楊玲　王含濤　周艷艷

摘要 旨在編制中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥情境模擬量表并初步考察不同民族中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥的特點(diǎn)。對(duì)2000名混合學(xué)校中學(xué)生進(jìn)行施測(cè)。項(xiàng)目分析顯示，高、低分組被試在大部分項(xiàng)目上差異顯著，量表中的20個(gè)項(xiàng)目基本符合心理測(cè)量學(xué)要求；信度分析顯示量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.86和0.87，分半信度分別為0.81和0.83；因素分析表明其結(jié)構(gòu)效度良好?？傮w而言，中學(xué)生的內(nèi)疚感顯著高于羞恥感，且均隨年級(jí)增高而逐漸增加；女生的內(nèi)疚感和羞恥感顯著高于男生。量表的信效度均達(dá)到了心理測(cè)量學(xué)的基本要求，可用于不同民族中學(xué)生的測(cè)試。

關(guān)鍵詞 內(nèi)疚，羞恥，信度，效度。

分類號(hào) B842.6

1 引言

內(nèi)疚（Guilt）是指?jìng)€(gè)體危害他人的行為違反了道德原則而產(chǎn)生的良心上的反省、不安等負(fù)性情緒體驗(yàn)（Tangney，Wagner，F(xiàn)letcher，& Framzow，1992）。內(nèi)疚作為典型的消極自我意識(shí)情緒，與道德密切相關(guān)，并具有高度的親社會(huì)性，會(huì)驅(qū)使人們?nèi)パa(bǔ)償自己對(duì)他人或群體造成的傷害；如果無(wú)法補(bǔ)償受害者，也會(huì)以各種方式去彌補(bǔ)自己心中的愧疚?；舴蚵J(rèn)為內(nèi)疚常常發(fā)生于不道德的或自私的行為之中，內(nèi)疚感一旦產(chǎn)生，即能采取補(bǔ)償行為，它的社會(huì)價(jià)值在于內(nèi)疚感被喚起后總會(huì)激起幫助受害者的行為傾向。羞恥（Shame）作為一種強(qiáng)烈的個(gè)體道德調(diào)節(jié)機(jī)制的負(fù)性情緒，是一種指向自我的痛苦、難堪和恥辱的經(jīng)驗(yàn)，其現(xiàn)象學(xué)特點(diǎn)和內(nèi)疚的特點(diǎn)明顯不同（Lewis，1971；Tangney，1995）。與內(nèi)疚相比，羞恥一般涉及無(wú)助感或在改正過(guò)失中與被動(dòng)感有關(guān)的整體的消極自我評(píng)價(jià)。羞恥體驗(yàn)比內(nèi)疚體驗(yàn)更痛苦更強(qiáng)烈，它使個(gè)體更加關(guān)注別人的評(píng)價(jià)，產(chǎn)生逃避、退縮或敵意和反擊行為傾向。正處于身心發(fā)展關(guān)鍵期的中學(xué)生能夠強(qiáng)烈感受到對(duì)其學(xué)習(xí)和生活產(chǎn)生重要影響的內(nèi)疚和羞恥。Owens和Goodney（2000）認(rèn)為對(duì)內(nèi)疚和羞恥的研究在測(cè)量方法上很大程度受特定文化和生活時(shí)代的影響，他們?cè)赥angney的TO-SCA（Test of Self Conscious affect）基礎(chǔ)上，提出了一個(gè)新的內(nèi)疚和羞恥量表（Guilt and Shame Scale.GASS），主要目的是最大程度地消除嵌套于TOSCA量表中隱含的社會(huì)等級(jí)、種族和文化偏見(jiàn)的影響。在跨文化研究中，測(cè)量?jī)?nèi)容要具有可比性，要求施測(cè)題項(xiàng)對(duì)不同民族文化中的被試都是公平的（陳睿，張進(jìn)輔，鄭紅蘭，2005）。為了盡可能克服測(cè)量工具中的文化和生活方式的偏見(jiàn)，本研究采用Owens等的設(shè)計(jì)思路，編制能夠測(cè)量不同民族中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥的量表。

2 研究方法

2.1 編制問(wèn)卷

2.1.1 收集原始資料

從內(nèi)疚和羞恥感的概念及現(xiàn)象學(xué)差異著手進(jìn)行理論結(jié)構(gòu)分析發(fā)現(xiàn)，人們針對(duì)某一情境事件對(duì)內(nèi)疚的反應(yīng)主要包括道德違犯、主動(dòng)解釋、反思后悔、補(bǔ)償行為等方面；對(duì)羞恥的反應(yīng)主要包括消極回避、關(guān)注評(píng)價(jià)、自我弱化、否定自我等方面。

本研究首先通過(guò)開(kāi)放式問(wèn)卷對(duì)65名民族班中學(xué)生進(jìn)行結(jié)構(gòu)性訪談，搜尋與內(nèi)疚和羞恥相關(guān)的典型情境事件，然后分別對(duì)內(nèi)疚和羞恥的典型情境事件進(jìn)行內(nèi)容分析，發(fā)現(xiàn)所有的事件都是關(guān)于違反道德習(xí)俗的：對(duì)內(nèi)疚的反應(yīng)，隱含著做出普遍的解釋、彌補(bǔ)或者安慰努力等；對(duì)羞恥的反應(yīng)，隱含普遍的自責(zé)或者一種想回避的沖動(dòng)，伴隨著內(nèi)在懲罰的傾向等。對(duì)訪談結(jié)果進(jìn)行內(nèi)容分析發(fā)現(xiàn)，中學(xué)生對(duì)典型情境事件的反應(yīng)基本符合最初的理論構(gòu)想。

2.1.2 編制正式量表

根據(jù)不同民族中學(xué)生典型的內(nèi)疚和羞恥情境事件，在與內(nèi)疚和羞恥有關(guān)的理論和實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，整合錢銘怡，Andrews，朱春榮和王愛(ài)民（2000）關(guān)于測(cè)量?jī)?nèi)疚和羞恥的觀點(diǎn)和國(guó)內(nèi)外相關(guān)的內(nèi)疚和羞恥測(cè)量工具，設(shè)計(jì)出20個(gè)典型情境，項(xiàng)目和選項(xiàng)盡可能采用中性且簡(jiǎn)單易懂的詞語(yǔ)，保證問(wèn)卷題目的文化公平性。

2.2 被試

采用被試問(wèn)設(shè)計(jì)分別施測(cè)中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥情境模擬量表，以免引起被試對(duì)內(nèi)疚和羞恥的混淆。

2.2.1 問(wèn)卷預(yù)測(cè)

對(duì)于內(nèi)疚情境模擬量表，隨機(jī)整群抽取甘肅省中學(xué)生230人作為被試，剔除漏答或多選的問(wèn)卷后，得到有效問(wèn)卷222份，有效率96.52%，作為樣本一。其中男生97人（43.7%），女生125人（56.3%）；漢族104人，藏族23人，回族28人，裕固族39人，蒙古族10人，東鄉(xiāng)族5人，其他民族11人，未報(bào)告民族者2人；年齡在12-25歲之間（M=16.26，SD=2.77）；初一15人，初二80人，初三8人，高一59人，高二60人。對(duì)于羞恥情境模擬量表，隨機(jī)整群抽取甘肅省中學(xué)生200人作為被試，剔除漏答或多選的問(wèn)卷后，得到有效問(wèn)卷194份，有效率97%，作為樣本一。其中男生107人（55.2%），女生86人（44.3%），未報(bào)告性別者1人（0.5%）；漢族89人，藏族12人，回族27人，裕固族33人，蒙古族12人，東鄉(xiāng)族7人，其他民族12人，未報(bào)告民族者2人；年齡在12-25歲之間（M=16.22，SD=2.91）；初一15人，初二83人，初三7人，高一29人，高二60人。

2.2.2 問(wèn)卷正式施測(cè)

對(duì)于內(nèi)疚和羞恥情境模擬量表，隨機(jī)整群抽取甘肅省中學(xué)生2000人作為被試，剔除漏答或多選的問(wèn)卷后，內(nèi)疚量表得到有效問(wèn)卷938份，有效率93.8%；羞恥量表得到有效問(wèn)卷912份，有效率91.2%，作為樣本二。內(nèi)疚情境模擬量表中男生515人（54.9%），女生423人（45.1%）；漢族426人，藏族163人，回族164人，東鄉(xiāng)族182人，其他民族3人；年齡在12-21歲之間（M=15.85，SD=1.54）；初一284人，初二203人，高一267人，高二184人。羞恥情境模擬量表中男生511人（56%），女生401人（44%）；漢族430人，藏族128人，回族163人，東鄉(xiāng)族187人，其他民族4人；年齡在12-22歲之間（M=15.94，SD=1.61）；初一212人，初二280人，高一171人，高二249人。

2.3 數(shù)據(jù)處理

進(jìn)行t檢驗(yàn)、相關(guān)分析、探索性因素分析及驗(yàn)證性因素分析。探索性因素分析用主成分分析，因子旋轉(zhuǎn)采用斜交轉(zhuǎn)軸（范津硯，葉斌，章鎮(zhèn)宇，劉寶霞，2003）。統(tǒng)計(jì)工具為SPSSl6.0，驗(yàn)證性因素分析采用AMOS16.0。

3 結(jié)果與分析

3.1 項(xiàng)目分析

對(duì)內(nèi)疚和羞恥量表樣本一的數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析，將每個(gè)項(xiàng)目與量表總分之間的相關(guān)以及臨界比率值（critical ration，CR）作為項(xiàng)目區(qū)分度的分析指標(biāo)。

由表1可知，除項(xiàng)目G15和S18外，其他項(xiàng)目與量表總分的關(guān)系都在中等相關(guān)以上，相關(guān)系數(shù)均達(dá)0.01的顯著性水平，而且項(xiàng)目的CR值除S18較小外均達(dá)到0.01的顯著性水平，表明大部分題項(xiàng)能鑒別出不同被試的反應(yīng)程度，因此這些項(xiàng)目具有良好的區(qū)分度。

3.2 效度檢驗(yàn)

3.2.1 內(nèi)容效度

內(nèi)容效度是指測(cè)驗(yàn)題目對(duì)所要測(cè)量的內(nèi)容及行為的代表性程度。本問(wèn)卷在題目編制完成后，先請(qǐng)3名中學(xué)教師和25名中學(xué)生評(píng)價(jià)設(shè)置的20種情境及語(yǔ)言描述是否符合中學(xué)生的實(shí)際生活學(xué)習(xí)情境，并依據(jù)建議進(jìn)行修改，再請(qǐng)5名心理學(xué)研究生評(píng)定量表的題目，認(rèn)為該問(wèn)卷基本反映了中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥的特征，最后才定稿。因此，本量表具有較好的內(nèi)容效度。

3.2.2 結(jié)構(gòu)效度

將預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)作為樣本一，用于探索性因素分析；將正式施測(cè)數(shù)據(jù)作為樣本二，用于驗(yàn)證性因素分析。

對(duì)G量表樣本一進(jìn)行適合度檢驗(yàn)，KMO值為0.87，Bartlett球形值為1251.43（df=190，p<0.001），說(shuō)明數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因素分析。以Kaiser準(zhǔn)則的特征值大于1為標(biāo)準(zhǔn)，采用主成分分析法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，特征值大于1的因素有5個(gè)，參考碎石圖發(fā)現(xiàn)從第4個(gè)以后，坡度變得平坦，因此保留3-5個(gè)因素比較合適，則抽取4個(gè)因素，其特征值分別為：5.78，1.71，1.33，1.12，分別解釋總變異的28.9%，8.56%，6.62%，5.61%，共同解釋49.69%的變異。斜交旋轉(zhuǎn)后的因素矩陣見(jiàn)表2。命名為“主動(dòng)解釋”（共9題），第2個(gè)因子為“道德違犯”（共3題），第3個(gè)因子為“反思后悔”（共3題），第4個(gè)因子命名為“補(bǔ)償行為”（共5題）。

對(duì)S量表樣本一進(jìn)行適合度檢驗(yàn)，KMO值為0.869，Bartlett球形值為1212.931（df=190，p<0.001），說(shuō)明數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因素分析。以Kaiser準(zhǔn)則的特征值大于1為標(biāo)準(zhǔn)，采用主成分分析法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，特征值大于1的因素有5個(gè)，參考碎石圖發(fā)現(xiàn)從第4個(gè)以后，坡度變得平坦，因此保留3-5個(gè)因素比較合適，則抽取4個(gè)因素，其特征值分別為：5.91，1.99，1.52，1.08，分別解釋總變異的：29.57%，9.97%，7.6%，5.4%，共能解釋52.54%的變異。斜交旋轉(zhuǎn)后的因素矩陣見(jiàn)表3。

根據(jù)各因子所包含的題項(xiàng)內(nèi)容，將第1個(gè)因子命名為“消極回避”（共7題），第2個(gè)因子為“否定自我”（共5題），第3個(gè)因子為“自我弱化”（共4題），第4個(gè)因子命名為“關(guān)注評(píng)價(jià)”（共4題）。

為考察構(gòu)想模型與實(shí)際模型的擬合度，以及項(xiàng)目與各因素之間的關(guān)系，運(yùn)用AMOS16.0軟件對(duì)G量表樣本二和S量表樣本二進(jìn)行了驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果見(jiàn)表4。

在眾多的擬合性指標(biāo)中，x²是最常報(bào)告的，它與自由度一起使用可以說(shuō)明模型正確性的概率，x²/df是直接檢驗(yàn)樣本協(xié)方差矩陣和估計(jì)協(xié)方差矩陣間的相似程度的統(tǒng)計(jì)量，它的理論期望值是1，一般而言x²/df小于5，表示協(xié)方差矩陣和估計(jì)的協(xié)方差矩陣之間的相似程度越大，模型的擬合度越好（吳振云，2009）。

G量表和s量表中x²/df的值分別為1.93和2.68，說(shuō)明該模型的擬合度很好。同時(shí)RMR、RWSEA的值均小于0.05，GFI，AGFI，IFI，TLI，CFI的值均大于0.90，表明模型與數(shù)據(jù)擬合很好，證明內(nèi)疚量表和羞恥量表四因子模型的假設(shè)成立。

中學(xué)生內(nèi)疚情境模擬量表的20道題在4因子上的標(biāo)準(zhǔn)載荷如圖1所示。因子間相關(guān)在0.77-0.96之間，說(shuō)明因子間的共同度很高。大多數(shù)題目的載荷在0.50以上，達(dá)到了心理測(cè)量學(xué)的基本要求。中學(xué)生羞恥情境模擬量表的20道題在4因子上的標(biāo)準(zhǔn)載荷如圖2所示。因子間相關(guān)在0.35-0.90之間，說(shuō)明因子間的共同度較高。大多數(shù)題目的載荷在0.50以上，達(dá)到了心理測(cè)量學(xué)的基本要求。

如表5所示，在G量表和S量表中，各因子間的相關(guān)分別在0.22-0.66和0.39-0.61之間，各因子與總分的相關(guān)分別在0.59-0.92和0.66-0.87之間，且均達(dá)顯著性水平，說(shuō)明各因子間既有一定的相對(duì)獨(dú)立性，又有一定的相關(guān)，因此G量表和S量表均具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

3.2.3 效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

對(duì)G量表樣本一中的162人和S量表樣本一中的134人同時(shí)施測(cè)自尊量表，把自尊量表作為效標(biāo)進(jìn)行皮爾遜相關(guān)分析，結(jié)果表明內(nèi)疚總分與自尊得分呈負(fù)相關(guān)且不顯著（r=-0.042，p>0.05），羞恥總分與自尊得分呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.220，p<0.05），這與Tracy和Robins的研究結(jié)果（2007）一致。

3.3 信度檢驗(yàn)

本研究采用內(nèi)部一致性系數(shù)、分半信度作為檢驗(yàn)內(nèi)疚和羞恥量表的信度指標(biāo)。G量表4個(gè)因子的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.59-0.84之間，分半信度在0.54-0.84之間，總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.86，分半信度為0.81；s量表4個(gè)因子的內(nèi)部一致性信度在0.59-0.78之間，分半信度在0.65-0.74之間，總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87，分半信度為0.83；兩量表的信度均在0.8以上，達(dá)到了可接受的水平，說(shuō)明該問(wèn)卷具有良好的信度。

4 中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥量表的初步適用分析

4.1 中學(xué)生內(nèi)疚感和羞恥感的性別差異

獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示，性別在內(nèi)疚和羞恥4個(gè)因子及量表總分中差異顯著，女生得分顯著高于男生，即不論是內(nèi)疚感還是羞恥感，女生的情緒體驗(yàn)均顯著高于男生，如表6所示。

如表7所示，中學(xué)生內(nèi)疚總均分高于羞恥總均分，對(duì)所有學(xué)生進(jìn)行配對(duì)樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，中學(xué)生內(nèi)疚感顯著高于羞恥感（t=41.378，p<0.01）。年級(jí)變量的事后檢驗(yàn)（LSD）結(jié)果顯示，隨著年級(jí)的增加中學(xué)生內(nèi)疚感和羞恥感也逐漸增加，初二（t=1.47，p<0.05）、高一（t=2.69，p<0.01）、高二（t=2.53，p<0.01）學(xué)生的內(nèi)疚分?jǐn)?shù)均顯著高于初一學(xué)生，其他年級(jí)學(xué)生之間的內(nèi)疚分?jǐn)?shù)沒(méi)有差異；高一學(xué)生的羞恥分?jǐn)?shù)顯著高于初一（t=3.02，p<0.01）、初二（t=3.70，p<0.01）學(xué)生，高二學(xué)生的羞恥分?jǐn)?shù)顯著高于初一（t=2.25，p<0.01）、初二（t=2.93，p<0.01）學(xué)生，其他年級(jí)學(xué)生之間的羞恥分?jǐn)?shù)沒(méi)有差異。

5 討論

5.1 中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥情境量表的心理測(cè)量學(xué)指標(biāo)分析

通過(guò)探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析，編制的兩個(gè)量表均包含4個(gè)因子，與理論構(gòu)想一致。項(xiàng)目分析顯示，各題項(xiàng)與總量表的關(guān)系基本在中度相關(guān)以上，CR值大部分達(dá)到0.01顯著水平，兩量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.86和0.87，效度檢驗(yàn)表明兩量表的內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度較好，符合心理測(cè)量學(xué)的標(biāo)準(zhǔn)。

5.2 中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥體驗(yàn)的性別差異

本研究發(fā)現(xiàn)女生的內(nèi)疚和羞恥體驗(yàn)均顯著高于男生，這與前人的研究結(jié)論一致（胡金生，2008）。Kochanska（1997）發(fā)現(xiàn)女孩更能主動(dòng)監(jiān)控自己的行為和感受父母的情感信號(hào)，Zhan-Waxler和Kochans-ka（1990）認(rèn)為女孩在錯(cuò)誤行為后產(chǎn)生更多移情、恐懼、沮喪等。女孩在做錯(cuò)事后會(huì)比男孩產(chǎn)生更多的不安情緒，出現(xiàn)較高的喚醒度以及更多的依賴和安慰，密切關(guān)注父母或他人的反應(yīng)，在乎與看護(hù)者的聯(lián)系（Kochanska，1997）。女孩在價(jià)值內(nèi)化和道德自我上顯示較高的分?jǐn)?shù)，這可能是由于性別差異在導(dǎo)致道德內(nèi)化出現(xiàn)的機(jī)制上的區(qū)別（Kochanska，2002）。

5.3 不同年級(jí)中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥感的差異

從總體上看出，隨著年級(jí)的增加中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥感也逐漸增加，這表明內(nèi)疚和羞恥情緒的發(fā)展符合心理發(fā)展的一般規(guī)律。楊玲和樊召峰（2008）采用自編“內(nèi)疚與羞恥事件問(wèn)卷”探討漢族中學(xué)生內(nèi)疚與羞恥的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥總體上存在顯著差異，并且存在一個(gè)關(guān)鍵期，大致在初三年級(jí)。由于本研究取樣為多民族混合學(xué)校的初一、初二和高一、高二年級(jí)的中學(xué)生，對(duì)于關(guān)鍵期確切的年級(jí)還需在后續(xù)研究中深入探討。

6 結(jié)論

本研究對(duì)編制的中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥情境模擬量表進(jìn)行心理測(cè)量學(xué)特征及適用性分析，得出以下結(jié)論：（1）中學(xué)生內(nèi)疚和羞恥情境模擬量表由內(nèi)疚分量表和羞恥分量表組成，項(xiàng)目區(qū)分度、內(nèi)部效度、結(jié)構(gòu)效度、效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度、內(nèi)部一致性系數(shù)和分半信度等心理測(cè)量學(xué)指標(biāo)良好，編制的內(nèi)疚量表和羞恥量表可以用于不同民族中學(xué)生的測(cè)試。（2）中學(xué)生的內(nèi)疚感顯著高于羞恥感，女生的內(nèi)疚感和羞恥感均顯著高于男生，中學(xué)生內(nèi)疚感和羞恥感有隨年級(jí)增高而逐漸增加的趨勢(shì)。