非學業(yè)自我描述量表(NSDQⅢ)在大學生中試用的信效度研究

王雅麗

(浙江師范大學教師教育學院,浙江金華321004)

1 引 言

自我是人格的核心.美國心理學家詹姆士(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,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研究者的關(guān)注,成為心理學界研究的熱門領(lǐng)域.

總體來說,對于自我的研究涉及兩個方面,一個方面是對于自我概念的理論建構(gòu),另一方面是自我概念的測量.毫無疑問,自我概念的測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:個人往往對他們生活的不同領(lǐng)域作出截然不同的評價[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代模型的里程碑[3].

根據(jù)Shavelson的理論[4-5],自我概念分為學業(yè)自我、身體自我、情感自我以及社會自我.學業(yè)自我劃分為具體的各類學科例如英語、歷史、數(shù)學等;社會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成共識,多維階層模型取得了對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,編制出了比較完善的自我描述問卷(Self Description Questionnaires,簡稱SDQ).SDQ分為三型,分別為SDQⅠ、SDQⅡ、SDQⅢ,分別用來測量青春期前學生、青春期學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告了SDQⅡ中國的試用情況,信效度水平均達到了測量學要求,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.楊劍以體校學生為被試,結(jié)果表明PSDQ在中國被試中的適用性也達到了測量學的標準[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,對于SDQⅠ,SDQⅡ的研究證明了SDQ對于自我概念的結(jié)構(gòu)的把握的準確性.本文以浙江師范大學的學生為被試,填補對自我描述量表SDQⅢ的研究空缺,同時也是對已有研究的年齡段的一個延伸.

2 對象和方法

2.1 被 試

本文以浙江師范大學的大學生為被試,隨機抽取被試并發(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 量表簡介

作為本研究采用的SDQⅢ,是作為測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,該量表分為非學業(yè)自我描述分量表和學業(yè)自我描述量表兩部分,這兩部分又包含了13個方面分量表.其中學業(yè)自我描述量表包含了4個方面,非學業(yè)自我描述分量表包括8個方面,最后還有個總體評價.非學業(yè)自我描述量表的各個分量表分別為: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名澳大利亞學生,全量表的內(nèi)在穩(wěn)定性系數(shù)達到了0.94,各個分量表的內(nèi)在穩(wěn)定性系數(shù)0.83～0.91.

依托自我概念理論對自我描述量表(SDQⅢ)中非學業(yè)自我描述分量表進行翻譯,經(jīng)過反復推敲,并通過與專家的反復審核,最后請英語專業(yè)人士進行逆翻譯,完成了該量表的校譯工作.量表的翻譯過程既要符合各個項目的意思,又符合中國語言表達習慣.非學業(yè)自我描述量表包含了總評、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,一個班級中僅有不到5%的大學生有正式的宗教信仰,故去掉了宗教信仰這一維度,加入了總體評價的10個題目.因此,非學業(yè)自我描述量表總計84個題目.量表采用了李克特五點計分方式.

2.3 數(shù)據(jù)處理

用SPSS16.0軟件進行因素分析、信度系數(shù)檢驗、差異性檢驗等統(tǒng)計學分析,用AMOS 5.0軟件對數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析.

3 結(jié) 果

3.1 探索性因素分析

通過項目分析刪除一些質(zhì)量不高(題項與總分相關(guān)不顯著,P＜0.05)的題項,共7項.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,結(jié)果顯示因素解釋總變異37.388%,解釋總體變異率太低,且各個分量表的內(nèi)部一致性信度偏低.所以對項目進行刪減,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量項目和載荷小于0.30或交叉載荷較高的項目,提取出7個因素,共計45個項目.累積因子解釋總變異值達到54.611%(見表1).

表1 非學業(yè)自我描述量表的45個項目的因素負荷矩陣

以上各因子分別為總體評價、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7個因子.分析結(jié)果表明,總體評價包含了8個項目,體能8個項目,同性關(guān)系和異性關(guān)系各包含7個項目,情緒穩(wěn)定性包含6個項目,體能和雙親關(guān)系分別包含了5個和4個項目.誠實-可靠性這一維度的項目無法提取出共性,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,將各個分量表進一步合并.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)系合并為社會自我維度,情緒穩(wěn)定性即為情感自我維度,再次進行信度分析以及驗證性因素分析.

3.2 信效度檢驗

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(見表2).

表2 非學業(yè)自我描述各個分量表的內(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,其余各個維度均低于0.70.這說明對于中國被試來說,該測驗的題目內(nèi)部一致性偏低.根據(jù)學者DeVellis(1991)[11]所提出信度標準,0.65～0.70為最小可接受信度值,0.70～0.80為相當好的信度水平.總體來說,信度水平低于原量表的水平,但均達到了測量學標準.

由表3我們可以看出,非學業(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)均達到顯著水平.所以,總體來說各維度之間具有較好的獨立性,因此信任問卷有較好的內(nèi)部結(jié)構(gòu)效度.

表3 非學業(yè)自我描述各個分量表的均分、標準差與相關(guān)系數(shù)

3.3 驗證性因素分析

在探索性因素分析的基礎(chǔ)上,進一步做驗證性因素分析.本文分析驗證性因素分析主要考慮以下指標:(1)卡方檢驗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.這幾個擬合指標的數(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.通過對探索性因素分析得出的7個二級因子的模型,以及合并成4個一級因子的模型分別進行了檢驗(見表4).

表4 非學業(yè)自我描述量表驗證性因素分析各個擬合指標

從表4我們可以看到,非學業(yè)自我描述量表7個二級因子時,卡方擬合檢驗為0.002,達到了顯著性水平,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個二級因子的模型中規(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,由此看出這個指標處于臨界點上.其他幾個擬合指標相對較好.4個一級因子卡方擬合檢驗值χ2/df為1.350,在1～2之間,擬合程度比較好;同時我們看到其他的擬合指標均有明顯的提高,RMSEA＜0.05,GFI,NFI,TL I,CFI值0.989～0.997,更接近1.說明4個因子比7個因子的模型擬合程度更為優(yōu)秀.這同時也說明由4個因子構(gòu)成的量表構(gòu)想效度是非常理想的.

3.4 性別與學科的差異性檢驗

由表5可見,非學業(yè)自我描述的總體評價、身體自我以及總的量表分數(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),對自我評價更積極.進一步對男女大學生對身體自我中體能和體相的差異性檢驗表明,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.非學業(yè)自我描述量表的各個分量表學科差異不顯著.

表5 非學業(yè)自我描述各個分量表性別差異檢驗

4 討 論

通過對數(shù)據(jù)進行探索性因素分析,發(fā)現(xiàn)有意思的是在誠信這一維度的項目沒有共性,事后訪談發(fā)現(xiàn)誠信被認為是內(nèi)在的一種品質(zhì),而對于描述自己是怎樣的,大學生被試傾向于更為外顯的指標,例如本量表中所涉及到的社會交往能力、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”.

通過測驗量表的克倫巴赫α系數(shù)的計算,量表信度水平偏低.通過計算各個維度的相關(guān)水平,各個維度間均存在顯著性差異,這說量表內(nèi)部各個維度具有較好的獨立性,該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度.而驗證性因子分析表明量表的結(jié)構(gòu)效度各個擬合度指標都很好,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,作者認為非學業(yè)自我描述量表在對非學業(yè)自我的測量維度的把握是準確的,但是在中國文化背景下,其所設(shè)計的項目代表性略有欠缺,這也是整個量表的項目累積貢獻率偏低,各個因子下面所包含體現(xiàn)因子共性項目數(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中國人的自我概念.綜上所述,自我描述量表在大學生被試群體中試用結(jié)果表明,該量表對自我概念的結(jié)構(gòu)把握是準確的,但是基于文化差異,其量表的項目設(shè)計有待進一步精確及擴展.

5 結(jié) 論

5.1 經(jīng)過探索性因素分析,量表包含7個因子,共45個項目,各個項目負荷在0.416～0.810之間,7個因子解釋了總方差的54.611%.

5.2 將7個因子按Marsh的多層次自我描述量表依托的理論合并為4個因子,提高了內(nèi)部一致性系數(shù),4個一級因子及總量表內(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 通過驗證性因素分析,4個一級因子的模型比7個二級因子的模型擬合優(yōu)度指標要好,各指標分別為: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個因子上存在性別的顯著性差異,男生比女生評價更積極.鑒于以上結(jié)果,非學業(yè)自我描述量表的信效度水平達到了測量學的要求.

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