Rosenberg自尊量表因素結(jié)構(gòu)的再驗(yàn)證

1、心理測(cè)量與評(píng)估Rosenberg 自尊量表因素結(jié)構(gòu)的再驗(yàn)證 *楊燁 王登峰! 摘 要 目的 :探 討 R osenberg 自尊量表 的二因 素模型。 方 法 :591名在校大 學(xué)生完 成 R osenberg 自 尊 量表 (SES 和自我和諧量表 (SCCS, 用驗(yàn)證性因素分 析檢驗(yàn)自尊量表不同 模型的 擬合優(yōu) 度 ; 用回歸 分析 探討自尊和自我和諧的關(guān)系。 結(jié)果 :自尊的二因素相關(guān)模型能更好地?cái)M合數(shù)據(jù) ( 2=126 52, df =34, 2/df =3 72, CF I=1 00, TL I=0 99, RM S EA =0 07, 說(shuō)明自 尊的自 我肯定維 度和自 我否定 維度在

2、 數(shù)學(xué)上 具有 一定的區(qū)分效度 ; 分別對(duì)自我肯定和自我否定與自我和諧的三個(gè)維度進(jìn)行回歸分析 , 發(fā)現(xiàn)兩個(gè)維度的作 用存 在分離效應(yīng) , 說(shuō)明自尊的自我肯定維度和自 我否定維 度在理 論上具 有一定 的區(qū)分 效度。 結(jié)論 :R osenberg 自 尊量表 (SES 可以使用二因素模型。! 關(guān)鍵詞 自尊 ; 驗(yàn)證性因素分析 ; R osenberg 自尊量表 ; 自我和諧中圖分類(lèi)號(hào) :B848 4文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 :A 文章編號(hào) :1000-6729(2007 09-00603-04Re test of the B id i m en sionalM ode l of Rosenberg Self

3、E steem S caleYANG Y e , W ANG D eng F engD epart m ent of Psy chology , Peking U niversity , Be ijing 100871! Ab stract O bjective :T o study the b i di m ensi onalm ode l o f se lf esteem and the re lati onshi p be t w een se lf estee m and se lf consistency and congruency M e thod :591co lleg e s

4、tudents comp l e ted R osenberg Se lf Estee m Scale and Se lf Consi stency and Cong ruency Sca le Am os4 0was appli ed to ana l y si s the unidi m ens i ona l model and t he b i di m ensi onal m ode l of self estee m, regress i on bet ween self estee m and se lf consistency and congruency we re then

5、 ana l yzed R esu lts : The bidi m esiona lm ode l o f self estee m fit the data be tter ( 2=126 52, df =34, 2/df =3 72, CF I=1 00, TL I= 0 99, RM SEA =0 07, and d i ssoc i ation effec t bet w een se lf cons i stency and congruency and positive di m ensi on and negative d i m ension w ere found Conc

6、 l u sion :T he study tends to suppo rt t he hypothesis o f t he b i di m ensi onal mode l o f se lf estee m! K ey W ords se lf estee m; CFA; SES ; self consistency and cong ruency自尊 (se lf estee m 是對(duì)自我的一般性評(píng)價(jià) , 是 個(gè)體經(jīng)驗(yàn)和生活質(zhì)量的中心方面。早期研究多為測(cè)量 對(duì)個(gè) 體 一 般 性 評(píng) 價(jià) 的 自 尊 , 常 用 的 測(cè) 量 問(wèn) 卷 有 : Rosenberg 自尊量表 (SES 、自

7、我不足感量表 (FIS 、 自尊量表 (CSE 、個(gè)人評(píng)價(jià)量表 (PE I 等 1, 其中 SES 是具有代表性的測(cè)量工具。 Rosenberg 認(rèn)為這種對(duì) 個(gè)體的一般性評(píng)價(jià)是單維的 , 并在許多研究中得到了 驗(yàn)證 2。同時(shí) , 一些研究者認(rèn) 為自尊可以區(qū) 分為自 我肯定和自我否定兩個(gè)維度。 Rosenberg 也發(fā)現(xiàn)可以 用兩個(gè)因素解釋 , 但實(shí)際上反映了同一種人格特質(zhì)。 K aplan 和 Pokorny 3對(duì) 500名成人施測(cè)得到兩個(gè)不相 關(guān)因素 , 可以解釋 45%的方差。另外 Shahani 、 D ip boye 和 Ph illips 4、 H agbor g 5、 Go l d

8、 s m ith 6的研究支 持自尊的二因素模 型。李虹 7也發(fā) 現(xiàn) SES 可以用兩 個(gè)因素 , 即自我肯定和自我貶低來(lái)解釋。把一般性的自尊區(qū)分為自我肯定和自我否定兩個(gè) 維度 , 有其理論意義。 K aplan &Pokorny 3發(fā)現(xiàn)自我 否定與被試的焦慮、抑郁水平相關(guān)顯著 , 而自我肯定 與之相關(guān)不顯著。 Ow ens 8綜述前人的研究認(rèn)為自我 肯定與個(gè)體親社會(huì)的態(tài)度和行為有關(guān) , 自我肯定得分 高的個(gè)體有更高的生活滿(mǎn)意度 , 傾向于肯定自己的優(yōu) 點(diǎn)和能力 , 而自我否定得分與心理和情緒障礙關(guān)系更 大 , 得分高的個(gè)體傾向于懷疑自己的價(jià)值和效能。本 研究通 過(guò) 探索 性和 驗(yàn) 證

9、性 因 素分 析 , 檢 驗(yàn)和 確 認(rèn) 603中國(guó)心理衛(wèi)生雜志 2007年 第 21卷 第 9期*基金項(xiàng)目 :國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目 (30270469 ,Rosenberg 自尊量表的二因素模型。自 我 和 諧 (self consistency and congr uency 是 Rogers CR 人格理論中最重要的概念之一 , 反映了自 我和經(jīng)驗(yàn)之間的一致與和諧 , 是心理健康的 重要標(biāo) 志 9, 10。 Rosenberg 使用自我和諧理論 (self consisten cy theory 和自尊理論 (se lf estee m theory 構(gòu)建解釋 青少年自尊、抑郁、不良行

10、為和學(xué)業(yè)成績(jī)關(guān)系的理論 框架 11, 說(shuō)明自我和諧與自尊有著緊密的關(guān) 系。如 果自尊可以區(qū)分為自我肯定和自我否定兩個(gè)不同的維 度 , 那么這兩個(gè)不同的維度與自我和諧各個(gè)維度的關(guān) 系會(huì)存在不一致。本研究的另一目的就是檢驗(yàn)自尊的 兩個(gè)維度自我肯定和自我否定與自我和諧的不同維度 間的關(guān)系 , 檢驗(yàn)自尊的兩個(gè)維度的作用是否存在分離 效應(yīng)。1對(duì)象與方法1 1對(duì)象1 1 1探索性因素分析的樣本 被試為綜合院校 在讀本科生 587人 , 回收問(wèn)卷 580份 , 有效問(wèn)卷 571份 , 有效率為 97%; 被試年齡 17-27歲 , 平均年齡 20 9#1 5歲 ; 其中男性被試 215名 , 女性被試 30

11、1名 , 未表明性別 55名。所有被試均要求完成 Rosen berg 自尊量表 (SES 。1 1 2驗(yàn)證性因素分析的獨(dú)立樣本被試為綜合院校在讀本科生 , 發(fā)放問(wèn)卷 671份 , 回收問(wèn)卷 654份 , 有效問(wèn)卷 591份 , 有效率為 88%; 被試年齡 17-24歲 , 平均年齡 20 5#1 4歲 ; 其中 男性被試 192名 , 女性被試 361名 , 未表明性別 38名。所有被試均要求完成 Rosenberg 自尊量表 (SES 和自我和諧量表 (SCCS1 2工具1 2 1自尊量表 (SES 12測(cè)量個(gè)體的自尊水 平 , 量表共有十個(gè)項(xiàng)目 , 測(cè)量一般性的自尊 , 其中 5個(gè)項(xiàng)目

12、是正向記分 , 5個(gè)項(xiàng)目是反向記分。1 2 2自我和諧量表 (SCCS 9分別測(cè)量個(gè)體 自我與經(jīng)驗(yàn)的不和諧程度、自我的靈活性以及自我的 刻板性。1 3統(tǒng)計(jì)方法 探索性因素分析、驗(yàn)證性因素分 析、回歸分析。2結(jié) 果2 1探索性因素分析的結(jié)果對(duì) Rosenber g 自尊量表的 10個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行探索性因 , , , 個(gè)特征值大于 1, 碎石圖檢驗(yàn)顯示抽取 2個(gè)因素。兩 個(gè) 因 素 共 解 釋 方 差 的 52 20%。 第 一 個(gè) 因 素 (26 64% 包含 5個(gè)項(xiàng)目 , 為自我肯 定維度 ; 第二 個(gè)因 素 (25 56% 包含 5個(gè)項(xiàng) 目 , 為 自我 否定 維 度。各項(xiàng)目的因素載荷見(jiàn)表 1(

13、因素載荷 0 30以下 的值未顯示 。表 1Ros enb erg 自尊量表各項(xiàng)目的因素載荷自我肯定項(xiàng)目 負(fù)荷自我否定項(xiàng)目 負(fù)荷10 7790 7720 73100 7640 7130 6260 6750 6170 5980 572 2驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果使用 Am os4 0進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析 , 設(shè)定一因 素模型、二因素獨(dú)立模型和二因素相關(guān)模型 , 分別檢 驗(yàn)?zāi)Ｐ团c數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度。一因素模型是把所有 10個(gè)項(xiàng)目都作為一個(gè)潛變量的指標(biāo) ; 二因素獨(dú)立模型是 把自我肯定維度的 5個(gè)項(xiàng)目作為一個(gè)潛變量的指標(biāo) , 自我否定維度的 5個(gè)項(xiàng)目作為一個(gè)潛變量的指標(biāo) , 設(shè) 定兩個(gè)潛變量獨(dú)立 ; 二因素相

14、關(guān)模型是把自我肯定維 度的 5個(gè)項(xiàng)目作為一個(gè)潛變量的指標(biāo) , 自我否定維度 的 5個(gè)項(xiàng)目作為一個(gè)潛變量的指標(biāo) , 設(shè)定兩個(gè)潛變量 相關(guān)。各項(xiàng)擬合優(yōu)度指標(biāo)見(jiàn)表 2。表 2三種模型的各項(xiàng)擬合優(yōu)度指標(biāo)模型設(shè)定 2df 2/df CFI TLI RM SEA 一因素模型 210 60356 020 990 980 09二因素獨(dú)立模型 361 973510 340 980 970 13二因素相關(guān)模型 126 52343 721 000 990 07二因素相關(guān)模型與二因素獨(dú)立模型是互為嵌套模 型 , 二因素相關(guān)模型少一個(gè)自由度 , 卡方少 235 45, 卡方檢驗(yàn)達(dá)到 0 001水平顯著 , 說(shuō)明二因素相

15、關(guān)模型 與數(shù)據(jù)的擬合好于二因素獨(dú)立模型 , 支持接受二因素 相關(guān)模型 13; 二因素相關(guān)模型與一因素模型雖然不 是嵌套模型 , 仍然可以用卡方檢驗(yàn)粗略比較模型的擬 合優(yōu)度 13, 結(jié)果二因素相關(guān)模型與數(shù)據(jù)的擬合好于 一因素模型 , 也支持接受二因素相關(guān)模型。同時(shí)三個(gè) 模型中 , 只 有二 因素 相 關(guān)模 型 的卡 方 與 自由 度 比 ( 2/df 達(dá)到小于 5 0的標(biāo)準(zhǔn) 13, 只有二因 素相關(guān) 模型的近似誤差均方根 (R M SEA 值達(dá)到小于 0 08 13604Ch i n eseM en t alH ealt h Journ a, l Vo l21, NO 9, 20072 3自尊和

16、自我和諧的回歸分析分別以自我和諧的三個(gè)維度及自我不和諧總分作 為因變量 , 以自尊的自我肯定維度、自我否定維度為 預(yù)測(cè)變量進(jìn)行回歸分析 , 并計(jì)算方差膨脹因子檢驗(yàn)變 量的多重共線(xiàn)性 , 結(jié)果見(jiàn)表 3。表 3各個(gè)回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)、 R 2和方差膨脹因子項(xiàng)目自我不和諧自我靈活性自我刻板性自我不 和諧總分自我肯定 -0 070 40*-0 00-0 20*自我否定 0 36*0 020 19*0 313* R 20 160 150 040 20方差膨脹因子 1 461 431 461 42*P <0 001表 3顯示 , 當(dāng)因變量是自我不和諧時(shí) , 只有自我 否定能進(jìn)入回歸方程 ; 當(dāng)

17、因變量是自我靈活性時(shí) , 只 有自我肯定能進(jìn)入回歸方程 ; 當(dāng)自我刻板性為因變量 時(shí) , 只有自我否定能進(jìn)入回歸方程 ; 當(dāng)因變量是自我 不和諧總分時(shí) , 自我肯定和自我否定都能進(jìn)入回歸方 程。3討 論探索性因素分析結(jié)果顯示 , 無(wú)論碎石圖檢驗(yàn)還是 特征值的標(biāo)準(zhǔn) , 都支持取兩個(gè)因素。最大方差正交旋 轉(zhuǎn)后 , 各項(xiàng)目的因素載荷都大于 0 50, 說(shuō)明項(xiàng)目可 以很好地代表各自的因素。且在另一個(gè)因素上的載荷 都小于 0 30, 說(shuō)明各項(xiàng)目對(duì)兩個(gè)因素 都有一定的區(qū) 分度 , 而把十個(gè)項(xiàng)目區(qū)分為兩個(gè)因素具有一定的數(shù)學(xué) 意義。獨(dú)立樣本的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果中 , 比較一因 素模型、二因素獨(dú)立模型和二因素相

18、關(guān)模型的各項(xiàng)擬 合優(yōu)度指標(biāo) , 顯示二因素相關(guān)模型與數(shù)據(jù)的擬合程度 最好 , 并且只有二因素相關(guān)模型的擬合優(yōu)度指標(biāo)可以 被接受。因此可以認(rèn)為區(qū)分自我肯定維度和自我否定 維度更好地反映了個(gè)體的自尊水平 , 確認(rèn)了探索性因 素分析的結(jié)果。以自我和諧的三個(gè)維度作為因變量 , 自我肯定維 度、自我否定維 度作為預(yù)測(cè)變量 , 分別進(jìn)行 回歸分 析 , 結(jié)果顯示都只有一個(gè)維度能進(jìn)入回歸方程 , 同時(shí) 對(duì)自我肯定維度和自我否定維度的共線(xiàn)性診斷結(jié)果表 明 , 方差膨脹因子 (V I F 值都小于 1 5, 沒(méi)有出現(xiàn) 多重共線(xiàn)性問(wèn)題 , 說(shuō)明回歸方程是穩(wěn)定的 , 結(jié)果是可 靠的。其中自我肯定與自我靈活性有關(guān) ,

19、 分析自我肯 定的項(xiàng)目 , 自我肯定維度代 表了對(duì)自己的褒 揚(yáng)和接 受 , 自我靈活 性與敵對(duì)和恐怖相 關(guān) 9, 可能 反映了 , 全 , 與 Ow ens 8的發(fā)現(xiàn)一致。自我否定與自我不和諧 和自我刻板性有關(guān) , 分析自我否定的項(xiàng)目 , 自我否定 維度代表了對(duì)自己的貶抑和拒絕 , 自我不和 諧與強(qiáng) 迫、人際關(guān)系 障礙及抑郁相關(guān) 9, 自我刻板 性與偏 執(zhí)相關(guān) , 可能反映了上述癥狀與自我的負(fù)性評(píng)價(jià)有一 定的關(guān)系 , 與 Kap lan 和 Pokorny 3的發(fā)現(xiàn)一致。以自 我不和諧總分作為因變量 , 自我肯定維度、自我否定 維度作為預(yù)測(cè)變量 , 進(jìn)行回歸分析時(shí) , 兩個(gè)維度都進(jìn) 入了回歸方

20、程 , 自我不和諧總分代表了個(gè)體總體上自 我和經(jīng)驗(yàn)的一致性 , 體現(xiàn)個(gè)體總體的心理健康水平 , 說(shuō)明自我肯定和自我否定都對(duì)個(gè)體的心理健 康有貢 獻(xiàn) , 不過(guò)是對(duì)心理健康的不同方面起作用。以上回歸 分析結(jié)果說(shuō)明自我肯定維度和自我否定維度具有一定 的區(qū)分效度 , 兩維度的作用存在分離效應(yīng)。同時(shí)以自 我和諧總分作為因變量進(jìn)行回歸分析 , 卻沒(méi)有發(fā)現(xiàn)同 樣的分離效應(yīng) , 因此自我肯定維度和自我否定維度的 分離效應(yīng)具有一定的理論意義 , 而非數(shù)學(xué)上的原因 , 支持從理論上把自尊區(qū)分為自我肯定維度和自我否定 維度。綜上所述 , 無(wú)論從數(shù)學(xué)分析的結(jié)果 , 還是從理論 分析的結(jié)果 , 都支持在使用 Rosen

21、berg 自尊量表時(shí)可 以采用二因素模型。本研究不足之處在于沒(méi)有進(jìn)一步 分析自尊二因素模型的作用機(jī)制 , 嘗試進(jìn)行深入的理 論構(gòu)架。另外在研究中 , 性別不明的被試較多 , 可能 影響結(jié)果的可靠性。將來(lái)的研究可以進(jìn)一步確定自我 肯定和自我否定所代表的理論意義以及他們的核心特 征。參考文獻(xiàn)1黃希庭 , 楊雄 青年學(xué) 生自我 價(jià)值感 量表 的編制 心理 科學(xué) , 1998, 21:289-2922R osenberg FR, R osenberg M Se lf estee m and D e li nquency J Y out h A do lesc , 1978, 7:279-2913K a

22、plan HB , Pokorny AD Screening T ests and Se lf Identifica ti on i n t he D etection of A lcoholis m J H ea lth Soc Behav , 1974, 15:51-564Shahani C, D i phoye R, P hilli ps AP G loba l Self estee m as a Corre late of W o rk R elated A ttit udes :A Q uesti on o f D i m en s i ona li ty J Pe rs A sse

23、ss , 1990, 54:276-2885H agbo rg W J Scores o f m i ddle schoo l ag e students on the R osenberg Se lf E steem Sca l e P sycho lR ep , 1996, 78:1071 -10746G o l ds m ith RE , M athe rl y TA C reativ i ty and Self esteem :A (下轉(zhuǎn)至第 609頁(yè) 605中國(guó)心理衛(wèi)生雜志 2007年 第 21卷 第 9期由于國(guó)內(nèi)外尚未見(jiàn)針對(duì)青 少年的家庭滿(mǎn) 意度量 表 , 故將本量表與張興貴等編制

24、的學(xué)生生活滿(mǎn)意度量 表進(jìn)行比較 , 分析發(fā)現(xiàn) , 在學(xué) 生生活滿(mǎn)意度 量表 1中家庭滿(mǎn)意度這一維度中的 7個(gè)條目均可分別歸入本 量表家庭環(huán)境、家庭養(yǎng)育方式、家庭成員間的溝通了 解度三個(gè)維度中 , 說(shuō)明該三個(gè)維度已能充分涵蓋家庭 滿(mǎn)意度的各個(gè)方面 , 同時(shí)本量表可通過(guò)更多選擇更充 分地評(píng)估青少年對(duì)家庭的滿(mǎn)意程 度和問(wèn)題所在。與 1992年 M arfaret 等編制的家庭滿(mǎn)意度量表進(jìn)行對(duì)比分 析發(fā)現(xiàn) , M arfaret 的量表 3中家庭中的一致性和公平 性作為一個(gè)維度單獨(dú)存在 , 而在本研究中 , 相關(guān)條目 被歸到家庭教養(yǎng)方式維度中 , 這可能與中西方的文化 差異有關(guān)。在東方 君君、臣臣、父

25、父、子子 %的 觀念下 , 家庭中的成員各司其職 , 平等性被淡化。同 時(shí) , 在本量表中多了家庭教育方式維度。已有大量研 究表明 , 家庭的教育方式對(duì)青少年的家庭、生活滿(mǎn)意 度都有極大的影響 6, 7, 然而由于 M arfare 等 編制的 量表并非針對(duì)青少年 , 故沒(méi)有納入這個(gè)維度 , 如果在 研究中直接采用一般的家庭滿(mǎn)意度量表 , 將會(huì)忽略這 一重要影響因素 , 而可能得出與真實(shí)情況不相符合的 結(jié)果 , 由此足見(jiàn)編制針對(duì)青少年的家庭滿(mǎn)意度量表的 必要性。綜上所述 , 該量表?xiàng)l目量適中 , 表達(dá)意義清晰明 確 , 既能涉及到青少年對(duì)家庭各個(gè)方面的態(tài)度 , 又使 測(cè)評(píng)簡(jiǎn)單易行 , 可以作為

26、我國(guó)青少年對(duì)家庭滿(mǎn)意程度 的評(píng)定工具。但一個(gè)好量表的產(chǎn)生需要在實(shí)踐中不斷 反復(fù)使用和修改 , 今后還應(yīng)擴(kuò)大被試范圍 , 并作進(jìn)一 步的驗(yàn)證性因素分析以不斷完善該量表。參考文獻(xiàn)1張興貴 , 何立 國(guó) , 鄭雪 青少 年學(xué) 生生 活滿(mǎn)意 度的 結(jié)構(gòu)和量表編制 心理科學(xué) , 2004, 27(5 :1257-l 260 2Strauss A, Corb i n J 徐宗國(guó) 譯 質(zhì)性研究概 論 巨流圖 書(shū)公司 (臺(tái)灣 , 19983Carver M D, Jones WH the F a m ily Satisfacti on Scale Soc i a l Behav P ers , 1992, 2

27、0(2:71-844見(jiàn) :汪向 東 , 王希 林 , 馬 弘 心理 衛(wèi)生 評(píng) 定量 表手 冊(cè) 中國(guó)心理衛(wèi)生雜志 , 1999, (增刊 :134-1525M cCo ll u m EE , Schu mm W R, R usse ll CS R e liab ility and va li dity o f t he K ansas Fa m il y L ife Sati sfaction Sca l e i n a predo m i nantl y m idd l e aged sa m ple P sycho l R ep , 1988, 62(1: 95-986鄭立新 , 陶廣放 兒

28、童主觀生活滿(mǎn)意度影響因素的研 究 中國(guó)臨床心理學(xué)雜志 , 2001, 9:105-1077吳敏 , 晴松 和 , 李幼 輝 , 等 家庭教 育因 素對(duì) 青少 年心 理健康的 影響 國(guó)際 中華 神 經(jīng)精 神醫(yī) 學(xué)雜 志 , 2005, 6: 117-1208P erlesz A, K i nsell a G, C row e S Sycho l og ica l d i stress and fa m ily sa tisfacti on fo llo w i ng trau m atic bra i n inj ury :inj ured i n d i v i dua ls and thei

29、r pri m ary , secondary , and te rti ary carers J H ead T rau m a R ehab i, l 2000, 15(3 :909-929 9Bragado ttir H, R eed D P sychom etr i c i nstru m ent eva l uati on : t he pediatr i c fa m ily sa ti sfacti on questionnaire Pediatr N urs , 2002, 28(5:475-48210林清山 ALPHA 因素 分析的 理論 統(tǒng)計(jì) 方法 和實(shí)證 性研 究 中國(guó)測(cè)驗(yàn)學(xué)會(huì)年刊 (臺(tái)灣 , 1987, 34:159-167 11張興貴 幸福與人格 廣州