試論我國青少年“理想—現(xiàn)實”自我差異量表的編制

杜健+祖雅桐

[摘 要]以Higgins的自我差異理論為基礎，以500名初、高中學生為被試對象，最終編制成含有37個項目且專門針對我國青少年“理想—現(xiàn)實”自我差異量表，其中包括：學業(yè)自我、生理自我、心理自我、社會自我、生活自我、總體評價等六大維度。經(jīng)檢驗，該量表具有很高的內(nèi)部一致性信度，與《Song-Hattie自我概念量表》相容效度良好，而且通過驗證性因素分析，證明其具有較好的結構效度。

[關鍵詞]青少年；“理想—現(xiàn)實”自我差異；量表編制

[中圖分類號]G412 [文獻標識碼]A [文章編號]1002-2007（2015）02-0053-07

自我是一個多層次，多維度的復雜系統(tǒng)，而非一個單一的結構。因此，自我的各個部分之間的相互關系，對于各種心理機能的正常運作以及個體的心理健康具有重要作用。許多心理學理論及實證研究都已證明了這種觀點。如從機能主義學派的詹姆斯到精神分析學派的弗洛伊德、榮格、埃里克森，再到人本主義學派的馬斯洛、羅杰斯，認知學派的費斯廷格等都主張自我的各個成分之間應當協(xié)調(diào)一致。

美國心理學家Higins在吸取前人研究的基礎上，于1987年提出了“自我差異理論”（Self-Discrepancy Theory），該理論的主要目的是根據(jù)特定自我成分間的不協(xié)調(diào)預測特定類型的情緒苦惱。理論假設存在三種自我領域：現(xiàn)實自我（actual-self），是一個人相信其實際具有某種屬性的表征；理想自我（ideal-self），是一個人希望其理想地具有某種屬性的表征（希望，抱負或愿望）；應該自我（ought-self），是一個人相信其應該具有某種屬性的表征（責任，義務或本分）。理想自我與應該自我又被稱為自我導向（self-guides）?，F(xiàn)實自我與自我導向之間的差距被稱為自我差異（self-discrepancy）。Higgins進一步預測，現(xiàn)實自我與理想自我之間的差異將會導致抑郁相關的情緒（如沮喪、失望和悲傷）；現(xiàn)實自我與應該自我之間的差異將會導致焦慮相關的情緒（如恐懼、威脅和坐立不安）。

相比于其他年齡群體，青少年更加容易受到自我差異所帶來的情緒問題的困擾。埃里克森認為，青少年是自我同一性形成的重要時期。進入青春期的青少年對自身更為關注，對與自身相關的諸多問題，如“我是什么樣的人”、“我要變成什么樣的人”等問題的思索會反復困擾他們。加之，我國的青少年正處于中學階段，面臨中考、高考的嚴峻考驗。與其他階段相比，處于這一時期的個體在心理上更加脆弱，常常會產(chǎn)生自我評價下降，并對未來抱有許多不切實際的幻想，從而使得現(xiàn)實自我的發(fā)展落后于理想自我，以致二者之間的矛盾和距離加大。如果不能正確地處理二者之間的關系，就很可能會產(chǎn)生相關的情緒問題，從而嚴重影響心理健康水平。在進一步探討青少年自我差異的成因、后果及預防、改善措施之前，首先面臨的一個問題就是，如何適當?shù)販y量青少年的自我差異。

Higgins的經(jīng)典測量方法是，要求被試者生成屬性列表去描述他們的現(xiàn)實自我、理想自我與應該自我。對于給出的列表對兒，自我一差異分數(shù)被計算，通過比較跨列表的屬性，并且從“不匹配”屬性的數(shù)量（即反義的）中減去“匹配”屬性的數(shù)量（即同義的）得出分數(shù)。更高的分數(shù)反映了更大的自我-差異。這種方法的缺陷是：意義相反詞匯的數(shù)量而非程度相減，因此較為不精確。結果，受到評判者主觀影響較大，較不客觀。每個被試者書寫的詞匯不一致，無法批量化進行統(tǒng)計，費事費力。

隨著心理測量理論及各種心理量表的發(fā)展，經(jīng)典的自我差異開放式測量方法已經(jīng)逐漸被淘汰。目前，國內(nèi)自我差異研究所采用的主要方法是使用現(xiàn)有的自我概念量表，更改指導語分別測量三種自我領域的方式。這種方法的缺陷首先是對于自我概念的評價維度未必完全適用于自我差異的評定，如某些項目可能在現(xiàn)實自我中對于個體較為重要，而在理想或應該自我上并不受到重視，因此不具有良好的區(qū)分度。其次，現(xiàn)已編制的自我差異量表多數(shù)針對大學生群體，如大學生現(xiàn)實自我與理想自我問卷、大學生自我概念問卷、大學生理想自我與現(xiàn)實自我差異問卷等，并不適用于青少年群體。最后，Higgins最初用于測量自我差異的材料是描述自我的詞語（如“美麗的”），而非句子（如“我的容貌使我自豪”），因此使用這樣的量表進行測量，是否符合自我差異測量的初衷以及是否能夠重復驗證Higgins最初的結論，都有待商榷。

綜上所述，以往的自我差異測量工具都存在某些缺陷，且沒有一個專門針對我國青少年的自我差異量表。因此，本研究的目的在于編制一個符合青少年心理特點的，相對完善的自我差異量表，從而為日后的各種自我差異研究奠定基礎。需要說明的是，此次編制青少年理想一現(xiàn)實自我差異量表的目的并非探索青少年自我概念中所包含的全部維度和內(nèi)容，而是要挑選出對于青少年這個特殊群體比較關鍵的，具有代表性和具有區(qū)分度的自我差異項目。因此，最終編制出的量表維度可能與以往籠統(tǒng)的自我概念結構有所不同。

一、對象與方法

（一）對象

隨機選取長春市某初、高中4個班級的學生，年齡從12歲到19歲。最初發(fā)放問卷500份。為了保證數(shù)據(jù)的質量，對回收的數(shù)據(jù)進行了嚴格的篩選，剔除由于胡亂作答產(chǎn)生的無效數(shù)據(jù)。剔除標準如下：（1）缺失值過多（等于或超過5個）；（2）在問卷中三道明確的消極特質題目（懶惰、體弱多病、優(yōu)柔寡斷）上任意一道的理想自我高于現(xiàn)實自我；（3）其余題目根據(jù)此次作答的結果，自我差異值負值率小于5%的定義為積極特質，若在積極特質中有過多的理想自我低于現(xiàn)實自我（等于或超過5個）。經(jīng)過篩選，最終確定獲得有效問卷數(shù)量243份。其中，初一67人（37男，30女），初二74人（41男，33女），高一54人（24男，30女），高二48人（20男，28女）。男生總計122人，女生121人。

（二）量表編制

問卷題目最初來源于現(xiàn)有的各種自我概念問卷及已經(jīng)編制好的自我差異問卷，包括：田納西自我概念問卷（TSCS）、自我描述問卷I型（SDQ I）、自我描述問卷II型（SDQ11）、Piers-Harris兒童自我意識量表（PHCSS）、Song-Hattie自我概念量表、北師大心理測驗中的自我概念量表（SCT）、Wallance自我概念量表（WSCS）、大學生自我概念量表、大學生現(xiàn)實自我與理想自我問卷、大學生自我概念問卷、大學生理想自我與現(xiàn)實自我差異問卷、理想自我量表、自我認知量表、青年自我量表。

將以上問卷的所有題目按照所測量的維度進行歸類，合并相同或類似的題項，并挑取其中具有代表性的題目，將題目的語言描述改換成適合于青少年理解和接受，并適合進行現(xiàn)實和理想兩種測量的說法。

最終確定87道題目，并將其初步歸為6個大因素25個小因素。具體維度如下：①學業(yè)自我（數(shù)學能力、語文能力、外語能力、其他能力、總體評價），②生理自我（容貌、外貌、身體能力、健康、智力），③心理自我（品德、情緒情感、自我認識、性格），④社會自我（家庭關系、同性同伴關系、異性同伴關系、同伴總體評價、師生關系），⑤關聯(lián)自我（生活態(tài)度、生活環(huán)境、生活狀態(tài)、理想、經(jīng)濟），⑥總體評價。

為了防止被試者將相鄰題目主觀歸類為同一維度，從而做出相似的反應并產(chǎn)生習慣誤差，我們將不同維度的題目隨機打亂分散在問卷當中。量表采用從“完全不符”到“完全符合”的6等級式評定，且每道題目均包括現(xiàn)實自我和理想自我兩次評價。自我差異得分為理想自我得分減去現(xiàn)實自我得分。

（三）效標效度問卷

《Song-Hattie自我概念量表》是由Song和Hattie編制（1984），后由周國韜、賀嶺峰修訂（1996）。修訂后的量表與Marsh的自我描述問卷相關度為0.81，再測信度為0.83。該表共有35道題目，分為學業(yè)自我和非學業(yè)自我兩個大維度。其中，學業(yè)自我包括：能力自我、成就自我、班級自我。非學業(yè)自我包括：家庭自我、同伴自我、身體自我、自信自我。其中，家庭自我與同伴自我又構成社會自我，身體自我與自信自我又構成自我呈現(xiàn)。

二、結果

（一）項目分析

1.平均數(shù)偏離檢驗：項目平均數(shù)超過全量表平均數(shù)（1.060）的正負1.5個標準差（0.516×1.5）視為項目平均數(shù)明顯偏離。

2.標準差偏離檢驗：標準差過小會導致低鑒別度，根據(jù)本次測驗實際情況定義為標準差小于0.9。

3.偏態(tài)檢驗：偏態(tài)絕對值過大會導致天花板效應或地板效應，從而引起低鑒別度，本次定義為偏態(tài)系數(shù)絕對值大于1.5。

4.極端組比較：為了檢驗項目是否具有鑒別度，我們將所有被試者的自我差異總得分依照高低順序進行排列，然后選出最低分（前27%）與最低分（后27%）兩組，并用t檢驗比較兩組每道題目得分上是否具有顯著差異。

5.題目與總分相關：量表中與差異總分的相關度過小的題目將被視為低區(qū)分度的題目。

根據(jù)以上5條標準，只有第10題（感到與以前相比，自己成長了）和第11題（感覺到自己是一個男孩兒/女孩兒真實太好了）在三項上不合格，故優(yōu)先刪除，其余題目最多只在一項上不合格，暫時保留。

（二）探索性因素分析

使用主成分分析法進行因素抽取，使用最大變異法進行轉軸，對剩余的85道題目進行反復的探索性因素分析（詳見表1）。刪除因子負荷過小的題目，在兩個因子上都負荷較大的題目，以及在本因子內(nèi)明顯與其他項目內(nèi)容不符的題目，最后剩余37道題目。KMO（O.861）與Bart-lett's球形檢驗（Bartlettx²=3345.517，p<0.001）表明適合進行因素分析。

以特征值大于1的方式進行抽取，共得到9個共同因素，累計解釋總變異量的59.391%。碎石圖也表明成分數(shù)在9左右時下降趨勢明顯減緩，因此決定提取9個共同因子。量表因子，項目及負荷詳見表2。其中，容貌與身體能力分量表可統(tǒng)稱為“生理自我”，師生及親子關系與同伴關系分量表可統(tǒng)稱為“社會自我”，生活態(tài)度與生活環(huán)境分量表可統(tǒng)稱為“生活自我”。

（三）效度分析

1.結構效度分析使用新編制的問卷對長春市初、高中生再一次施測，獲得有效問卷266份（男生125人，女生141人）。使用Amos對問卷結果進行驗證性因素分析，各項指標如下：

各項指標處于可接受范圍之內(nèi)，證明模型擬合度良好，該量表具有較好的結構效度。

2.相容效度分析

自編量表各維度與使用《Song-Hattie自我概念量表》測得的自我差異得分如下：學業(yè)自我0.721（P<0.01），生理自我0.767（P<0.01），同伴自我0.724（P<0.01），社會自我0.715（P<0.01），自我差異總分0.857（P<0.01），證明該量表具有較好的相容效度。

（四）信度分析

使用克隆巴赫α系數(shù)檢驗量表內(nèi)部一致性信度。各分量表及總量表的題目數(shù)與α系數(shù)詳見表3。結果表明量表總體及各分量表信度良好。

三、討論

本研究基于Higgins的自我差異理論，針對我國青少年進行了問卷調(diào)查，經(jīng)過嚴密的統(tǒng)計分析，最終編制出含有37個項目的青少年“理想—現(xiàn)實”自我差異量表。研究結果表明，我國青少年的理想一現(xiàn)實自我差異主要集中在學業(yè)、容貌、身體能力、心理、師生及親子關系、同伴關系、生活態(tài)度、生活環(huán)境及總體評價這9個方面。量表總體內(nèi)部一致性系數(shù)為0.907，因此具有較好的內(nèi)部一致性信度；與《Song-Hattie自我概念量表》得分相關度為0.857（P<0.01），因此具有較好的相容效度；驗證性因素分析表明與理論模型具有很好的擬合，因此具有較好的結構效度。

該量表的編制具有如下兩方面的重要意義：

（一）它是專門針對“理想—現(xiàn)實”自我差異所編制的量表

由于以往自我差異量表多數(shù)是由自我概念量表或人格量表直接加上新的指導語測試兩遍而得到的，因而具有一定的缺陷。在此，我們希望編制一個專門測量“理想—現(xiàn)實”自我差異的心理學量表。在這里，我們有一個最初的假設，此量表的編制也是在這個假設成立的前提下進行的。即，自我概念的評價維度和內(nèi)容包含自我差異的維度和內(nèi)容，但并不完全適用于自我差異。在此前提下，我們依照如下的步驟編制了量表：

首先，我們廣泛參考了各種自我概念的結構理論及量表，列出了綜合各家之長的自我概念結構，并將題目分配到各個維度當中去，形成了一個非常龐大和繁瑣的雙向細目表。其實，如果要準確地確定自我概念的結構，這種簡單的合并方式是不妥的。因為每個量表均來源于不同心理學家提出的不同的自我概念結構理論，他們之間可能存在著重疊、交叉或者沖突，而且我們也沒有對其進行驗證。因此，簡單合并之后，我們并不能對其予以合理的理論解釋。但是，確定自我概念結構并非我們的意圖，我們的目的是盡可能多的將可能成為自我差異的因素和內(nèi)容納入到最初的問卷之中，避免遺漏。至于它究竟是不是我們所需要的題目，它的結構究竟是否符合實際，將在測量之后的統(tǒng)計中進行探索和驗證。

其后，經(jīng)過心理學專業(yè)人員討論并對其歸類，將相似的維度和題目進行合并，整理出包含兩個級別共6大因素，25個小因素，87道題目的初始問卷，可以說這87道題目能夠較好地做到以最少的題目數(shù)量涵蓋盡可能多的自我概念內(nèi)容。但到這一刻為止，它還僅僅是一個一般意義上的自我概念量表，而非自我差異量表。

接著，我們將它添加上測量現(xiàn)實自我和理想自我的指導語，并要求被試者同時回答，這時它已經(jīng)具備了測量自我差異的功能，但是與以往研究者的做法無異，仍然不能算是一個專門的自我差異量表，充其量只能算作是自我概念量表的改良。

最后，經(jīng)過對收集數(shù)據(jù)的各種統(tǒng)計分析，剔除了包含在自我概念內(nèi)容之內(nèi)，但不符合自我差異測量的題目，構成了由37道題目組成的“理想一現(xiàn)實”自我差異量表。

（二）它是專門針對我國青少年這個特殊群體所編制的量表

國外的自我差異量表由于存在著文化差異而無法直接適用于中國，而國內(nèi)自我差異的研究主要集中于大學生群體，所編制的量表也多數(shù)是針對大學生的。考慮到中國的中學生面臨著中考、高考，并且正處于青春期這一關鍵時期，因此與其他年齡段的群體有著很大差異。我們必須要編制一個適用于中國青少年這一特殊群體的自我差異量表。

我們所編制的量表正好符合了這一要求，所選擇的題目符合青少年的身心發(fā)展特點，能較好的涵蓋青少年所關心的自我差異方面。將以往量表題目中晦澀的言語用簡單平實的話予以表述，因此量表中并沒有對于他們來說冗余和不能理解的內(nèi)容。此外，還用中學生群體作為被試者進行測量，得到了這一特殊群體的測量數(shù)據(jù)，并據(jù)此驗證了量表的信度和效度。

四、不足及未來的研究方向

雖然我們使用了科學的方法對青少年的自我差異問題進行了初步的研究，但是由于條件所限，仍然存在一些缺陷和有待改進的地方，主要表現(xiàn)在以下三個方面：

（一）沒有使用初三及高三學生作為被試。由于初三和高三的中學生面臨嚴峻的中考和高考的壓力，為了不占用他們的寶貴時間，本次研究所選擇的被試者并沒有包含這兩個年級的學生。但是，正是由于他們處于這一特殊時期，可能使他們的心理具有不同于一、二年級青少年的獨特表征。那么，在未來將他們納入到研究對象中，或是專門針對這一群體進行研究將是必不可少的。

（二）樣本容量偏小。本研究最初均使用了500個被試者，但是經(jīng)過對問卷的嚴格篩選，最終分別剩下有效問卷243份。由此可見，問卷調(diào)查最終有效的數(shù)據(jù)往往只能剩下最初施測被試的一半左右。因此，最初的施測量一定要足夠大，才能保證經(jīng)過層層篩選的有效數(shù)據(jù)的數(shù)量。未來，在人力和時間允許的情況下，需要對于更廣的群體樣本進行施測，以檢驗本研究的結果。

（三）題目來源偏少。本次編制問卷所用的題目大多數(shù)來自于各種已有的自我和人格量表，雖然參考的量表數(shù)量眾多，但是問題的來源仍稍顯單一。在未來的研究中，可以更多的采用訪談、開放性問卷等方法來收集更多的題目來源，以保證初測的題目能夠更好的涵蓋對于青少年自我差異具有重要意義的詞匯。

最后，我們希望通過這篇文章，喚起發(fā)展與教育心理學，及人格與社會心理學工作者們對于青少年以及自我差異理論的關注。我們認為這是一個多學科結合的良好交叉點，無論在理論上還是實踐中都具有重要的研究價值。我們所編制的量表已經(jīng)為這個領域的研究做出了初步的貢獻，未來的研究應當從多個側面檢驗并發(fā)展這個量表，并且將其應用于更加廣闊的領域。