情緒性量表在公務(wù)員中的信效度評價*

郝樹偉 洪 煒

情緒性(Emotionality)與情緒(Emotion)是兩個不同的概念。情緒一般持續(xù)時間較短，而且往往與個體所處的情境有關(guān)，會受到情境變化的影響。而Burger 認(rèn)為，情緒性是指個體在不同情境中持續(xù)體驗到的情緒反應(yīng)模式［1］。在心理健康素質(zhì)的相關(guān)研究中，情緒性被認(rèn)為是情緒活動中體現(xiàn)出來的一種相對穩(wěn)定的人格特質(zhì)［2-3］，是心理健康素質(zhì)的一個重要組成部分［4］，是指個體在不同情境中善于調(diào)控情緒，保持積極、穩(wěn)定情緒狀態(tài)的一種人格特質(zhì)［5］。

有關(guān)情緒性的評估，遲春梅等編制了74個項目的《中國人情緒性量表》，其中把中國人的情緒性分為平和、開朗、嚴(yán)謹(jǐn)、自信、樂觀、理性和自制7個維度，認(rèn)為中國人的情緒性反映個體在處理自我、與他人的關(guān)系、處理事情時表現(xiàn)出來的個體情緒調(diào)控的特點［6］。其它的情緒性相關(guān)的評估量表，往往針對的是情緒性的某個維度，如Kring 等人編制的《情緒表達(dá)性量表》［7］，艾森克人格問卷中的神經(jīng)質(zhì)或情緒穩(wěn)定性維度［8-9］，卡特爾的16 項人格因素問卷(16PF)中的穩(wěn)定性、憂慮性、緊張性因素［10-11］，大五人格量表中的神經(jīng)質(zhì)維度［12］，劉文等編制的中學(xué)生氣質(zhì)問卷也包含了情緒性維度的內(nèi)容［13］，情緒調(diào)節(jié)困難量表對人情緒調(diào)節(jié)的特點進(jìn)行了評估［14］。

中國成年人情緒性量表是由洪煒、張嚴(yán)在中國成年人心理健康素質(zhì)測評系統(tǒng)的概念框架下編制的，量表包括愉悅性、鎮(zhèn)定性和表達(dá)性3個因子27個項目，其中，愉悅性11個項目，鎮(zhèn)定性9個項目，表達(dá)性7個項目;項目采用1～4級評分，1 表示“幾乎從來不”，2 表示“有時”，3 表示“經(jīng)常”，4 表示“幾乎總是”［2-3］。由于量表編制的樣本人群未涉及公務(wù)員群體［2-3］，本研究于2012年9月-2013年12月在我國公務(wù)員群體中進(jìn)行抽樣調(diào)查，考察中國成年人情緒性量表在公務(wù)員群體中的適用性，對其信效度進(jìn)行評價，以便為我國公務(wù)員的情緒性研究提供相應(yīng)的工具。

1 對象與方法

1.1 對象 采用方便抽樣，在我國東北、西北、華北、華東、西南五大行政區(qū)抽取北京、吉林、遼寧、山東、云南和內(nèi)蒙古6 省市自治區(qū)部分黨政機(jī)關(guān)、公安、司法系統(tǒng)公務(wù)員進(jìn)行匿名問卷調(diào)查。問卷由統(tǒng)一培訓(xùn)的調(diào)查員分發(fā)并宣讀指導(dǎo)語后由被試自行填寫，填寫完成后當(dāng)場回收。

樣本1:被試來自北京、吉林部分地區(qū)的公務(wù)員。回收問卷438 份，剔除不合格問卷39 份，得到有效問卷399 份(91.1%)。399名公務(wù)員中，男性253人(63.4%)，女性146人(36.6%);年齡22～60歲，平均(40.50±8.77)歲;漢族379人(95.0%)，少數(shù)民族19人(4.8%)，缺失1人(0.3%);未婚39人(9.8%)，已 婚350人(87.1%)，離 異6人(1.5%)，再婚4人(1.0%);大專以下24人(6.0%)，本科290人(72.7%)，碩士78人(19.5%)，博士6人(1.5%)，缺失1人(0.3%);副司級/副廳級14人(3.5%)，正處/正縣級52人(13.0%)，副處/副縣級85人(21.3%)，正科/正鄉(xiāng)級82人(20.6%)，副科/副鄉(xiāng)級76人(19.0%)，科員85人(21.3%)，辦事員3人(0.8%)，缺失2人(0.5%);工齡1～41年，平均工齡(18.80±10.00)年。

樣本2:被試來自北京、遼寧、山東、云南和內(nèi)蒙古5 省市自治區(qū)部分地區(qū)的公務(wù)員。回收問卷315 份，剔除不合格問卷8 份，得到有效問卷307 份(97.5%)。307名公務(wù)員中，男性199人(64.8%)，女 性104人(33.9%)，缺失4人(1.3%);年齡21～67歲，平均(35.07±8.99)歲;漢族255人(83.0%)，少數(shù)民族52人(17.0%);未婚81人(26.4%)，已婚213人(69.4%)，離異4人(1.3%)，再婚8人(2.6%)，缺失1人(0.3%);大專以下68人(22.2%)，本科214人(69.7%)，碩士20人(6.5%)，缺失5人(1.6%);正處/正縣級3人(1.0%)，副處/副縣級10人(3.3%)，正科/正鄉(xiāng)級51人(16.6%)，副科/副鄉(xiāng)級62人(20.2%)，科 員144人(46.9%)，辦事員28人(9.1%)，缺失9人(2.9%);工齡1～39年，平均工齡(13.13±10.28)年。

1.3 統(tǒng)計處理 用統(tǒng)計軟件SPSS 20和AMOS 20 對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計處理，對量表進(jìn)行項目分析、信效度評價。用SPSS 20對樣本1 的數(shù)據(jù)進(jìn)行項目分析、探索性因子分析以及信效度檢驗;用AMOS 20 對樣本2 的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因子分析及信效度檢驗。顯著性水平α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 項目分析 通過同質(zhì)性檢驗對量表項目進(jìn)行分析，包括題總相關(guān)、共同性、因子載荷以及信度分析［15］。根據(jù)心理健康素質(zhì)課題組編制量表時的統(tǒng)一要求［4］，量表項目篩選標(biāo)準(zhǔn)定為題總相關(guān)系數(shù)大于0.4，因子載荷大于0.4(共同性大于0.16)。

2.1.1 相關(guān)分析 根據(jù)每個被試在27個項目上得分的總分，計算各項目得分與總分之間的Pearson 相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，項目3、8 的題總相關(guān)系數(shù)均小于0.1，且無統(tǒng)計學(xué)意義;項目14、22 的題總相關(guān)系數(shù)均小于0.4;其余23個項目與總分的相關(guān)系數(shù)為0.472～0.721(P＜0.001)。

2.1.2 共同性與因子載荷 用因子分析中的主成分分析法，限定提取1個共同因子。結(jié)果顯示，項目3、8、14和22 的因子載荷均小于0.4，共同性均小于0.16;其余23個項目的因子載荷為0.453～0.738，共同性為0.205～0.545。相關(guān)分析、共同性與因子載荷的具體結(jié)果見表1。

2.1.3 信度分析 量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach＇s α 系數(shù)為0.886。項目刪除后的相關(guān)系數(shù)及信度變化情況見表2。結(jié)果表明，項目3、8、14、22 校正后項目總相關(guān)均小于0.4，且項目刪除后的Cronbach＇s α 值均明顯升高。

綜合項目的題總相關(guān)系數(shù)、因子載荷與共同性、校正后項目與總分相關(guān)以及項目刪除后Cronbach＇s α 值等指標(biāo)來看，項目3、8、14、22 均不符合要求，因此須刪除這4個項目。4個項目均屬于表達(dá)性因子，刪除后該因子剩余3個項目。

表1 情緒性量表的題總相關(guān)系數(shù)、共同性與因子載荷(n=399)

表2 情緒性量表項目刪除后的總相關(guān)與信度(n=399)

2.2 建構(gòu)效度

2.2.1 探索性因子分析 4個項目刪除后量表的結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化，用樣本1 的數(shù)據(jù)對23 項量表進(jìn)行探索性因子分析，對其建構(gòu)效度進(jìn)行檢驗。采用主成分分析法，并用最大變異法(Varimax)進(jìn)行直交旋轉(zhuǎn)。結(jié)果顯示，KMO 值為0.932，Bartlett 球形檢驗結(jié)果顯著(χ2=5305.200，df=253，P＜0.001)，數(shù)據(jù)非常適合進(jìn)行探索性因子分析。分析結(jié)果提取了特征值大于1 的2個因子，可解釋全量表項目總變異量的56.074%。旋轉(zhuǎn)后的成份矩陣見表3。結(jié)果顯示，表達(dá)性因子的3個項目均歸入因子1，分別是項目12、16、和24，而因子1 的其余項目均屬于原愉悅性因子，這與量表編制時的理論假設(shè)不符，致使該因子的內(nèi)涵和命名難以解釋。因此刪除這3個項目，保留原量表的鎮(zhèn)定性和愉悅性兩個因子20個項目。

刪除項目12、16、24 后，對20個項目的量表重新進(jìn)行探索性因子分析，同樣采用主成分分析法，并用最大變異法進(jìn)行直交旋轉(zhuǎn)。結(jié)果顯示，KMO 值為0.926，Bartlett 球形檢驗結(jié)果顯著(χ2=4506.467，df=190，P＜0.001)，數(shù)據(jù)也非常適合進(jìn)行探索性因子分析。分析結(jié)果提取了特征值大于1 的2個因子，可解釋全量表項目總變異量的57.821%。由表4 旋轉(zhuǎn)成份矩陣可知，因子1 的所有項目均屬于愉悅性因子，因子2的所有項目均屬于鎮(zhèn)定性因子，故量表的兩個因子的命名不變，且各項目的因子載荷均大于0.6。經(jīng)探索性因子分析，原情緒性量表由3個因子27個項目縮減為2個因子20個項目，而可解釋的全量表項目總變異量由56.074% 增加到57.821%，表明2 因子量表有更好的建構(gòu)效度。

表3 情緒性量表(23 項)的旋轉(zhuǎn)成份矩陣(n=399)

2.2.2 相關(guān)分析 計算20 項量表總分及兩個因子的Pearson 相關(guān)系數(shù)，愉悅性和鎮(zhèn)定性因子與總分的相關(guān)系數(shù)分別為0.764、0.798，呈顯著正相關(guān)(P＜0.001);而兩個因子之間的相關(guān)系數(shù)為0.221(P＜0.001)，為低相關(guān)，也表明量表建構(gòu)效度較好。

2.2.3 驗證性因子分析 樣本2 的數(shù)據(jù)用AMOS20 對20個項目的情緒性量表進(jìn)行驗證性因子分析，評估修訂后量表的2 因子模型是否與樣本數(shù)據(jù)相契合，以檢驗其建構(gòu)效度。用極大似然法對模型進(jìn)行估計，按照修正指標(biāo)逐一修正，從基本適配度指標(biāo)、整體模型適配度指標(biāo)、模型內(nèi)在結(jié)構(gòu)適配度指標(biāo)三方面對模型進(jìn)行評價。結(jié)果表明，量表2 因子的一階假設(shè)理論模型，經(jīng)修正可以擬合。

基本適配度指標(biāo)結(jié)果顯示，估計參數(shù)沒有負(fù)的誤差方差;所有誤差變異均達(dá)到顯著水平(t＞1.96);估計參數(shù)統(tǒng)計量相關(guān)系數(shù)的絕對值介于0.102～0.861 之間，未接近1;潛在變量與測量指標(biāo)間的因子載荷，除項目2為0.421，項目10為0.494 外，其余均介于0.50～0.95 之間;沒有很大的標(biāo)準(zhǔn)誤。以上表明模型沒有違規(guī)估計現(xiàn)象，符合基本適配度指標(biāo)的要求。整體模型適配度指標(biāo)結(jié)果見表5，也符合統(tǒng)計學(xué)要求。模型的內(nèi)在結(jié)構(gòu)適配度指標(biāo)，計算2個因子的組合信度［16］，分別是愉悅性0.919、鎮(zhèn)定性0.848，2個因子的組合信度均大于0.6，表明模型內(nèi)在質(zhì)量較好。因此，情緒性量表的2 因子測量模型與樣本數(shù)據(jù)契合度較好，模型可以被接受。

表4 情緒性量表(20 項)的旋轉(zhuǎn)成分矩陣(n=399)

表5 整體模型適配度的評價指標(biāo)分析結(jié)果(n=307)

2.3 收斂效度 收斂效度(聚合效度，Convergent validity)是指在測驗過程中，測量相同潛在特質(zhì)或構(gòu)念的指標(biāo)變量會位于相同的層面上，且題項或測驗間所得測量值之間具有高度相關(guān)。AMOS 操作中，求各構(gòu)念的收斂效度即檢驗各潛在構(gòu)念的單面向(因子)測量模型的適配度［16］。

愉悅性因子的測量模型經(jīng)修正后，模型檢驗結(jié)果表明11個測量指標(biāo)λ 值的C.R.值均大于1.96(P＜0.05)，整體模型的自由度為30，NC 值=0.752，RMSEA 值＜0.001，GFI 值=0.987，IFI 值=1.004，TLI 值=1.007，CFI 值=1.000，均達(dá)模型適配標(biāo)準(zhǔn)，表示模型修正后可與樣本數(shù)據(jù)契合，愉悅性因子的收斂效度較好。

鎮(zhèn)定性因子的測量模型經(jīng)修正后，模型檢驗結(jié)果表明，9個測量指標(biāo)λ 值的C.R.值均大于1.96(P＜0.05)，整體模型的自由度為22，NC 值=1.602，RMSEA 值=0.044，GFI 值=0.974，IFI 值=0.986，TLI 值=0.977，CFI 值=0.986，均達(dá)模型適配標(biāo)準(zhǔn)，表示模型修正后可與樣本數(shù)據(jù)契合，鎮(zhèn)定性因子的收斂效度較好。

2.4 區(qū)別效度 區(qū)別效度是指構(gòu)面(即量表的因子)所代表的潛在特質(zhì)與其他構(gòu)面所代表的潛在特質(zhì)間有低度相關(guān)或有顯著的差異存在;構(gòu)念間的區(qū)別效度個別測量題項應(yīng)該只反映一個潛在構(gòu)念，測量模型中應(yīng)該沒有跨因素指標(biāo)存在，如有高的跨因素指標(biāo)存在，則表示測量模型的區(qū)別效度不是很好。在AMOS 中，可以采用卡方差異檢驗法來判別量表是否具有區(qū)別效度。單群組兩模型，一個為非限制模型(構(gòu)念間協(xié)方差不限制)，一個為限制模型(構(gòu)念間協(xié)方差限制為1)，然后計算兩個模型的卡方差異量(Δχ2)是否有顯著統(tǒng)計學(xué)意義，如果有，表示兩個因素構(gòu)念有區(qū)別，反之，兩個因素構(gòu)念沒有區(qū)別［16］。

愉悅性與鎮(zhèn)定性區(qū)別效度計算結(jié)果顯示，未受限制模型與受限制模型的卡方差異量有顯著統(tǒng)計學(xué)意義(P＜0.001)，表明量表2 因子之間區(qū)別效度較好，見表6。

2.5 效標(biāo)效度 在樣本1 的北京市公務(wù)員中，選取66人同時用16PF［10-11］進(jìn)行評估作為情緒性量表的效標(biāo)問卷，得到有效問卷64 份，有效率為97.0%。取16PF 量表的因子C 穩(wěn)定性、因子O 憂慮性和因子Q4 緊張性作為情緒性量表總分和兩個因子的效標(biāo)，計算Pearson 相關(guān)系數(shù)，見表7。量表總分、2個因子分與穩(wěn)定性因子呈顯著正相關(guān)，與憂慮性、緊張性因子呈顯著負(fù)相關(guān)，表明量表有較好的效標(biāo)效度。

表6 情緒性量表(20 項)的區(qū)別效度分析結(jié)果(n=307)

表7 情緒性量表(20 項)與效標(biāo)的相關(guān)(n=64)

2.6 信度分析 用樣本1 計算20 項量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach＇s α 系數(shù)為0.902，愉悅性、鎮(zhèn)定性2個因子的Cronbach＇s α 系數(shù)分別為0.918、0.919。由驗證性因子分析結(jié)果可知，用樣本2 計算愉悅性和鎮(zhèn)定性2個因子的組合信度分別為0.919、0.848。以上均表明量表的信度較好。

3 討論

本研究在公務(wù)員群體中對情緒性量表的信效度進(jìn)行了評價，并對量表的項目和結(jié)構(gòu)進(jìn)行了調(diào)整。原量表有27個項目，分為愉悅性、鎮(zhèn)定性和表達(dá)性3個因子。調(diào)整后保留了原量表的愉悅性和鎮(zhèn)定性2個因子20個項目，其中愉悅性因子11個項目，鎮(zhèn)定性因子9個項目。

經(jīng)項目分析，原量表中表達(dá)性因子的項目3、8、14、22 在題總相關(guān)、共同性和因子載荷以及信度等各項指標(biāo)均不符合心理測量學(xué)的要求，在項目分析后即被刪除。表達(dá)性因子的其他3個項目在探索性因子分析時與鎮(zhèn)定性因子合并，分別是項目12“我難以表達(dá)自己的真實感受”，項目16“我隱藏自己的真實感受”和項目24“我不愿向別人說出自己的真實感受”?？紤]到這3個項目與鎮(zhèn)定性因子的意義不符，致使該因子無法命名，其內(nèi)涵也難以解釋。再就是3個項目本身的含義相近，都反映的是是否能表達(dá)真實感受的問題，因此刪除這3個項目，保留原量表的鎮(zhèn)定性和愉悅性兩個因子20個項目。

此外，從心理健康素質(zhì)的內(nèi)涵來講，情緒性作為心理健康素質(zhì)的一個維度，應(yīng)該界定為是一種穩(wěn)定的人格特質(zhì)，量表得分高意味著該個體有更好的情緒管理和調(diào)控能力，有更高水平的心理健康素質(zhì)。而表達(dá)性反映的是是否善于表達(dá)情緒，得分高低與心理健康素質(zhì)的水平并非是直線相關(guān)。雖然有研究表明［17-18］，低表達(dá)性的人容易出現(xiàn)情緒障礙，但不能因此就證明高表達(dá)性的人心理健康素質(zhì)更好。在實際工作生活中，對于公務(wù)員來說，過于心直口快反而可能會導(dǎo)致與領(lǐng)導(dǎo)、同事之間誘發(fā)各種矛盾。該說的時候說，不該說的時候不說，過猶不及，對于表達(dá)性而言，適度表達(dá)才是心理健康素質(zhì)高的表現(xiàn)。尤其對公務(wù)員來說，謹(jǐn)言慎行似乎更被大多數(shù)人所接受。因此，情緒性量表可以刪除表達(dá)性因子，愉悅性與鎮(zhèn)定性兩個因子可以解釋的量表總變異量更高，建構(gòu)效度更好。

探索性因子分析得到的2 因子模型，另選樣本進(jìn)行驗證性因子分析。2 因子模型的基本適配度指標(biāo)、整體模型適配度指標(biāo)、模型內(nèi)在結(jié)構(gòu)適配度指標(biāo)，均符合心理統(tǒng)計學(xué)要求。所以驗證性因子分析的結(jié)果能較好地說明2 因子模型與樣本數(shù)據(jù)的適配程度，也表明量表具有較好的建構(gòu)效度。

量表總分以及2 因子之間與Pearson 相關(guān)系數(shù)以及驗證性因子分析的結(jié)果也表明，2 因子之間的相關(guān)性較低，表明量表的2 因子方向一致，但彼此比較獨立;而且2 因子與總量表的相關(guān)屬于高度相關(guān)，表明2 因子與整體概念相當(dāng)一致，也證明了量表具有良好的建構(gòu)效度。再者，2 因子的收斂效度也都符合心理測量學(xué)的要求。此外，2 因子之間的區(qū)別效度也較好，也符合心理測量學(xué)要求。

情緒性作為一種人格特質(zhì)，可以用16PF 中的相關(guān)因子作為效標(biāo)進(jìn)行效標(biāo)效度的檢驗。本研究選用16PF 的因子C 穩(wěn)定性、O 憂慮性和Q4 緊張性3個因子作為效標(biāo)，結(jié)果顯示，情緒性量表總分與穩(wěn)定性因子顯著正相關(guān)，而與憂慮性和緊張性因子顯著負(fù)相關(guān);鎮(zhèn)定性與穩(wěn)定性顯著正相關(guān);愉悅性因子和穩(wěn)定性因子顯著正相關(guān)，而與憂慮性和緊張性因子顯著負(fù)相關(guān)。表明量表以及2個因子均有良好的效標(biāo)效度。

20 項情緒性量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach＇s α 系數(shù)為0.902，愉悅性和鎮(zhèn)定性2個因子的Cronbach＇s α 系數(shù)均大于0.9，組合信度均大于0.6，都表明量表有良好的信度。

綜上可知，20 項情緒性量表具有良好的信效度，可以作為測量和評估我國公務(wù)員情緒性的工具。

［1］Burger J M.著，陳日昌，等譯.人格心理學(xué)［M］.6 版.北京:中國輕工業(yè)出版社，2004:157-179

［2］洪煒，張嚴(yán).心理健康素質(zhì)測評系統(tǒng)、中國成年人情緒性量表的編制［J］.心理與行為研究，2012，10(4):262-268

［3］張嚴(yán).中國成年人情緒性量表的編制及全國常模的建立［D］.北京:北京大學(xué)，2013

［4］梁寶勇.心理健康素質(zhì)測評系統(tǒng)·基本概念、理論與編制構(gòu)思［J］.心理與行為研究，2012，10(4):241-247

［5］郝樹偉.公務(wù)員心理彈性、情緒性與壓力和心理健康關(guān)系的研究［D］.北京:北京大學(xué)，2014

［6］遲春梅.中國人情緒性人格維度的結(jié)構(gòu)與測量［D］.北京:北京大學(xué)，2005

［7］Kring A M，Smith D A，Neale J M.Individual differences in dispositional expressiveness:Development and validation of the Emotional Expressivity Scale［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1994，66:934-949

［8］陳仲庚.艾森克人格問卷的項目分析［J］.心理學(xué)報，1983，28(2):211-218

［9］龔耀先.艾森克個性問卷在我國的修訂［J］.心理科學(xué)通訊，1984，21(4):13-20，67-69

［10］戴忠恒、祝蓓里.卡氏十六種人格因素量表(修訂本)手冊［M］.上海:華東師范大學(xué)，1988:194-194

［11］祝蓓里，戴忠恒.卡氏十六種人格因素中國常模的修訂［J］.心理科學(xué)通訊，1988，25(6):16-20

［12］王孟成，戴曉陽，姚樹橋.中國大五人格問卷的初步編制Ⅰ:理論框架與信度分析［J］.中國臨床心理學(xué)雜志，2010，18(5):545-548

［13］劉文，鄧銳，馬錦飛.中學(xué)生氣質(zhì)問卷:結(jié)構(gòu)、信度及效度［J］.中國健康心理學(xué)雜志，2013，21(11):1695-1698

［14］丁玲，趙楠，丁小斌，等.情緒調(diào)節(jié)困難量表在中國青少年中的信效度檢驗［J］.中國健康心理學(xué)雜志，2014，22(3):363-366

［15］吳明隆.問卷統(tǒng)計分析實務(wù)-SPSS 操作與應(yīng)用［M］.重慶:重慶大學(xué)出版社，2010:158-235

［16］吳明隆.結(jié)構(gòu)方程模型-AMOS 的操作與應(yīng)用［M］.2 版.重慶:重慶大學(xué)出版社，2010:54-55，467-475

［17］Katz I M，Campbell J D.Ambivalence over emotional expression and well-being:Nomothetic and idiographic tests of the stress-buffering hypothesis［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1994，67:513-524

［18］Mantani T，Saeki T，Inoue S，et al.Factors related to anxiety and depression in women with breast cancer and their husbands:Role of alexithymia and family functioning［J］.Support Care Cancer，2007，15(7):859-868