的測量提供了新的視角。三是該量表為維度量表，有效地避免了分類量表將人群人為分類導致信息丟失的問題。四是該量表對于青少年尤為重要。青少年時期是自我認同形成的關鍵期[12]，在這個階段自我認同整合得好，能促進個體心理的健康發(fā)展；反之，若自我認同發(fā)展受阻，則容易導致情緒和行為問題[13]。鑒于以上原因，本研究擬對中文版SCIM問卷進行修訂，從而探討該問卷在我國人群的適用性。

一、被試與方法

（一）被試

樣本1的被試來源于廣州市某中學，采用在線問卷調查方式，回收有效問卷1074份，問卷有效率99.54%。隨后，將樣本1隨機分成兩份：第一份（n=539）用于項目分析和探索性因子分析，第二份（n=535）用于驗證性因子分析。樣本2用于校標效度檢驗：隨機抽取廣州市某高校的大一學生，采用在線問卷調查方式發(fā)放并回收有效問卷241份。樣本3用于預測效度檢驗：隨機抽取廣州市某高校的大一學生，采用在線問卷調查方式發(fā)放并回收有效問卷227份。

（二）研究工具

1.自我概念與認同量表（SCIM-30）[11]

該量表包含30個條目。其中，自我認同穩(wěn)定維度的條目為反向題，反向計分后各條目相加為總分，分數越高代表自我認同穩(wěn)定性的問題越嚴重。該量表先由2名熟練掌握英漢雙語的心理學研究生翻譯成中文。同時確保量表內容忠于原量表，最終形成SCIM中文版初稿。最后，請2名心理學教授對初稿進行審核與修改，形成中文版問卷終稿。

2.自我同一性狀態(tài)簡版問卷

原問卷由Bennion和Adams編制[4]，中文版由王樹青和陳會昌改編[14]。量表由32個條目組成，采用6點計分，從“1”至“6”表示“非常不符合”到“非常符合”，并包含以下4個維度：同一性獲得狀態(tài)、同一性延緩狀態(tài)、同一性早閉狀態(tài)和同一性擴散狀態(tài)。本研究中，該量表的Cronbachs α系數分別為0.777、0.627、0.828以及0.689。

3.癥狀自評量表（SCL-90）

該量表最初由Derogatis編制，中文版采用王征宇的譯稿[15]。量表共有90個條目，采用5點計分，從“1”至“5”表示“從無”到“嚴重”，并包含9個因子。根據研究目的，本研究選取抑郁與焦慮兩個分量作為效標，其Cronbachs α系數都為0.930。

4.一般拖延量表（General Procrastination Scale，GPS）

原問卷由Lay編制，中文版由包翠秋翻譯修訂[16]。量表為單維結構，由20個條目組成，采用5點計分，從“1”至“5”表示“完全不符合”到“完全符合”。其中，量表內容涉及學習和日常的行為活動。有10道反向題，在反向計分后各條目相加即為總分，分數越高表示個體的拖延情況越嚴重。本研究中，該量表的Cronbachs α系數為0.897。

（三）問卷實施與統計分析

采用SPSS 26.0、Mplus8.3進行統計分析。

二、結果

（一）探索性因子分析

首先進行項目分析，采用題總相關方法，以相關系數小于0.4為標準[17]，結果項目26和項目6被刪除。接下來對剩余項目進行探索性因子分析，結果顯示KMO=0.924，Bartlett球形檢驗顯著χ2=3684.31（P<0.001），適合進行因子分析。采用主軸因式分解法和凱撒正態(tài)化最優(yōu)斜交法，綜合考慮特征根、碎石圖、負荷值、共同度和理論結構，經多次旋轉，逐步剔除高交叉負荷的題項，以及因子負荷小于0.3的題項。最終得到特征根大于1的因素3個（特征根分別為6.896、1.619、1.094），共20個題項，解釋了48.047%的方差，各條目的因子載荷如表1所示。項目分布與原量表一致，因子1為自我認同穩(wěn)定，因子2為自我認同缺乏，因子3為自我認同混亂。

進一步通過相關分析探索問卷三個維度之間的關系，結果發(fā)現自我認同穩(wěn)定（反向計分）與自我認同缺乏相關為（r=0.633），與自我認同混亂相關為（r=0.425），自我認同缺乏和自我認同混亂相關為（r=0.665）。

（二）驗證兩性因子分析

EFA中，第一個因子的解釋率（34.482%）遠高于第二個因子的解釋率（8.095%），提示可能還存在單因子結構[18]，因此將一階單因子（M2）和一階三因子（M1）進行比較。另外，查看修正指數（Modification Indices，MI）發(fā)現第7題和第11題的MI指數較高，鑒于兩個項目來源于同一維度，內容相近，因此，在驗證性因素分析中允許兩個項目殘差相關（M3）。表2表明，一階三因子（允許殘差相關）模型擬合為最優(yōu)結果。各條目因子載荷在0.32～0.82之間。

（三）效度

以自我同一性狀態(tài)簡版問卷為效標，自我認同穩(wěn)定（反向計分）與同一性獲得狀態(tài)（r=-0.545**）、自我認同缺乏與同一性獲得狀態(tài)（r=-0.319**）、自我認同混亂都與同一性獲得狀態(tài)（r=-0.261**）有顯著負相關，自我認同缺乏與同一性延緩（r=0.340**）、與同一性早閉（r=0.224**）以及同一性擴散（r=0.407**）具有顯著正相關；自我認同混亂與同一性延緩（r=0.387**）、同一性早閉（r=0.271**）以及同一性擴散（r=0.386**）具有顯著正相關，符合預期假設。由表3可知，SCIM各維度與抑郁、焦慮以及拖延有顯著正相關。

（四）信度

表4列出了中文版SCIM問卷的內在一致性信度（Cronbachs α系數）和重測信度。結果顯示SCIM量表具有良好的內部一致性信度和重測信度。

三、討論

本研究首先探討了中文版SCIM問卷的結構效度。通過項目分析、探索性因子分析、驗證性因子分析，得到20題的中文版自我概念與認同量表（SCIM）。量表的結構為一階三因素結構，對應的三個維度分別是自我認同穩(wěn)定、自我認同混亂和自我認同缺乏，這與原量表以及荷蘭語版本的SCIM結構一致[13]。這一結果也驗證了Kaufman關于自我認同的結構假設[11]。本研究則刪除了10個條目，Bogaerts等人編制的荷蘭語版本刪除了題目11和16[13]，Kaufman等人在臨床樣本中刪除了題目3、22以及17[19]。這可能是某些條目在不同文化群體中有不同的理解，也可能是原量表的適用對象還包括中老年人，即與文化差異和年代差異有關。與原量表比較可以發(fā)現，中文版SCIM量表結構在維持原有結構的基礎上更簡潔，量表內容在保持原有內容的基礎上也更加集中。

中文版SCIM量表具有較好的結構效度和內容效度，為探討該量表的適用性還須進一步研究量表的信度和效度。本研究發(fā)現中文版SCIM分量表在4份數據中的內部一致性信度介于0.686到0.858之間，一個月后的重測信度介于0.617到0.831之間，這表明量表的信度較好，具有較好的內部一致性和跨時間的穩(wěn)定性。本研究還發(fā)現，中文版SCIM量表具有較好的效度。首先，中文版SCIM量表的三個維度與自我同一性狀態(tài)問卷（四個維度）具有相關性。其次，中文版SCIM量表三個維度與抑郁、焦慮以及拖延行為均有顯著的正相關，這一結果與已有研究結果及理論假設是一致的[11，13，20]，表明自我認同與個體的情緒以及行為問題關聯密切。這也表明中文版SCIM量表具有較好的預測效度。綜上，我們認為中文版SCIM量表各方面的指標較好，可以在今后的相關研究中推廣使用。

本研究的不足在于，此次中文版SCIM量表施測樣本僅限于高中生和大一學生群體，未來的研究可以繼續(xù)拓展，比如下至初中生、小學生群體，上至大學生等成人群體，甚至推廣到臨床樣本和犯罪人群樣本。另外，未來研究還可以將中文版SCIM量表應用于探討自我認同與前因變量的關系，探討自我認同與各種后果變量（如焦慮、抑郁）的關系以及影響機制問題。

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◎編輯 馬燕萍