心理健康素質(zhì)測評系統(tǒng)·中國成年人社會贊許性全國常模的制定

徐晟　李強　李凌　尹藝璇　梁棟

摘要 旨在調(diào)查我國現(xiàn)階段成年人的社會贊許性狀況，并建立相應的全國常模。使用之前編制的“中國成年人多維社會贊許性量表”，在全國按照第六次人口普查的結(jié)果進行分層抽樣，獲有效樣本6350人。結(jié)果表明：女性的社會贊許性總體水平及自我欺騙否定、能動性管理和交流性管理水平顯著高于男性：青年人社會贊許性的總體以及各維度的水平均低于中、老年人；城市人口社會贊許性的總體以及各維度的水平均高于農(nóng)村人口：初中受教育程度者的社會贊許性總體水平低于大專及以上受教育程度者，在交流性管理水平上，初中受教育程度者低于高中和大專及以上受教育程度者；低收入者的能動性管理水平高于中、高收入者，高收入者的交流性管理水平低于中、低收入者。在對調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析的基礎上建立了相應的全國常模。

關鍵詞 社會贊許性，中國成年人，全國常模。

分類號 B846

1 問題提出

社會贊許性，或譯作社會期許（性）、社會稱許（性），國內(nèi)外不同研究者對其概念的表述不盡相同，但其中心思想都是個體按照社會現(xiàn)有的規(guī)范表現(xiàn)自己，以獲得接受和認可。本研究認為社會贊許性是指個體為獲得社會或他人的接受和贊賞，而使自己的態(tài)度、行為符合所在文化或社會的價值、規(guī)范的人格傾向性。

雖然社會贊許性是在心理測量中發(fā)現(xiàn)的。但是一些研究者認為社會贊許性不僅僅是一種特定情境中的反應傾向，同時也應該是較為穩(wěn)定的人格特質(zhì)（Paulhus，2002）。Li和Bagger（2006）的元分析研究發(fā)現(xiàn)，大五人格的五個維度和BIDR量表其中的兩個維度之間存在較強的相關性。此外，社會贊許性與心理健康有密切的關系。研究證明社會贊許性與抑郁（Paulhus，1991）、苦惱情緒（Paulhus&Reid，1991）和創(chuàng)傷后應激障礙（Dyer，et al.，2009）有負相關，并可以顯著預測惡劣心境，社會贊許性是導致心理困擾的一個顯著因素。但社會贊許性與焦慮的關系尚存在爭議。

社會贊許性的概念是在西方文化背景下提出的，早期研究也多在歐美國家進行。但一些非西方文化的研究發(fā)現(xiàn)了一些與西方不同的結(jié)果，甚至同在西方文化的背景下，不同地區(qū)個體的社會贊許性也存在差異，如在2005年，Nielsen公司一項關于“食物營養(yǎng)的了解”的調(diào)查顯示，盡管美國被訪者對一些基本食物營養(yǎng)知識的了解少于幾個南美國家的被訪者，但是美國被訪者評價自己對食物營養(yǎng)了解程度的分數(shù)高于這幾個南美國家的被訪者，即美國受訪者表現(xiàn)出較強的自我欺騙提高傾向（趙志裕，鄒智敏，林升棟，2010）。在有關社會贊許性的跨文化研究中，有研究者發(fā)現(xiàn)，集體主義者比個人主義者具有更強的社會贊許性。社會贊許性可能由于不同的地區(qū)、民族的社會規(guī)范、價值觀不同，存在差異，國內(nèi)以往的研究所使用的量表多基于西方文化編制，不能很好的反映我國現(xiàn)階段的特點，因此課題組編制了《中國成年人多維度社會贊許性量表》（李強，徐晟，李凌，黃艷，徐旻，2012）。

但是，在量表編制中，被調(diào)查者多數(shù)為在校大學生，僅是成年人的一部分，不能很好的代表所有成年人。此外在量表編制中，被調(diào)查者來自于同一地區(qū)。不能很好的反映全國的狀況。因此有必要在更加廣泛的成年人群體中進一步考察該量表的適用性。在全國范圍調(diào)查成年人的社會贊許性，不但有利于了解我國成年人社會贊許性的整體水平與分布狀況，更為重要的是在了解我國成年人社會贊許性的整體水平和分布狀況后，可以較為準確的評估以及揭示個體的社會贊許性在所屬群體中所處的相對位置，從而有效的解釋量表得分的意義。

本研究旨在全國范圍內(nèi)調(diào)查成年人的社會贊許性情況，以便在更廣泛的成年人群體中進一步檢驗量表的心理測量學指標，并了解我國成年人社會贊許性的現(xiàn)狀與特征。在此基礎上建立我國成年人社會贊許性常模，進而揭示我國成年人社會贊許性的普遍水平和分布狀況，以此更好地反映個體的社會贊許性水平，從而進一步了解個體的心理健康素質(zhì)水平。

2 研究方法

2.1調(diào)查對象

本調(diào)查按照第六次全國人口普查數(shù)據(jù)，采用分層抽樣的方法在東北、華北、華東、中南、西北和西南六大區(qū)域的28個省、自治區(qū)和直轄市發(fā)放問卷6433份。樣本選取時兼顧對象的性別、年齡、教育程度、戶籍和職業(yè)等幾個變量。問卷收回后，又進行檢查。刪除填寫有明顯規(guī)律的問卷及社會贊許性量表有空白的問卷。最后獲得有效問卷6350份，有效率98.7%。有效樣本中男性3194人（50.30%），女性3152人（49.64%），未填性別者4人（0.06%）：來自城市3192人（50.27%），農(nóng)村3155人（49.69%），未填城鄉(xiāng)者3人（0.05%）；教育水平為初中3457人（54.44%），高中1533人（24.14%），大專及以上1353人（21.31%），未填教育程度者7人（0.11%）；單位負責人139人（2.19%），專業(yè)技術人員740人（11.65%），辦事人員415人（6.54%），商業(yè)服務業(yè)人員992人（15.62%），農(nóng)林牧副漁水業(yè)人員2417（38.06%），生產(chǎn)運輸設備操作人員912人（14.36%），其他人員（包括失業(yè)、未就業(yè)人員）598人（9.42%），未填職業(yè)者137人（2.16%）；漢族6006人（94.6%），少數(shù)民族344人（5.4%）；被調(diào)查對象的平均年齡為43.76±14.30歲。

2.2調(diào)查工具

本次調(diào)查使用《中國成年人多維度社會贊許性量表》（李強等，2012）。量表采用4點評分，1表示“完全不符合”，4表示“完全符合”。量表計算每個維度的平均分和量表的總平均分，具體計算方法為：維度的平均分（維度均分）為該維度所有項目的原始分之和除以該維度的項目數(shù)，量表總均分為各個維度的均分之和除以維度數(shù)。

量表中，自我欺騙提高維度6個項目，主要考察個體為了保護自我信念及自尊。對自身個性、品質(zhì)等方面正性特征的夸大，分數(shù)越高說明夸大越強烈；自我欺騙否定維度11個項目，主要考察個體為了保護自我信念及自尊，對自身個性、品質(zhì)等方面負性特征的否定，分數(shù)越高說明否定越強烈：能動性管理維度8個項目，主要考察個體為了給他人留下一個良好印象，而故意表現(xiàn)出來的在社會互動中所具有的能力及其所具有優(yōu)良辦事風格，分數(shù)越高表明個體的這種表現(xiàn)越明顯：交流性管理維度10個項目。主要考察個體為了獲得良好的人際關系，以及被他人及社會認可，而故意表現(xiàn)出來的對社會規(guī)范的遵從和對自身需求的壓抑，分數(shù)越高表明個體的這種表現(xiàn)越強：量表總均分表示社會贊許性的總體性情況，分數(shù)越高，表明個體的社會贊許性越強。

在本研究中，全國抽樣樣本的社會贊許性總量表的Cronbach α信度為0.87，分半信度為0.82，自我欺騙提高、自我欺騙否定、能動性管理和交流性管理四個維度的Cronbach α信度分別為0.63.0.73，0.64和0.71，分半信度分別為0.64，0.57，0.61和0.71。對全國抽樣樣本按照量表編制時的結(jié)構(gòu)進行驗證性因素分析，擬合指數(shù)為：x²=13784.18，df554，x²/df=24.88，NFI=0.92，NNFI=0.92，GFI=0.89，AGFI=0.87，CFI=0.92，IFI=0.92，RMSEA=0.061。其中，RMSEA小于0.06，NFI、NNFI、CFI、IFI大于0.9，GF/與AGF/接近0.9，達到或接近驗證性因素分析中擬合指數(shù)的標準（溫忠麟，侯杰泰，馬什赫伯特，2004）；x²/df雖然較大，但是很多研究者認為x²/df值容易受到樣本容量的影響，對于評價單個模型的意義不大（侯杰泰，溫忠麟，成子娟，2004）。這表明中國成年人社會贊許性量表在本研究中具有較好的信效度。

此外，在此次調(diào)查中還加入了調(diào)查人口學特征的題目，分別調(diào)查性別、年齡、民族、省份、戶籍、受教育程度、職業(yè)、年收入等方面情況。

2.3數(shù)據(jù)的整理與統(tǒng)計分析

在整理數(shù)據(jù)的基礎上，首先在全國成年人樣本中再次對成年人社會贊許性量表進行信、效度檢驗。接著對社會贊許性總均分和維度均分進行不同人口學特征的多元方差分析，并據(jù)此建立成年人社會贊許性量表的全國常模。

3 結(jié)果與分析

3.1社會贊許性的整體分布情況分析

整體對成年人社會贊許性進行分析。本研究中6350名有效調(diào)查對象在成年人社會贊許性量表總均分上得分的分布情況見圖1.其中偏度值為0.25.峰度值為0.17，數(shù)據(jù)分布基本符合正態(tài)分布。

對成年人社會贊許性總均分及各維度均分的有關數(shù)據(jù)進行分析?？偩旨案骶S度均分平均值、標準差、最高分、最低分以及平均值95%的置信區(qū)間見表1。

根據(jù)受調(diào)查群體社會贊許性總均分及各維度均分的得分分布和數(shù)據(jù)變異情況，按2個標準差的標準將總均分和各個維度均分為三個等級：低于平均值減兩個標準差（M-2SD）的為低水平，高于平均值加兩個標準差（M+2SD）的為高水平，介于二者之間的為中等水平。本次調(diào)查中，社會贊許性總體與各個維度上，三組水平的人數(shù)與百分比見表2。

3.2成年人社會贊許性的性別差異

對成年人社會贊許性的性別差異進行分析。以性別為自變量，社會贊許性總均分以及各維度均分為因變量進行多元方差分析，結(jié)果表明，社會贊許性的性別差異顯著，F(xiàn)（5，6340）=10.55，p<0.001。進一步的單變量分析顯示，社會贊許性的總均分、自我欺騙否定、能動性管理和交流性管理維度上存在顯著的性別差異，女性社會贊許性總均分[F（1，6344）=14.42，p<0.001]、自我欺騙否定[F（1，6344）=17.72，p<0.001]、能動性管理[F（1，6344）=16.28，p<0.001]和交流性管理[F（1，6344）=21.64，p<0.001]的維度均分顯著高于男性：社會贊許性的自我欺騙提高維度上性別差異未達到顯著水平。不同性別成年人社會贊許性的總均分和各維度均分得分結(jié)果見表3。

3.3成年人社會贊許性的年齡段差異

參照大多數(shù)臨床研究對被試進行年齡組劃分的方法（尹義臣，張素平，陳卓銘，2009），將18-35歲被試劃為青年組，36-59歲劃為中年組。60歲及以上劃為老年組。對成年人社會贊許性的年齡段差異進行分析。以不同年齡段為自變量，社會贊許性總均分以及各維度均分為因變量進行多元方差分析，結(jié)果表明，社會贊許性的年齡段差異顯著，F(xiàn)（10，12684）=20.56，p<0.001。進一步的單變量分析顯示，在社會贊許性總均分[F（2，6346）=43.90，p<0.001]、自我欺騙提高[F（2，6346）=58.44，p<0.001]、自我欺騙否定[F（2，6346）=60.46，p<0.001]、能動性管理[F（2，6346）=10.54，p<0.001]和交流性管理[F（2，6346）=4.49，p=0.011]四個維度上均存在顯著的年齡段差異。事后分析表明（LSD）：青年組的社會贊許性總均分（p<0.001）以及自我欺騙提高（p<0.001）、自我欺騙否定（p<0.001）、能動性管理（p<0.001）、交流性管理（p=0.019）的維度均分都顯著低于中年組，同時青年組的社會贊許性總均分（p<0.001）以及自我欺騙提高（p<0.001）、自我欺騙否定（p<0.001）、能動性管理（p<0.001）、交流性管理（p=0.006）的維度均分也都顯著低于老年組：中年組只在自我欺騙否定維度的維度均分顯著低于老年組（p=0.006），而在總均分與其他維度上，中年組與老年組的差異并不顯著（ps>0.05）。不同年齡段成年人社會贊許性量表的總均分和各維度均分得分結(jié)果見表4。

3.4社會贊許性的城鄉(xiāng)差異

對成年人社會贊許性的城鄉(xiāng)差異進行分析。以城鎮(zhèn)/農(nóng)村戶籍為自變量，社會贊許性總分以及各維度分為因變量進行多元方差分析，結(jié)果表明，社會贊許性的城鄉(xiāng)差異顯著，F(xiàn)（5，6341）=4.59，p<0.001。進一步的單變量分析顯示，城市人口社會贊許性總均分[F（1，6345）=18.47，p<0.001]、自我欺騙提高[F（1，6345）=6.07，p=0.014]、自我欺騙否定[F（1，6345）=16.30，p<0.001]、能動性管理[F（1，6345）=11.11，p=0.001]以及交流性管理[F（1，6423）=12.40，p<0.001]的維度均分均顯著高于農(nóng)村人口。城鎮(zhèn)和農(nóng)村成年人的社會贊許性總均分和各維度均分的得分結(jié)果見表5。

3.5不同受教育程度群體社會贊許性的差異

對不同受教育程度的成年人社會贊許性進行分析。以受教育程度為自變量。社會贊許性總分以及各維度分為因變量進行多元方差分析，結(jié)果表明，社會贊許性的受教育程度差異顯著，F(xiàn)（10，12672）=2.11，p=0.021。進一步的單變量分析顯示，社會贊許性總均分[F（2，6340）=3.55，p=0.029]和交流性管理維度上[F（2，6340）=6.24，p=0.002]存在顯著的教育程度差異：在自我欺騙提高、自我欺騙否定和能動性管理三個維度上教育程度差異未達到顯著水平。事后分析表明（LSD）：在社會贊許性總均分上，初中教育程度的被調(diào)查者顯著低于大專以上教育程度的被調(diào)查者（p=0.011），但是與高中教育程度的被調(diào)查者差異并不顯著（p=0.129），同時高中教育程度的被調(diào)查者與大專及以上教育程度的被調(diào)查者差異也未達到顯著（p=0.350）；在交流性管理維度上，初中教育程度的被調(diào)查者顯著低于高中和大專以上教育程度的被調(diào)查者（p=0.047；p=0.001），不過高中教育程度的被調(diào)查者與大專及以上教育程度的被調(diào)查者差異未達到顯著（p=0.206）。不同教育程度群體社會贊許性量表的總均分和各維度均分得分情況見表6。

3.6不同收入水平群體社會贊許性的差異

根據(jù)國家發(fā)改委宏觀經(jīng)濟研究院課題組2006年在《進一步擴大中等收入者比重》一文中對我國中等收入者的劃分標準，個人年收入在3.4萬元到10萬元范圍內(nèi)的屬于中等收入者。本研究以此將被調(diào)查者的收入水平分為三個等級：年收入在3.4萬元及以下為低收入群體，3.4萬元到10萬元之間為中等收入群體，10萬元及以上為高收入群體。對不同收入水平成年人的社會贊許性進行分析。以個人收入等級為自變量，社會贊許性總均分以及各維度均分為因變量進行多元方差分析。結(jié)果表明，社會贊許性的個人收入差異顯著，F(xiàn)（10，12234）=3.13，p=0.001。進一步的單變量分析顯示，能動性管理[F（2，6121）=4.65，p=0.007]和交流性管理維度上[F（2，6121）=4.96，p=0.007]存在顯著的收入差異：在總均分和自我欺騙提高、自我欺騙否定維度上收入差異未達到顯著水平。事后分析表明（LSD）：在能動性管理維度。低收入者顯著高于中等和高收入者（p=0.047；p=0.010），中等收入者與高收入者差異不顯著（p=0.112）；在交流性管理維度，高收入者顯著低于低收入和中等收入者（p=0.002；p=0.003），低收入者和中等收入者差異未達到顯著（p=0.953）。不同收入水平群體社會贊許性量表的總均分和各維度均分得分情況見表7。

3.7社會贊許性的民族差異

對成年人社會贊許性的民族差異進行分析。將民族重新編碼為漢族和少數(shù)民族，以民族分類為自變量，社會贊許性總均分以及各維度均分為因變量進行多元方差分析，結(jié)果表明，漢族與少數(shù)民族在社會贊許性上并不存在顯著的差異，F(xiàn)（5，6344）=1.86，p=0.097，因而不必建立社會贊許性的民族常模。

4 討論

根據(jù)全國范圍內(nèi)分層抽樣調(diào)查的結(jié)果，本研究再次驗證了之前所編制量表的結(jié)構(gòu)。信、效度檢驗結(jié)果表明，量表信、效度指標符合心理測量學要求，可以作為我國成年人社會贊許性的測量工具。本研究比較了不同性別、年齡段、戶籍、受教育程度、個人收入水平和民族的被試群體在社會贊許性上的差異，結(jié)果表明，社會贊許性的總均分與各維度均分除在民族方面不存在顯著差異外，在其他人口學變量上，總均分或某些維度均分存在一定差異。

在性別方面，本研究發(fā)現(xiàn)自我欺騙否定、能動性管理和交流性管理維度，還有總體的社會贊許性女性均顯著高于男性：而在自我欺騙提高維度，男女間的差異未達到顯著。前人對于社會贊許性的研究多數(shù)使用學生樣本，在性別差異方面并未達成一致結(jié)論。一些研究發(fā)現(xiàn)男性和女性的社會贊許性存在顯著差異，但究竟何者更高仍存在爭議。有研究結(jié)果表明女性的社會贊許性高于男性（Robinette，1991；吳燕，徐建平，2007），也有研究表明男性的社會贊許性高于女性，還有研究表明這種影響只存在于社會贊許性的某些維度上，如Booth-Kewley等人和Hopwood等人對于大學生的研究都表明女性的印象管理得分高于男性，男性的自欺提升得分高于女性，而Brotto等人的研究表明男性的印象管理得分顯著高于女性，自我欺騙提高得分男女無顯著差異。但是另有一些研究表明性別對社會贊許性無顯著影響（陳猛，2008；白新文，李鋒，陳毅文，2004；謝鈺涵，2009；林珊，2009；趙丹，2011；Andrews&Meyer，2003）。男女間社會贊許性的差異可能與性別角色差異有關。有關研究表明，女性更傾向于獲得正面的肯定、鼓勵和尊重，更愛面子，也更習慣于掩飾自己（錢銘怡，張光健，羅珊紅，張莘，2000）。如此女性就會表現(xiàn)出更多的對社會規(guī)范的遵從。習慣于掩飾自己使得女性在社會贊許性總體上的分數(shù)高于男性：傾向于得到正面肯定、鼓勵和尊重使女性更多表現(xiàn)自己交往和處事的能力，從而導致女性在能動性管理方面高于男性。愛面子使女性希望在與人交往中獲得良好的關系，從而導致女性的交流性管理因子分高于男性：女性雖然希望獲得正面肯定，但是女性的性別角色又要求含蓄，因而女性常常否定自己的負性特征，卻并不一定夸大自己的正性特征，但同時根據(jù)性別角色的要求，男性往往會過分夸大自身個性、品質(zhì)等方面正性特征來獲得肯定，因此在自我欺騙否定方面女性高于男性，而在自我欺騙提高方面二者無顯著差異。

年齡段方面，青年組的社會贊許性總均分以及各個維度的維度均分都顯著低于中年組和老年組，該結(jié)果支持了前人針對成年人群體的研究結(jié)論，即隨著年齡的增長，社會贊許性提高。社會贊許性的產(chǎn)生依賴于對于社會規(guī)范的了解與學習。隨著年齡的增長，對社會規(guī)范的了解增多，同時逆反心理逐漸減弱，就會更加按照社會規(guī)范行事。但是，針對一些特定群體的研究卻發(fā)現(xiàn)了一些不同的結(jié)果。如在一項針對國內(nèi)大學生的研究中，社會贊許性的年齡差異并未達到顯著（趙丹，2011），國外針對臨床病人與癌癥患者的研究也未發(fā)現(xiàn)社會贊許性存在顯著的年齡差異。

戶籍方面，以往研究沒有社會贊許性的城鄉(xiāng)分布情況及比較。本研究發(fā)現(xiàn)，在社會贊許性的各個維度和總體上，城市的被調(diào)查者顯著高于農(nóng)村被調(diào)查者。這可能與城鄉(xiāng)不同的經(jīng)濟活動形式有關。目前城市的經(jīng)濟活動是集體性的，需要分工協(xié)作，人與人之間的交往比較頻繁，在交往中人們?yōu)榻o他人留下好印象。往往需要按照社會規(guī)范來表現(xiàn)自己；相比城市，農(nóng)村的經(jīng)濟活動主要以家庭為單位，分工合作主要是家人之間，家人之間的了解往往比“外人”更加深入，個體可以較多地按照自己的真實意愿行事。

受教育程度方面，從前人對特殊群體的研究結(jié)果來看，學歷對社會贊許性的影響并不一致。針對法庭需要進行心理評估的人和針對男性性別認同障礙者的研究發(fā)現(xiàn)教育程度對社會贊許性不存在顯著影響，然而對肥胖者的研究則發(fā)現(xiàn)社會贊許性與教育水平存在顯著的負相關（Rosik，2005）。研究結(jié)論的差異可能來源于被研究者特征的差異。等待法庭評估與性別認同障礙者雖然存在不被社會規(guī)范認可的特征，但能夠成為這些特定群體的成員，說明這些個體不認同現(xiàn)有的社會規(guī)范，因此并不掩飾自己；而肥胖者多數(shù)希望恢復正常體重，表現(xiàn)了更多的對于社會價值的認同，所以較多地出現(xiàn)了印象管理。本研究發(fā)現(xiàn)，對于我國一般成年人而言，個體的受教育程度越高，社會贊許性的總均分及各維度的均分越高。教育的作用一方面是學習文化知識，另一方面是學習社會規(guī)范。教育程度越高，對于社會和規(guī)范的學習也就越多，也就越傾向于遵從社會規(guī)范。當然，人們夸大自身個性、品質(zhì)等方面正性特征，否定負性特征是一種普遍的傾向，所以在自我欺騙提高和自我欺騙否定維度，不同教育程度者并未表現(xiàn)出顯著差異：另外，教育水平較低的個體，往往希望通過自己的努力證明，自己在能力上，尤其是人際交往與辦事能力方面，并不比教育水平較高者差，他們會更加表現(xiàn)自己這方面的能力。因此在能動性管理維度，不同教育程度者的這種差異也未達到顯著。

個人收入方面。低收入群體在動性管理和交流性管理的維度均分顯著高于高收入群體，而在社會贊許性總均分，以及自我欺騙提高和自我欺騙否定兩個維度均分上，收人差異并不顯著。這可能因為收入是衡量個體能力的一個主要指標，低收入個體出于維護自尊的需要，會更多地展示出自己具有良好的人際交往與辦事能力，以便將收入較低的原因歸為外部的、不穩(wěn)定的、偶然的因素，而非自身能力的因素。由于前人研究多限于大學生和特殊群體。對于一般成年人的研究很少，所以尚無有關個人收入與社會贊許性關系的研究。本研究在一定程度上填補了這方面的不足。

在民族方面，國內(nèi)鮮有關于社會贊許性的民族差異研究。本次調(diào)查未發(fā)現(xiàn)社會贊許性存在顯著的民族差異。其原因一方面可能與本次調(diào)查中少數(shù)民族的樣本量占整個樣本量的比例較少有關（漢族樣本量占總樣本的量的94.6%）。不過應該看到，這種民族比例差異非常接近第六次人口普查中初中及以上教育程度的漢族人口占全國初中及以上教育程度的總?cè)丝诒壤?93.5%（國務院人口普查辦公室，國家統(tǒng)計局人口和就業(yè)司。2012）。因此是符合全國常模抽樣標準的。另一方面的原因可能是本次調(diào)查中的少數(shù)民族個體常年與漢族混居，民族融合可能使這些個體在文化方面與漢族較為接近。

5 結(jié)論

本研究在對抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析的基礎上建立了我國成年人社會贊許性量表的常模。有效常模樣本為全國范圍內(nèi)分層抽樣取得的容量為6350的成年人樣本。樣本的地域、性別、年齡、戶籍、受教育程度和職業(yè)類別等人口學變量特征分布基本符合全國第六次人口普查結(jié)果，抽樣樣本具有較好的代表性，基本上可應用于我國成年人社會贊許性的測量與評估。以常模結(jié)果為基礎，可進行標準分、百分數(shù)等指標轉(zhuǎn)換，從而為解釋個體社會贊許性的得分，了解個體社會贊許性在其所屬群體中所處相對位置，以及個體間社會贊許性的比較提供更為豐富準確的信息。