中國大學生關于自我同一性狀態(tài)量表的信效度檢驗

【摘 要】為考察自我同一性量表（the Extend objective Measure Ego Identity Status-2，EOM-EIS-2）中文修訂版的信度與效度，以加藤厚同一性地位量表為效標，施測于重慶與黑龍江2所大學651名大學生。結果發(fā)現(xiàn)中文版EOM-EIS由4個因子構成，分別為同一性早閉、同一性獲得、同一性延緩、同一性擴散，各因子負荷為0.33～0.68之間，總量表及4個分量表Cronbach’sα系數(shù)為0.62～0.84，3周后重測信度為0.55～0.85。驗證性因素表明擬合指數(shù)良好，問卷具有良好的結構效度。效標關聯(lián)分析顯示，自我同一性狀態(tài)與效標關聯(lián)顯著。因此，修訂后EOM-EIS中文版具有良好的信度、效度，是測量大學生自我同一性狀態(tài)的有效工具。

【關鍵詞】自我同一性狀態(tài) 大學生 信度 效度

【中圖分類號】B841 【文獻標識碼】A 【文章編號】1674-4810（2015）20-0102-03

自我同一性是艾里克森人格理論中的一個重要概念。美國精神病學家艾里克森認為，自我同一性對青年期人格的發(fā)展與完善、心理健康以及社會適應都將會有重要的影響。Marcia把自我同一性概念進行操作化，根據(jù)探索和承諾程度的高低，把自我同一性狀態(tài)劃分為同一性獲得、同一性早閉、同一性延緩與同一性擴散四種狀態(tài)，并假定個體在自我同一性的形成中將經(jīng)歷由同一性擴散、同一性早閉到同一性延緩，同一性獲得。吉林大學郭金山對自我同一性的概念作了較為深入地辨析，并提出自我同一性是對“我是誰”內(nèi)隱和外顯的回答；是人畢生追求的核心的心理社會發(fā)展任務；是內(nèi)在自我及其與社會、文化環(huán)境之間的平衡；是自我調(diào)節(jié)系統(tǒng)的核心結構。他以此理解為基礎，對Bennin和Adams自我同一性量表的引進與修訂，并使之應用于中國大學生，這具有較高的效度和信度；王樹青等針對Bennin和Adams的量表的年齡分層問題，對Bennin和Adams的量表進行了修訂，分別形成了兩個問卷，即中國青少年自我同一性狀態(tài)問卷和大學生自我同一性狀態(tài)問卷中文簡版的修訂。但在修訂過程中存在著一些問題，如郭金山僅從問卷項目是否符合中國語言與文化習慣進行修訂，并沒有驗證問卷在中國環(huán)境下的結構效度；而王樹青則先后進行兩次修訂，但仍存在著題目歸屬不適當、題目選擇的隨意性等問題。因此，本次基于郭金山、王樹青等人的研究基礎之上，再次對Bennin和Adams問卷進行修訂，使之真正適合我國大學生使用的問卷，為我國自我同一性研究提供可靠的測量工具。

一 對象和方法

1.對象

隨機整群抽取重慶、黑龍江2所高校在校大學生。共發(fā)放問卷700份，回收有效問卷651份，有效率為93%。男女生分別占總人數(shù)的49.8%，50.2%，文理科分別占總人數(shù)的50.4%、49.6%；大一至大四分別占總人數(shù)的30.1%、26.9%、24.4%、18.6%。大學生年齡在17～24（20±2）歲間。間隔3個月后對其中50名學生再進行重測。

2.工具

第一，自我同一性狀態(tài)問卷。原問卷由Bennion和Adams編制的“自我同一性狀態(tài)客觀性測量問卷”（第二版），共64個項目，分4個分量表測量了意識形態(tài)內(nèi)（政治、職業(yè)、宗教和生活方式）與人際關系（性別角色、友誼、娛樂和約會）兩個領域的同一性獲得狀態(tài)、同一性早閉狀態(tài)、同一性延緩狀態(tài)與同一性擴散狀態(tài)。量表采用6點記分，從1（非常符合）到6（非常不符合）。通過該問卷可以計算出個體4種同一性狀態(tài)得分情況。

第二，加藤厚自我同一性地位量表。采用加藤厚1983年編制，北京師范大學張日昇將1989年修訂的自我同一性地位量表作為自我同一性問卷的效度指標。該量表由12個項目組成，采用6點記分，分別測查測試者現(xiàn)在的自我投入、過去的危機、將來自我投入的愿望三個因子得分，判定其所屬的同一性地位。根據(jù)一定的標準，最終形成6種同一性地：同一性形成地位（A地位）、權威接納地位（F地位）、同一性形成—權威接納的中間地位（A—F中間地位）、積極延緩（M地位）、同一性擴散地位、同一性擴散—積極延緩的中間地位（D—M）同一性權威地位。張日昇曾采用該問卷對高中生、大學生的自我同一性進行測查。經(jīng)檢驗，其信度系數(shù)為0.71。

第三，統(tǒng)計方法。將所有數(shù)據(jù)隨機分成兩半，用其中一半328名被試數(shù)據(jù)進行項目分析、探索性因素分析，另一半323名被試數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析，并用全部數(shù)據(jù)進行信度檢驗。

二 結果

1.項目分析

項目分析采用臨界比率法，即對每一個問卷項目進行排序后，進行高低分組?？疾烀總€項目前27%與后27%在得分上的差異系數(shù)，如果t值大于臨界值，說明該問卷項目具有良好的鑒別力，區(qū)分度良好。經(jīng)檢驗，所有項目都具有良好的鑒別力，可以進行下一步分析。

2.探索性與驗證性因素分析

用隨機分半的328名被試數(shù)據(jù)進行探討性因素分析。采用主成分分析與極大方差正交旋轉(zhuǎn)法。結果顯示，KMO值為0.74，Bartlet球形檢驗統(tǒng)計量為6085.91，P=0.0001達顯著性水平，可以進行因素分析。根據(jù)碎石圖與特征根值發(fā)現(xiàn)，特征根值大于1的有18個，不符合原量表的結構要求。根據(jù)marica理論和碎石圖，限制抽取4個因子，刪除共同性小于0.3項目以及歸屬不明確的項目后，最終提取出歸屬明確，能完整體現(xiàn)自我同一性狀態(tài)，包含44個題目的4個因子，累積方差解釋率為29.18%。與原問卷結構相比，題目較少，歸屬明確。這4個因子分別是同一性獲得、同一性早閉、同一性擴散與同一性延緩。見表1。

利用另一半323個數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析表明，4因素的擬合指標分別為x2/df=2.16，RMSEA=0.06，NNFI=0.91，NFI=0.88，CFI=0.92。根據(jù)候杰泰、溫忠麟等人的研究結果，只要x2/df小于5，NFI、NNFI、CFI大于0.9，RMSEA小于0.08，模型就可以接受。從擬合指數(shù)來看，除NFI稍小于0.9外，各數(shù)據(jù)都滿足測量學的要求。說明探索性因素分析所得模型是可以接受的，具有較好的結構效度。

3.信度、效度檢驗

第一，內(nèi)部一致性信度與重測信度。對自我同一性獲得、同一性早閉、同一性擴散、同一性延緩4個子量表Cronbach’sα系數(shù)分別是0.72，0.84，0.77，0.68，0.62。隔3周后，對50名被試進行重測，重測信度為依次為0.85，0.64，0.61，0.57，0.55。表明問卷的內(nèi)部一致性信度及穩(wěn)定性較好。

第二，效標關聯(lián)效度分析。采用加藤厚自我同一性地位量表作為問卷的效標，考察自我同一性狀態(tài)效標關聯(lián)度。自我同一性狀態(tài)與自我同一性地位之間的關聯(lián)見表2。結果顯示自我同一性獲得狀態(tài)與現(xiàn)在的自我投入、過去的危機、將來的自我投入愿望呈顯著的正相關，相關系數(shù)介于0.21～0.47之間；自我同一性早閉狀態(tài)、同一性擴散狀態(tài)與現(xiàn)在的自我投入，過去的危機、將來的自我投入呈顯著的負相關，相關系數(shù)介于-0.21～-0.33之間；而自我同一性延緩狀態(tài)只與將來的投入呈顯著正關，與現(xiàn)在的投入、過去的危機相關不顯著。

三 討論

本研究修訂了適合我國大學生使用的自我同一性狀態(tài)問卷。項目分析發(fā)現(xiàn)該問卷具有良好的區(qū)分度。探索性因素與驗證性因素分析表明，該問卷具有良好的結構效度，與Marcia的理論構想一致，并且4個分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)介于0.62～0.84之間，分半信度介于之0.81～0.68間，達到心理測量學的要求。

驗證性因素分析表明，該問卷修訂還有改進的空間。同時，采用隨機刪除重復題目，具有較強的隨意性，沒有把真正能測量大學生自我同一性狀態(tài)的題目給予選擇出來。在本次問卷修訂中，遵從Marcia的理論指導，嚴格按照心理學量表修訂過程，根據(jù)測量結果，選擇最能代表大學生自我同一性狀態(tài)的題目，完整體現(xiàn)了Marcia的理論。在此次修訂中，在數(shù)據(jù)驅(qū)動基礎上，沒有把Bennion和Adams的意識與人際關系領域內(nèi)子項目全部給予反映出來，這在以后的研究中將進一步進行修訂與完善。

綜上所述，大學生自我同一性狀態(tài)修訂版具有良好的信效度，可以作為今后開展大學生自我同一性的相關研究。需要說明的是，由于此次問卷修訂僅局限于大學生群體范圍，能否把該問卷推廣到整個青少年還有待進一步檢驗。

參考文獻

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〔責任編輯：龐遠燕〕