中文版Grasmick 自我控制量表在罪犯群體的跨樣本信效度檢驗(yàn)

楊學(xué)鋒 楊茗美

（1 中國刑事警察學(xué)院公安基礎(chǔ)部，沈陽 110035；2 澳門大學(xué)社會學(xué)系，澳門 999078）

1 引言

盡管“自我控制”這一名詞對于心理學(xué)家來說并不陌生（關(guān)元 等，2018），但是，將其納入犯罪學(xué)領(lǐng)域 是 相 對 晚 近 的 事 情 （Gottfredson＆Hirschi，1990），而且無論是概念性定義還是操作化結(jié)果均有所差異。此外，在西方犯罪學(xué)領(lǐng)域內(nèi)，盡管自我控制理論的兩位創(chuàng)制者Gottfredson與Hirschi宣稱是在社會學(xué)意義上使用著這一名詞，從而反對將自我控制作為心理學(xué)意義上的一種個(gè)人特質(zhì)，但是，在比較了各種不同的操作化路徑之后，絕大多數(shù)實(shí)證研究者還是青睞于頗具心理學(xué)色彩的態(tài)度測量法，其中尤以Grasmick自我控制量表最為常見。

然而，如同實(shí)證犯罪學(xué)中幾乎所有的量具一樣，Grasmick自我控制量表的標(biāo)準(zhǔn)化過程即便在西方犯罪學(xué)界亦尚未徹底完成。此外，在引入到本土犯罪學(xué)之后，研究者大多在實(shí)證研究中武斷地采取了加總各道題目得分的方式，這相當(dāng)于未加檢驗(yàn)地承認(rèn)了該量表的簡單可加性或曰一階單維度結(jié)構(gòu)，而后者實(shí)際上是一個(gè)尚無定論的研究假設(shè)。一方面，基于經(jīng)典測驗(yàn)理論的視角，這種簡便的處理方式似乎具有一定程度的合理性；另一方面，鑒于經(jīng)典測量理論本身無法克服的某些局限，有必要利用其它更為適切的統(tǒng)計(jì)方法對Grasmick自我控制量表進(jìn)行更進(jìn)一步的信效度檢驗(yàn)。更具本土化意義的是，那些基于西方樣本數(shù)據(jù)的心理測量學(xué)研究結(jié)果通常不能自動地成為本土適用的證據(jù)，而應(yīng)當(dāng)進(jìn)行必要的復(fù)證和修訂。就此而言，鑒于本土犯罪學(xué)實(shí)證研究的總體狀況，在多個(gè)罪犯樣本中對中文版Grasmick自我控制量表進(jìn)行更為適切的信效度檢驗(yàn)，是促進(jìn)該量表的標(biāo)準(zhǔn)化，乃至促進(jìn)本土學(xué)者對自我控制理論進(jìn)行實(shí)證研究的基礎(chǔ)工作。

2 自我控制理論與Grasmick量表

1990年，美國著名的犯罪學(xué)家戈特弗里德森與赫希合作出版了《犯罪的一般理論》（Gottfredson＆Hirschi，1990）。近二十年之后，這一著作的中文譯本在中國出版（戈特弗里德森，赫希，2009）。通常而言，這個(gè)被創(chuàng)制者自詡的“一般理論”在犯罪學(xué)界被更加具體地稱為“自我控制理論”。在自我控制理論視角之下，犯罪性的實(shí)質(zhì)被歸結(jié)為行為人本身的低自我控制水平。而且，兩位創(chuàng)制者大膽地聲稱，自我控制是“可以預(yù)測犯罪和相關(guān)行為的惟一的、穩(wěn)定的個(gè)體特征”（Gottfredson＆Hirschi，1990）。

自我控制理論從犯罪行為的特點(diǎn)反推了犯罪主體的六個(gè)基本特征：缺乏自我控制的人傾向于沖動、冷漠、尚體、冒險(xiǎn)、短視、寡言……由于這些特質(zhì)有相當(dāng)大的傾向共同出現(xiàn)在一個(gè)人身上，而且這些特質(zhì)往往持續(xù)終生，因此有理由認(rèn)為它們構(gòu)成了可以用于解釋犯罪的一個(gè)穩(wěn)定的概念 （Gottfredson＆Hirschi，1990）。

基于上述素描性刻畫，Grasmick等人（1 993）創(chuàng)制了一個(gè)包括6個(gè)維度、24道題目的李克特4分制態(tài)度量表（1 ＝完全同意；2 ＝基本同意；3＝基本不同意；4＝完全不同意），后來被簡稱為Grasmick自我控制量表。歷經(jīng)約二十年的理論發(fā)展與實(shí)證檢驗(yàn)，自我控制理論以及Grasmick量表在西方犯罪學(xué)界獲得了廣泛認(rèn)可。迄今為止的兩項(xiàng)薈萃分析結(jié)果表明，自我控制水平對于犯罪和被害的平均效應(yīng)度分別為0.250和0.154（Pratt＆Cullen，2000；Pratt et al.，2014），超過了或者至少不低于許多經(jīng)典犯罪學(xué)理論的核心變量，如刑事威懾、一般緊張、社會學(xué)習(xí)等。而且，在既往的實(shí)證檢驗(yàn)中，最為常用的自我控制量具是Grasmick量表或其衍生版本（Walters，2016）。

亞洲犯罪學(xué)學(xué)會的創(chuàng)任會長、現(xiàn)就職于澳門大學(xué)的劉建宏教授最早將Grasmick自我控制量表譯為中文并引入到本土化語境下的自述調(diào)查之中（劉建宏，2011）。本文將其稱作原始中文版Grasmick量表，其基本結(jié)構(gòu)與具體題目參見表1。計(jì)分規(guī)則保持與Grasmick等（1 993）一致，即采取李克特4分制規(guī)則，具體而言：1＝完全同意、2＝基本同意、3＝基本不同意、4＝完全不同意。

表1 原始中文版Grasmick量表的6個(gè)維度及24道題目

3 Grasmick自我控制量表的標(biāo)準(zhǔn)化歷程與本土化修訂

如前所述，按照兩位創(chuàng)制者的理論預(yù)期，自我控制的各個(gè)維度將“共同出現(xiàn)在一個(gè)人身上”（Gottfredson＆Hirschi，1990）。然而這一基礎(chǔ)性的單維度假設(shè)在實(shí)證檢驗(yàn)中尚未獲得充分一致的、確鑿的經(jīng)驗(yàn)支持。

Grasmick等人（1 993）創(chuàng)制并基于經(jīng)典測驗(yàn)理論簡要地檢驗(yàn)了Grasmick量表的結(jié)構(gòu)效度，繼而證實(shí)了它在389名美國一般成年人自述的暴力或欺騙行為方面的預(yù)測效度。具體而言，Grasmick等人發(fā)現(xiàn)，Grasmick量表具有較高的內(nèi)部一致性（Cronbach’s α＝0.805）；探索性因子分析結(jié)果呈現(xiàn)了六個(gè)大于1的特征根，而且，第一與第二特征根之差遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其它相鄰特征根之差。據(jù)此，Grasmick等人認(rèn)為，Grasmick量表滿足自我控制理論的一階單維度假設(shè)。然而，Arneklev等人（1 993）在利用同一數(shù)據(jù)集檢驗(yàn)自我控制對于吸煙、飲酒、賭博等“不謹(jǐn)慎行為”的預(yù)測效度時(shí)，并沒有延續(xù)使用Grasmick量表的一階單因子模型，而是進(jìn)一步比較了它與一階六因子模型的相對效力。結(jié)果表明，在Grasmick量表的六個(gè)維度中，僅有“沖動性”維度所包括的4道題目的Cronbach’s α略低于常用的0.70水平，而其余維度均達(dá)到或超過了這一基本要求。Arneklev等人發(fā)現(xiàn)，就結(jié)構(gòu)效度而言，一階單因子與一階六因子模型都是可以接受的；就預(yù)測效度而言，兩者均沒有完全達(dá)到自我控制理論的預(yù)期。鑒于這些不盡一致的結(jié)果，Arneklev等人建議，未來的研究有必要進(jìn)一步關(guān)注Grasmick量表的標(biāo)準(zhǔn)化問題?；?75名美國高中生的自述數(shù)據(jù)，Wood等人（1 993）發(fā)現(xiàn)，盡管Grasmick量表具有較高的內(nèi)部一致性（Cronbach’s α＝0.88），而且探索性分析表明第一與第二特征根的差異最大，但是，六個(gè)大于1的特征根以及相應(yīng)的因子載荷均傾向于支持一階六因子模型。此外，基于被解釋的因變量變異比例而言，一階六因子模型呈現(xiàn)出相對略高的優(yōu)勢，特別是其中的冒險(xiǎn)性維度表現(xiàn)出穩(wěn)健的統(tǒng)計(jì)顯著性。

Longshore等人（1 996）較早地借助驗(yàn)證性因子分析方法檢驗(yàn)了Grasmick量表的心理測量學(xué)性質(zhì)，并將其適用范圍從既往的一般成年人或青少年群體擴(kuò)展至更貼近犯罪學(xué)本義的犯罪人群體。此外，Longshore等人在四個(gè)方面修訂了Grasmick量表：第一，使用剔除了題目P4之后的23道題目作為自我控制的初始量具和分析起點(diǎn)；第二，將計(jì)分制由4分制改為5分制；第三，對某些題目的措辭進(jìn)行了細(xì)微調(diào)整；第四，將其中的7道題目改寫為反意陳述。在此基礎(chǔ)上，Longshore等人使用探索性因子分析方法只發(fā)現(xiàn)了五個(gè)大于1的特征根。之后，基于因子載荷的顯著性，Longshore等分別在一階單因子模型中剔除了3道題目，在一階五因子模型中剔除了2道題目。換言之，一階單因子模型中包括了20道題目；一階五因子模型中包括了21道題目。為了比較上述兩個(gè)測量模型的擬合優(yōu)度，Longshore等人在容許某些誤差變量相關(guān)的條件下基于驗(yàn)證性因子分析的CFI指標(biāo)為一階五因子模型提供了經(jīng)驗(yàn)支持。然而，Piquero與Rosay（1 998）對這種容許誤差變量相關(guān)的驗(yàn)證性因子分析方法提出了質(zhì)疑，并且在進(jìn)一步剔除了其中的一道題目之后發(fā)現(xiàn)，剩余的19道題目依然具有可接受的內(nèi)部一致性（Cronbach’s α＝0.71），而且，驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果傾向于支持Grasmick量表具有二階單因子結(jié)構(gòu)。Longshore等人（1 998）一方面進(jìn)行了方法論上的辯護(hù)，另一方面則認(rèn)為容許誤差變量相關(guān)的一階五因子模型與Grasmick量表的二階單因子模型并不存在根本性的矛盾。

隨著研究者越來越普遍地認(rèn)識到經(jīng)典測驗(yàn)理論的局限，驗(yàn)證性因子分析的方法獲得了更多的應(yīng)用。Arneklev等人（1 999）基于美國社會的390名一般成年人口以及289名美國大學(xué)生的相關(guān)數(shù)據(jù)，利用驗(yàn)證性因子分析方法進(jìn)一步支持了Grasmick量表在兩個(gè)不同的樣本中具有相同的二階單因子結(jié)構(gòu)——在一階層次上服從六因子結(jié)構(gòu)，進(jìn)而在二階層次上服從單因子結(jié)構(gòu)。

然而，Delisi等人（2003）在分析了208名美國成年男性假釋犯對于5分制Grasmick量表的自填式調(diào)查數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，盡管Cronbach’s α以及探索性因子分析均支持Grasmick量表的一階單維度假設(shè)，但是，驗(yàn)證性因子分析方法對于三種測量模型的檢驗(yàn)結(jié)果表明，一階六因子模型的擬合優(yōu)度顯著地高于一階及二階單因子模型。類似地，Vazsonyi等人（2004）將自我控制理論應(yīng)用于335名日本大學(xué)生時(shí)，利用驗(yàn)證性因子分析方法發(fā)現(xiàn)，剔除了2道題目后的5分制Grasmick量表更加擬合于一階六因子模型。

Piquero等人（2000）除了繼續(xù)使用探索性和驗(yàn)證性因子分析等方法之外，首次應(yīng)用Rasch模型檢驗(yàn)了5分制Grasmick量表的單維度假設(shè)。具體而言，Piquero等人基于233名美國大學(xué)生的自填問卷數(shù)據(jù)，利用探索性因子分析方法發(fā)現(xiàn)了六個(gè)大于1的特征根，而且第一與第二特征根的差異最大，兩者之比約為2.26。此外，驗(yàn)證性因子分析結(jié)果為二階單因子模型提供了經(jīng)驗(yàn)支持。然而，Rasch模型表明，有11道題目出現(xiàn)了顯著的不擬合，還有另外3道題目在不同性別的群體中表現(xiàn)出了顯著的功能差異。概括而言，Piquero等人發(fā)現(xiàn)，盡管驗(yàn)證性因子分析結(jié)果表明，Grasmick量表的二階單因子模型似乎是可以接受的，但是，Rasch模型分析結(jié)果表明，為了確保Grasmick量表滿足單維度假設(shè)，尚需要進(jìn)一步的修訂。若干年之后，Higgins（2007）基于303名美國大學(xué)生對于4分制Grasmick量表的自填數(shù)據(jù)，再次使用Rasch模型印證了它并不完全滿足單維度假設(shè)。概括而言，在剔除了不擬合或功能差異的8道題目之后，Higgins發(fā)現(xiàn)，由剩余的16道題目構(gòu)成的修訂版本能夠更好地?cái)M合Rasch模型，而且符合自我控制理論的單維度假設(shè)。

楊學(xué)鋒（2018a）以537名本土強(qiáng)制戒毒者為樣本，綜合利用探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析、Rasch模型等方法首次檢驗(yàn)了原始中文版Grasmick量表的心理測量學(xué)性質(zhì)，并最終將其初步修訂為由18道題目構(gòu)成的二階單因子結(jié)構(gòu)。本文將后者稱為修訂中文版Grasmick量表。以表1為參照，修訂中文版Grasmick量表的18道題目分別為：I1，I2，I3，I4，P3，P4，R2，R3，R4，S3，S4，SC2，SC3，SC4，T1，T2，T3，T4?？梢钥吹?，修訂中文版Grasmick量表依然涵蓋了自我控制概念的所有六個(gè)維度，但各維度下的題目數(shù)量有所差異；計(jì)分規(guī)則保持不變，即李克特4分制，具體為：1＝完全同意、2＝基本同意、3＝基本不同意、4＝完全不同意。楊學(xué)鋒（2018b）進(jìn)一步利用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)了修訂中文版Grasmick量表在既往越軌或犯罪行為、復(fù)吸傾向等多個(gè)因變量上的預(yù)測效度，從而為自我控制理論是否能夠一般性地適用于中國語境提供了初步的依據(jù)。

除此之外，本土犯罪學(xué)實(shí)證研究在部分地或全部地使用Grasmick量表時(shí)，大多未加檢驗(yàn)地將其進(jìn)行簡單加總的統(tǒng)計(jì)處理，這在實(shí)際上意味著不加批判地接受了自我控制理論的一階單維度假設(shè)。在此可以概括地指出，由于本土學(xué)者對于中文版Grasmick量表的測量學(xué)性質(zhì)尚未做出充分的實(shí)證檢驗(yàn)，那些基于簡單加總方法的本土化實(shí)證研究并不符合科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)性的基本要求。

為此，本文將利用近年來收集到的多個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)一步檢驗(yàn)中文版Grasmick量表的測量學(xué)性質(zhì)，進(jìn)而希冀在本土語境下推動自我控制量具的標(biāo)準(zhǔn)化進(jìn)程，進(jìn)而推動本土學(xué)者對自我控制理論進(jìn)行更高質(zhì)量的實(shí)證檢驗(yàn)。

4 研究方法

4.1 研究對象

本文使用了近幾年在不同地區(qū)收集到的四個(gè)樣本。具體而言，樣本一來自西南地區(qū)某市的四個(gè)強(qiáng)制戒毒所，有效容量為537，其中包括345名男性和192名女性，平均年齡為35.27歲；樣本二來自東北地區(qū)某座城市的一所監(jiān)獄，有效容量為140，其中包括44名男性和96名女性，平均年齡為41.32歲；樣本三來自東北地區(qū)另一座城市的一個(gè)看守所，有效容量為145，均為男性，平均年齡為38.08歲；樣本四來自華東地區(qū)某市的一個(gè)看守所，有效容量為397，其中包括198名男性和199名女性，平均年齡為32.85歲。依據(jù)匿名、自愿、無害等基本操作規(guī)范，上述樣本分別在2013至2017年間完成了自填式問卷調(diào)查。

合計(jì)而言，四個(gè)樣本的總?cè)萘窟_(dá)到1219人。其中，男性有732人，平均年齡為35.51歲；其典型的越軌或犯罪行為涵蓋了吸毒、財(cái)產(chǎn)犯罪、暴力犯罪等諸多類型。概言之，本研究的四個(gè)樣本在性別結(jié)構(gòu)、平均年齡、犯罪類型等方面基本上滿足了代表性與變異性的要求。

4.2 研究工具與統(tǒng)計(jì)方法

如前所述，本文的核心目的是檢驗(yàn)中文版Grasmick量表的信度與效度，特別是其中的單維度假設(shè)。為此首先使用了原始中文版Grasmick量表。

另外，基于既往的惟一一項(xiàng)本土研究（楊學(xué)鋒，2018a），本文將對照檢驗(yàn)修訂中文版Grasmick量表的測量學(xué)性質(zhì)。以表1為參照，修訂中文版Grasmick量表保持了原有的六個(gè)維度與李克特4分制的計(jì)分規(guī)則（1 ＝完全同意、2＝基本同意、3＝基本不同意、4＝完全不同意），但題目數(shù)量縮減為18題，具體包括：I1，I2，I3，I4，P3，P4，R2，R3，R4，S3，S4，SC2，SC3，SC4，T1，T2，T3，T4。

本文使用SPSS22.0進(jìn)行數(shù)據(jù)的前期整理以及常規(guī)的信度分析和探索性因子分析；使用Amos24.0對兩個(gè)中文版Grasmick量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行跨樣本的驗(yàn)證性因子分析。

5 經(jīng)典測驗(yàn)理論視角下的復(fù)證檢驗(yàn)

5.1 內(nèi)部一致性檢驗(yàn)

本文首先計(jì)算了原始與修訂中文版Grasmick量表在各個(gè)樣本以及合并樣本下的內(nèi)部一致性系數(shù)，即Cronbach’s α，參見表2。

表2 各樣本及合并樣本下的內(nèi)部一致性檢驗(yàn)

綜合而言，無論是原始版還是修訂版，Grasmick量表均表現(xiàn)出良好的內(nèi)部一致性，這為自我控制理論的一階單維度假設(shè)提供了初步證據(jù)。具體來說，原始中文版Grasmick量表在四個(gè)樣本以及合并樣本中的Cronbach’s α處于0.874至0.946之間；對照之下，修訂中文版Grasmick量表的Cronbach’s α略低一些，但依然超過0.70這一常用的臨界水平，處 于0.840至0.930之 間。需 要 注 意 的 是，由 于Cronbach’s α在很大程度上依賴于題目的數(shù)量，因此，修訂中文版Grasmick量表的Cronbach’s α相對較低是一個(gè)可以預(yù)見的結(jié)果，不能作為比較兩個(gè)不同版本的Grasmick量表之間優(yōu)劣的證據(jù)。

5.2 探索性因子分析

為了進(jìn)一步研究原始及修訂中文版Grasmick量表的測量學(xué)性質(zhì)，本文利用主成分、主因子等多種方法運(yùn)行了探索性因子分析。首先，適合度檢驗(yàn)表明測量數(shù)據(jù)適合于因子分析方法——具體而言，Bartlett球形檢驗(yàn)的p值幾近為零，KMO抽樣適合度測定值均處在0.90左右的水平。

在各個(gè)樣本以及合并樣本中，主成分方法抽取的前六個(gè)特征根列于表3，它們解釋的累積方差均達(dá)到了60%以上。對于單維度假設(shè)具有重要支持意義的是，在所有情況下，第一與第二特征根的差異都是最大的，而且其比值均大于3。根據(jù)學(xué)者的建議，這些結(jié)果意味著可以考慮接受量表的一階單維度假設(shè)（高爽，張向葵，2018）。

表3 探索性因子分析的前六個(gè)特征根

除了上述基于主成分方法的結(jié)果，本文另基于不加旋轉(zhuǎn)的主軸因子法再次進(jìn)行探索性因子分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)大于1的特征值個(gè)數(shù)沒有變化，而且第一與第二特征值之間的差值依然穩(wěn)定地大于其它相鄰特征值之差。本文進(jìn)一步運(yùn)行了正交旋轉(zhuǎn)法，得到了類似結(jié)果。為篇幅計(jì)，不再詳細(xì)報(bào)告。

總而言之，探索性因子分析的結(jié)果基本上支持了原始與修訂中文版Grasmick量表的一階單維度假設(shè)。但是，如果以大于1的特征根個(gè)數(shù)來加以判斷的話，則意味著三至六個(gè)不等的維度。這些自相矛盾之處通常是經(jīng)典測驗(yàn)理論難以避免的結(jié)果，亦是自身無法克服的局限之一。為此，下文將繼續(xù)應(yīng)用驗(yàn)證性因子分析方法以尋求更加確鑿的證據(jù)。

6 利用驗(yàn)證性因子分析方法的復(fù)證檢驗(yàn)

如前所述，按照自我控制理論的預(yù)期，盡管低自我控制具有沖動、冷漠、尚體、冒險(xiǎn)、短視、寡言等六種不同維度的典型表現(xiàn)，但是這些特質(zhì)傾向于共同出現(xiàn)在犯罪人身上。就此而言，Grasmick量表的各道題目應(yīng)該構(gòu)成單因子模型。為此，本文使用更加切合的驗(yàn)證性因子分析方法分別對原始和修訂中文版Grasmick量表在四個(gè)樣本以及合并樣本中進(jìn)行了檢驗(yàn)。

6.1 對一階單因子模型的驗(yàn)證性因子分析

基于前述的經(jīng)典測驗(yàn)理論的基本結(jié)果，本文首先檢驗(yàn)了原始與修訂中文版Grasmick量表的一階單因子模型。圖1以修訂中文版Grasmick量表為例給出了圖示，原始中文版Grasmick量表的測量模型是類似的，不再贅述。

圖1 修訂中文版Grasmick量表的一階單因子模型

總體而言，一階單因子模型的各個(gè)擬合優(yōu)度指標(biāo)基本上沒有達(dá)到常見的臨界標(biāo)準(zhǔn)，具體數(shù)值參見表4。據(jù)此，本文認(rèn)為，原始與修訂中文版Grasmick量表并不符合一階單維度假設(shè)。也就是說，經(jīng)典測驗(yàn)理論對于其一階單維度假設(shè)的支持性證據(jù)被更為適切的驗(yàn)證性因子方法推翻了。就此而言，在既往有限的本土化研究中，直接將Grasmick量表的得分進(jìn)行簡單加總的統(tǒng)計(jì)處理方式在心理測量學(xué)意義上是不夠嚴(yán)謹(jǐn)?shù)摹?/p>

表4 一階單因子模型的驗(yàn)證性因子分析

6.2 對二階單因子模型的單組驗(yàn)證性因子分析

如前所述，晚近的一些西方研究以及一項(xiàng)本土研究在二階層次上驗(yàn)證了自我控制理論的單維度假設(shè)。為此，下文繼續(xù)利用驗(yàn)證性因子分析方法檢驗(yàn)中文版Grasmick量表的二階單因子模型，圖2以修訂中文版Grasmick量表為例給出了圖示，原始中文版Grasmick量表的測量模型是類似的，不再贅述。

圖2 修訂中文版Grasmick量表的二階單因子模型

表5分別列出了原始與修訂中文版Grasmick量表在二階單因子模型下的常用擬合統(tǒng)計(jì)量?？梢钥吹?，對于兩種中文版Grasmick量表而言，絕大多數(shù)的擬合指標(biāo)達(dá)到了常用的臨界標(biāo)準(zhǔn)。而且，相較于由24道題目構(gòu)成的原始中文版Grasmick量表來說，由18道題目構(gòu)成的修訂中文版Grasmick量表在二階單因子模型下的所有擬合指標(biāo)均有相當(dāng)程度的改善，幾乎一致地達(dá)到了常用的臨界標(biāo)準(zhǔn)。簡而言之，修訂中文版Grasmick量表在二階單因子模型下具有相對更佳的適配度。

表5 二階單因子模型的單組驗(yàn)證性因子分析

概括而言，對二階單因子模型的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果在一方面傾向于支持自我控制的單維度假設(shè)，但是，這在另一方面警示了未來的實(shí)證研究應(yīng)該優(yōu)先選擇二階單因子測量模型，并利用潛變量的結(jié)構(gòu)方程方法來檢驗(yàn)與自我控制理論有關(guān)的各種命題。這無疑對于本土犯罪學(xué)實(shí)證研究提出了更高的方法論要求。

6.3 對二階單因子模型的多組驗(yàn)證性因子分析

最后，本文對最具應(yīng)用前景的修訂中文版Grasmick量表在二階單因子模型下進(jìn)行了多組驗(yàn)證性因子分析，以檢驗(yàn)其跨樣本的測量恒等性。擬合指標(biāo)參見表6。

表6 修訂中文Grasmick量表的跨樣本恒等性檢驗(yàn)

首先，可以看到，因子結(jié)構(gòu)恒等模型一方面具有良好的擬合度，其中RMSEA值小于0.05的臨界水平，GFI與CFI均大于0.90的臨界水平。然而，在另一方面，較大的卡方值以及幾乎為零的p值似乎預(yù)示著不應(yīng)接受因子結(jié)構(gòu)恒等模型。一般而言，由于卡方值較為嚴(yán)重地依賴樣本容量，因而在樣本容量較大時(shí)這一指標(biāo)通常僅作為參考。因此，基于此處的RMSEA，GFI，CFI等擬合指標(biāo)以及前述的單組驗(yàn)證性因子分析結(jié)果，本文認(rèn)為，修訂中文版Grasmick量表的二階單因子結(jié)構(gòu)在四個(gè)樣本之間獲得了必要的經(jīng)驗(yàn)支持。

其次，在一階因子載荷恒等模型之下，出現(xiàn)了類似的情況。鑒于Δχ2與χ2一樣均嚴(yán)重地依賴于樣本容量，因此，Cheung與Rensvold（2002）建議在大樣本情況下使用ΔCFI作為模型比較的依據(jù)，并且以0.01作為臨界值。具體來說，當(dāng)ΔCFI大于0.01時(shí)，意味著嵌套模型與基準(zhǔn)模型存在著顯著差異，此時(shí)應(yīng)拒絕恒等性假設(shè)，否則就不拒絕。從表6易于計(jì)算出，因子載荷恒等模型與因子結(jié)構(gòu)恒等模型的ΔCFI＝0.9097-0.9005＝0.0092＜0.01，遵循上述判斷標(biāo)準(zhǔn)，應(yīng)該接受因子載荷恒等模型。簡言之，本文認(rèn)為，修訂中文版Grasmick量表在四個(gè)樣本之間的一階因子載荷恒等模型獲得了必要的經(jīng)驗(yàn)支持。

然而，在因子結(jié)構(gòu)恒等模型、一階因子載荷恒等模型的基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步限定二階因子載荷恒等時(shí)，盡管該模型的絕對擬合指標(biāo)RMSEA在0.05的臨界標(biāo)準(zhǔn)下依然處于優(yōu)良水平（實(shí)際取值為0.0318），但是，另外兩個(gè)常用的擬合指數(shù)CFI與GFI均低于0.90的 適 配 標(biāo) 準(zhǔn) （實(shí) 際 取 值 分 別 為0.8931與0.8980）。就此而言，本文認(rèn)為，修訂中文版Grasmick量表在四個(gè)樣本之間的二階因子載荷恒等模型僅僅獲得了邊緣性的經(jīng)驗(yàn)支持。進(jìn)言之，該量表在更高水平上的測量恒等性有待未來的研究者進(jìn)一步加以檢驗(yàn)。鑒于此，本文在表6中繼續(xù)列舉了一階因子殘差方差恒等以及觀察變量殘差方差恒等模型的擬合指標(biāo)，以供未來的研究者加以參照。

總而言之，修訂中文版Grasmick量表在四個(gè)不同的樣本中同時(shí)滿足了因子結(jié)構(gòu)與因子載荷的恒等性假設(shè)，這已經(jīng)為其應(yīng)用于其他更為廣泛的樣本人口奠定了初步根據(jù)。

7 討論與結(jié)論

任何量具的標(biāo)準(zhǔn)化過程都不是一蹴而就的，Grasmick量表亦不例外。盡管西方犯罪學(xué)家在檢驗(yàn)自我控制理論時(shí)更加倚重Grasmick量表，但是對該量表的測量學(xué)性質(zhì)尚未形成足夠一致和確鑿的結(jié)論。此外，隨著該量表逐漸被引入到本土犯罪學(xué)界，只有極少數(shù)的研究者關(guān)注了中文版Grasmick量表的標(biāo)準(zhǔn)化進(jìn)程，而其他的本土研究大多不加批判地使用了簡單加總的計(jì)分規(guī)則，這實(shí)際上違背了科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)性的基本要求。

按照自我控制理論的原始論述，自我控制是一個(gè)包括了六個(gè)維度的單一概念。Grasmick量表作為態(tài)度測量法的重要代表，將其作為一階多因子模型偏離了自我控制理論的原始論述，而將其作為一階單因子模型則無法獲得驗(yàn)證性因子分析方法的經(jīng)驗(yàn)支持。對照之下，綜合了既往研究與本文結(jié)果的二階單因子模型則可以同時(shí)擺脫上述兩種窘境。

更加具體地來說，一項(xiàng)本土研究已經(jīng)將原始中文版Grasmick量表的24道題目初步修訂為18道題目（楊學(xué)鋒，2018a），本文則在四個(gè)罪犯樣本中分別使用經(jīng)典測驗(yàn)理論和驗(yàn)證性因子分析方法進(jìn)一步檢驗(yàn)了原始與修訂中文版Grasmick量表的信度與結(jié)構(gòu)效度，并最終傾向于支持修訂版量表的二階單因子模型。

另具啟發(fā)意義的是，本文初步檢驗(yàn)了修訂中文版Grasmick量表在不同罪犯樣本之間的測量恒等性。正如一些學(xué)者指出的，二階因子模型的測量恒定性檢驗(yàn)是非常復(fù)雜的，其中包括了形等價(jià)、一階弱等價(jià)、二階弱等價(jià)、一階強(qiáng)等價(jià)、二階強(qiáng)等價(jià)、二階嚴(yán)等價(jià)、一階嚴(yán)等價(jià)等七個(gè)依次遞進(jìn)的水平（鄭顯亮 等，2011）。就此而言，本文僅在前三個(gè)層次上支持了修訂中文版Grasmick量表的測量恒等性假設(shè)，這在一方面為本土學(xué)者深入檢驗(yàn)犯罪學(xué)意義上的自我控制理論提供了一種更為適切的量具，也在另一方面為進(jìn)一步修訂該量表提供了必要的參照與借鑒。

簡言之，本文的最終結(jié)論可以概括如下：在本土語境下使用中文版Grasmick量表時(shí)，不應(yīng)再延續(xù)使用簡單加總的方式，而應(yīng)該將其作為二階單因子測量模型納入結(jié)構(gòu)方程之中，并且應(yīng)該優(yōu)先選用更加簡潔且適配度更高的修訂中文版Grasmick量表。