多重情緒智力量表_MEIS_的信度_結構效度及應用評價研究_曹蓉

1、心理科學 Psychological Sci ence 2007, 30(2 :419-421 419多重情緒智力量表(MEIS 的信度、結構效度及應用評價研究曹 蓉1 王曉鈞 2(1西北大學管理學院, 西安, 710054 (2深圳大學師范學院心理學系, 深圳, 518060摘 要 對多重情緒智力量表(M EIS 的信度和結構效度進行了實證檢驗, 結果發(fā)現(xiàn), M EIS 的內部一致性信度( 系數(shù)偏低, 各分量表的分半信度系數(shù)很低; M EIS 總量表的結構效度明顯不足, 對七個分量表的因素分析結果顯示, 每個維度對總量表的貢獻率很低; 無法滿足M ayer 和Salovey 情緒智力4維度理

2、論框架。對4個維度逐一進行二階因素分析結果均揭示, M EIS 明顯缺乏每個維度所設定的4因素的結構效度, 項目效率明顯不足, 因此, M E IS 尚不具備有效測量情緒智力的功能。關鍵詞:多重情緒智力量表(MEI S 信度 結構效度1 引言自從美國學者M ayer 和Salo vey 于1997年修正了他們1989-1990年提出的情緒智力理論結構假設以來1, 2, 情緒智力研究面臨的最大挑戰(zhàn)就是如何證明情緒智力的存在, 對此, 國際學術界和社會應用領域曾經出現(xiàn)過眾多所謂的 EQ 測驗, 對情緒智力的應用和實證研究造成了不良影響3。近年來, 隨著此領域研究的不斷深入, 已顯示出明顯的實證研究

3、趨勢, 用編制情緒智力評估量表來驗證情緒智力的存在, 證明情緒智力與其他心理現(xiàn)象的關系, 澄清情緒智力的應用價值等一系列相關研究成為這一領域新的研究熱點, 如Bar-On 情緒智力問卷(EQ -I , Goleman 情緒智力測驗等, 其中, 研究較多并產生較大影響的量表首推由May er 和Sa -lov ey 等人編制的 多重情緒智力量表 (以下簡稱M EIS 4。M ay er 、Salov ey 等人編制M EIS 的目的有兩個, 一是開發(fā)一套定量評估情緒智力的應用工具; 二是試圖用實證方法證明情緒智力理論結構的存在。M EIS 共有兩個版本, 一個是1997年編制的成套情緒智力問卷

4、多因素情緒智力量表(M ultibranch Emotional Intelligence Scale , 該量表包括12個分測驗, 分別是:精確知覺、評估和表達情緒能力量表(4個分測驗 、在接近和產生情感時對思維有促進作用能力量表(2個分測驗 、理解情緒和理解情緒知識能力量表(4個分測驗 和調節(jié)情緒以促進情緒和智力發(fā)展能力量表(2個分測驗 , 共402個項目, 分別測量他們提出的4維度、16變量情緒智力理論結構5。M ayer 等人研究表明, 成套情緒智力問卷全量表的 系數(shù)為0. 96, 各分量表的內部一致性信度在0. 81-0. 96之間6。然而, 在證明其理論維度時, 他們的努力并不成功

5、。例如, 根據M ayer 和Salovey 的理論構想, 情緒智力理論是四個維度、16變量的能力結構, 盡管他們采用了驗證性因素分析, 但得出的結果僅僅只在一個維度上存在負荷, 很顯然, 他們用這個量表沒有得出這種能力結構存在的證據7。另一個版本是1999年問世的簡化本, 該版本共有7個分量表, 160項目。分量表(1 、(2 為精確知覺、評估和表達情緒能力量表, 測量的是M ayer 和Salov ey 情緒智力理論的維度1(精確知覺、評估和表達情緒能力 ; 分量表(3 為在接近和產生情感時對思維有促進作用能力量表, 測量情緒智力理論的維度2(在接近和產生情感時對思維有促進作用能力 , 分

6、量表(4 、(5 、(6 為理解情緒和理解情緒知識能力量表, 測量情緒智力理論的維度3(理解情緒和理解情緒知識的能力 ; 分量表(7 為調節(jié)情緒以促進情緒和智力發(fā)展能力量表, 測量情緒智力理論的維度4(調節(jié)情緒以促進情緒和智力發(fā)展的能力 8。他們聲稱, 用1999年M EI S 簡化版本能夠完成1997年成套情緒智力問卷的測量功能9。M EIS 是目前世界上唯一自稱能夠測量 能力 的情緒智力量表10, 有著廣泛的影響, 但除了編制者對其心理測量學指標有一些披露以外11, 尚缺乏更多的研究事實證明此量表的科學性, 尤其是對M EIS 簡化版本的驗證, 明顯缺乏實證研究報告。本文以1999年M E

7、IS 簡化版本為工具, 對其信度、效度進行檢驗, 尤其是對M EIS 理論效度進行因素分析研究, 目的在于評價M EIS 作為測量情緒智力工具的有效性, 為實際應用該量表提供科學依據。2 研究工具及方法2. 1 研究工具2. 1. 1 引進1999年M EIS 簡化英文版本, 首先譯為中文, 然后采用中英文互譯的方法進行問卷翻譯對比, 以保證中文問卷翻譯的準確性。2. 2 被試共選取被試人數(shù)1000人, 收回有效答卷901份, 有效答卷共分兩個層次:(1 大學生樣本:選取一、二、三年級大學生共455人; (2 高中生樣本:選取高一、高二、高三年級被試446人, 被試年齡在1622歲之間, 其中

8、男性458人, 女性443人。2. 3 施測過程及數(shù)據處理將收集到的數(shù)據輸入計算機, 在對各分量表被試反應結果進行描述統(tǒng)計處理的基礎上進行因素分析。因素分析采用主成分分析, 因子旋轉采用K aiser 常態(tài)化最大方差旋轉。統(tǒng)計軟件為SPSS11. 0。本文為教育部 十五 教育科學規(guī)劃重點項目 大、中學生情緒健康指標體系的建立及評定工具的開發(fā)研究 (項目批準號:DBB010522 的一部分。w xjcom.420心 理 科 學3 結果與討論3. 1 信度指標表1分別列出了M EIS 的內部一致性信度系數(shù)和分半信度系數(shù)。表1 多重情緒智力量表(MEI S 信度系數(shù)(n =901量表序號01. 2.

9、 3. 4. 5. 6. 7.量表名稱總量表知覺、評估和表達情緒(面部表情 知覺、評估和表達情緒(故事情感對思維的促進情緒理解(詞匯選擇 情緒理解(情緒行為預測 情緒理解(情緒感受認同情緒調節(jié)內部一致性信度( 系數(shù)0. 6940. 6920. 6820. 6990. 6840. 6800. 7100. 7090. 5210. 6460. 5020. 2560. 2280. 3300. 383分半信度系數(shù)3. 1. 1 內部一致性信度檢驗結果分析M EI S 的內部一致性信度( 系數(shù)普遍不高, 其范圍從0. 710-0. 680。表明此量表的內部一致性水平不是很高。這種信度系數(shù)比較難以回答 測驗

10、為什么可靠 的問題。也就是說, 從多重情緒智力量表(M EI S 的內部一致性信度檢驗中尚得不出此測驗具有良好內部一致性水平的結論, 只能得出此測驗的內部穩(wěn)定性程度比較勉強地達到測驗所要求的可靠水平。3. 1. 2 分半信度檢驗結果分析多重情緒智力量表的分半信度檢驗方法采用了Spear -man-Brown 不等值前后分半方法。但得出的分半信度系數(shù)很低, 其范圍僅僅從0. 646-0. 228。表明此量表的分半信度完全達不到可靠性要求。3. 2 總量表結構效度分析3. 2. 1 對總量表測量結果的因素分析表2列出了M EIS 四因子分析的結果。本研究者試圖按照M ayer 和Salovey 假

11、設的情緒智力理論結構提取出4個共同因子。因子分析結果顯示, 提取出的4個共同因子經旋轉后的特征根沒有1個大于1, 共同因子的方差百分比貢獻率占7個變量的31. 04。用Bartlett 公式對特征值進行無關意義檢驗, 其數(shù)學意義并不明顯, 可認為四個共同因子無法構成Salovey 和M ayer 情緒智力結構的主要成分。這七個分量表從內容形式上滿足了M ayer 和Salovey 四維度情緒智力理論框架, 但因素分析結果表明, 七個分量表從理論實質上卻沒有滿足M ayer 和Salo vey 四維度情緒智力理論框架。表2 多重情緒智力量表(MEIS 四因素分析總體方差解釋(n =901旋轉前累

12、計平方負荷變量特征值12345672. 300. 960. 890. 830. 780. 700. 54方差百分比32. 8913. 6812. 6811. 8611. 2010. 067. 65累計貢獻率%32. 8946. 5759. 2471. 1082. 2992. 35100. 00特征值1. 660. 270. 204. 54E-02方差百分比23. 733. 862. 790. 65累計貢獻率%23. 7327. 5930. 3931. 04旋轉后累計平方負荷特征值0. 900. 750. 474. 587E-02方差百分比12. 9110. 736. 740. 66累計貢獻率%

13、12. 9123. 6430. 3831. 043. 2. 2 對總量表結構效度考察的討論為什么對M EIS 信度的檢驗和結構效度的檢驗會出現(xiàn)上述完全不能令人滿意的結果呢?本研究結果揭示, 信度不高是因為量表項目抗干擾水平不高, 造成隨機誤差的可能性大于優(yōu)秀量表。而結構效度出現(xiàn)的誤差則可以從量表編制的初衷找到原因, 很顯然, M ayer 和Salov ey 在編制該量表時, 并沒有根據他們提出的理論框架設計分量表, 因而造成了一種奇怪的理論和實證研究內容相脫節(jié)的現(xiàn)象, 導致不論是他們的研究結果, 亦或是筆者的研究結果, 都無法證明其1997年理論框架的存在。從因素分析方差貢獻率上看, 四個因

14、素中竟沒有一個因素的特征根大于1。此結果表明, 四個因素中的每一個因素都無實際統(tǒng)計意義, 也就是說, 每一個因素都無法獨立負荷它所要測量的內容。除此而外, 因素的貢獻率上也存在致命的弱點, 對測驗結, , 是說, 有60%以上的測驗內容并沒有包括在這四個因素中, 四個因素如此低的方差貢獻率既無法代表M ayer 和Salovey 四維度情緒智力理論假設框架, 也無法成為總量表的結構效度指標。因此, M EI S 總量表并不具備此測驗應該具備的結構效度。4 各維度結構效度分析表3列出了對M EIS 第一個維度測量結果所作的因素分析(由于篇幅關系, 僅列出了理論維度1:精確知覺、評估和表達情緒能力

15、的4因素分析結果, 其它三個維度的4因素分析結果未列出, 但數(shù)據顯示出明顯的一致性趨勢 , 有如下問題相當突出:4. 1 按照M ayer 和Salov ey 1997年情緒智力理論假設, 情緒智力共有四個維度, 每個維度包含四大因素, 共有4 4=16個因素11。但從量表設計上, 四個維度的分量表題目表面上曹蓉等:多重情緒智力量表(M EIS 的信度、結構效度及應用評價研究 421相當模糊, 我們無法從內容上看出七個分量表所代表的四個維度中有哪一個維度包含了所要測量的四個因素。4. 2 各分量表項目經過25次旋轉均不收斂, 除了預想得出的四個因素特征根大于1之外, 尚有一些未納入因素的變量的

16、特征根也大于1, 說明每個維度所包含的四個因素并不完全獨立, 或者說, 我們無法得出各分量表具有結構效度的結果。4. 3 對各分量表進行4因素分析后, 其累計貢獻率普遍偏低, 每個維度的4因子分析的累計貢獻率依次僅僅為29. 44%、34. 40%、22. 25%和28. 91%。這些低貢獻率水平說明每一維度的大部分項目都存在測量效率偏低的問題, 總體反映出的問題就是因子貢獻率普遍偏低。4. 4 由于每個維度的4個因素數(shù)學意義達不到測量要求, 所以對各因子的測量學指標進行分析意義不大。由此可以看出:在M EIS 所設定的四個維度中, 普遍存在結構效度偏低, 結構意義不清晰的問題, 這種質量的量

17、表不足以承當對情緒智力的有價值測量。本研究者通過與M ayer 和Salovey 通訊溝通得知, 他們所編制的M EIS, 本身并不具備驗證各理論維度中變量因素的功能, 說明此量表的確存在無法證明其結構效度的先天不足, 恰恰正是這一點, 成為M EI S 的致命缺陷。旋轉后累計平方負荷方差貢獻率%12. 8319. 9025. 1529. 44特征值3. 862. 882. 572. 17累計百分比9. 907. 386. 595. 57貢獻率%9. 9017. 2823. 8729. 44表3 維度一:精確知覺、評估和表達情緒能力的四因素分析總體方差解釋(n =901旋轉前累計平方負荷變計量

18、%特征值123456789101112135. 002. 762. 051. 681. 501. 391. 301. 271. 131. 101. 071. 041. 00方差累計百分比12. 837. 075. 254. 293. 843. 553. 383. 272. 902. 822. 752. 652. 57貢獻率%12. 8319. 9025. 1529. 4433. 2836. 8340. 2143. 4646. 3649. 1851. 9354. 5857. 15方差特征值5. 002. 762. 051. 68累計百分比12. 837. 075. 254. 295 小結5. 1

19、 M EI S 的內部一致性信度( 系數(shù)普遍偏低, 各分量表的分半信度系數(shù)很低。5. 2 M EIS 總量表在結構效度上均存在嚴重缺陷, 七個分量表的因素分析結果無法滿足M ay er 和Salov ey 情緒智力4維度理論框架。5. 3 對4個維度逐一進行二階因素分析結果均揭示, M EIS 明顯缺乏對每個維度所設定的4因素的結構效度, 項目效率明顯不足。5. 4 M EIS 尚不具備可靠、有效測量情緒智力的功能。sic Books, 1997:1028 11 王曉鈞. 情緒智力 理論、結構及問題. 華東師范大學學報(教育科學版 . 2002, 6:59-653王曉鈞. 情緒智力 當前我國情

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