劉妍君 黃嘉敏 宋丹

［摘 ? ? ? ? ? 要］ ?目的：修訂中文版自我概念與認(rèn)同量表（SCIM），探討其結(jié)構(gòu)和心理測量學(xué)特征。方法：隨機抽取1079份高中生樣本與468份大學(xué)生樣本，用SCIM量表與其他量表組成問卷進行施測。結(jié)果：項目分析、EFA以及CFA分析得到20題的問卷，問卷為一階三因素結(jié)構(gòu)。修訂后的中文版SCIM量表含自我認(rèn)同穩(wěn)定、自我認(rèn)同混亂和自我認(rèn)同缺乏三個維度，與原量表因子結(jié)構(gòu)一致，內(nèi)容相近。三個樣本的SCIM各分量表內(nèi)部一致性信度在0.686～0.898之間，樣本2間隔4周的重測信度在0.617～0.831之間，SCIM三維度與自我同一性狀態(tài)簡版問卷四維度的相關(guān)系數(shù)在0.224～0.545之間，與抑郁、焦慮及拖延的相關(guān)系數(shù)在0.415～0.636之間。結(jié)論：中文版SCIM量表具有較好的內(nèi)部一致性、跨時間的穩(wěn)定性和有效性，可在今后的相關(guān)研究中推廣使用。

［關(guān) ? ?鍵 ? 詞］ ?自我概念與認(rèn)同量表；結(jié)構(gòu)；信度；效度

［中圖分類號］ ?G444 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?［文獻標(biāo)志碼］ ?A ? ? ? ? ? ? ? ? ?［文章編號］ ?2096-0603（2023）19-0077-04

自我認(rèn)同又被譯為自我同一性，是個體對內(nèi)在一致性和連續(xù)性的主觀感受和體驗[1]。自埃里克森之后，研究者從不同角度對自我認(rèn)同作了探索。其中Marcia從自我認(rèn)同狀態(tài)出發(fā)，提出自我認(rèn)同可劃分出四種狀態(tài)：同一性獲得、同一性延緩、同一性早閉和同一性擴散[2]。Berzonsky等則從自我認(rèn)同的過程角度研究[3]。近年來，臨床心理學(xué)的研究發(fā)現(xiàn)，自我認(rèn)同會導(dǎo)致一系列人格障礙、情緒障礙及行為問題。DSM-5將自我認(rèn)同作為判斷人格障礙的核心內(nèi)容，這表明自我認(rèn)同是個體發(fā)展及臨床方面的重要概念。

不同的研究角度催生了不同的測量工具。如Ben-nion等編制的自我同一性狀態(tài)問卷（EOM-EIS-2）[4]，該問卷在Marcia的研究范式下測量個體自我認(rèn)同狀態(tài)；Balistreri從自我認(rèn)同過程入手，編制自我認(rèn)同過程問卷（Ego identity process questionnaire，EIPQ）[5]。Berzonsky則從社會認(rèn)知理論出發(fā)，編制ISI-5問卷[6]。以上量表從發(fā)展的角度理解自我認(rèn)同并應(yīng)用于正常人群自我認(rèn)同的測量。臨床研究中，有關(guān)自我認(rèn)同的測量有Goth等修訂的青少年自我認(rèn)同發(fā)展量表（AIDA）[7]以及Berman等編制的身份困擾問卷（IDS）[8]。國內(nèi)學(xué)者對EOM-EIS-2問卷進行了修訂，王樹青等將其應(yīng)用于我國青少年自我認(rèn)同的測量[9]。此外，陳香和張日昇修訂了加藤厚編制的量表，將之應(yīng)用于中日青年自我認(rèn)同的跨文化研究中[10]。從上面研究可以看出，中文版自我認(rèn)同量表的修訂主要集中在個體發(fā)展方面。

本研究擬修訂Kaufman編制的自我概念與認(rèn)同量表（Self-concept and Identity Measure，SCIM）[11]。修訂SCIM有以下優(yōu)點：一是該量表既適用于正常人群，又適用于臨床應(yīng)用，克服了目前發(fā)展取向與臨床取向的自我認(rèn)同量表無法通用的困難。二是該量表關(guān)注個體在自我認(rèn)同過程中的感受，更契合埃里克森的自我認(rèn)同理論，為目前主要從認(rèn)知和行為維度進行自我認(rèn)同的測量提供了新的視角。三是該量表為維度量表，有效地避免了分類量表將人群人為分類導(dǎo)致信息丟失的問題。四是該量表對于青少年尤為重要。青少年時期是自我認(rèn)同形成的關(guān)鍵期[12]，在這個階段自我認(rèn)同整合得好，能促進個體心理的健康發(fā)展；反之，若自我認(rèn)同發(fā)展受阻，則容易導(dǎo)致情緒和行為問題[13]。鑒于以上原因，本研究擬對中文版SCIM問卷進行修訂，從而探討該問卷在我國人群的適用性。

一、被試與方法

（一）被試

樣本1的被試來源于廣州市某中學(xué)，采用在線問卷調(diào)查方式，回收有效問卷1074份，問卷有效率99.54%。隨后，將樣本1隨機分成兩份：第一份（n=539）用于項目分析和探索性因子分析，第二份（n=535）用于驗證性因子分析。樣本2用于校標(biāo)效度檢驗：隨機抽取廣州市某高校的大一學(xué)生，采用在線問卷調(diào)查方式發(fā)放并回收有效問卷241份。樣本3用于預(yù)測效度檢驗：隨機抽取廣州市某高校的大一學(xué)生，采用在線問卷調(diào)查方式發(fā)放并回收有效問卷227份。

（二）研究工具

1.自我概念與認(rèn)同量表（SCIM-30）[11]

該量表包含30個條目。其中，自我認(rèn)同穩(wěn)定維度的條目為反向題，反向計分后各條目相加為總分，分?jǐn)?shù)越高代表自我認(rèn)同穩(wěn)定性的問題越嚴(yán)重。該量表先由2名熟練掌握英漢雙語的心理學(xué)研究生翻譯成中文。同時確保量表內(nèi)容忠于原量表，最終形成SCIM中文版初稿。最后，請2名心理學(xué)教授對初稿進行審核與修改，形成中文版問卷終稿。

2.自我同一性狀態(tài)簡版問卷

原問卷由Bennion和Adams編制[4]，中文版由王樹青和陳會昌改編[14]。量表由32個條目組成，采用6點計分，從“1”至“6”表示“非常不符合”到“非常符合”，并包含以下4個維度：同一性獲得狀態(tài)、同一性延緩狀態(tài)、同一性早閉狀態(tài)和同一性擴散狀態(tài)。本研究中，該量表的Cronbachs α系數(shù)分別為0.777、0.627、0.828以及0.689。

3.癥狀自評量表（SCL-90）

該量表最初由Derogatis編制，中文版采用王征宇的譯稿[15]。量表共有90個條目，采用5點計分，從“1”至“5”表示“從無”到“嚴(yán)重”，并包含9個因子。根據(jù)研究目的，本研究選取抑郁與焦慮兩個分量作為效標(biāo)，其Cronbachs α系數(shù)都為0.930。

4.一般拖延量表（General Procrastination Scale，GPS）

原問卷由Lay編制，中文版由包翠秋翻譯修訂[16]。量表為單維結(jié)構(gòu)，由20個條目組成，采用5點計分，從“1”至“5”表示“完全不符合”到“完全符合”。其中，量表內(nèi)容涉及學(xué)習(xí)和日常的行為活動。有10道反向題，在反向計分后各條目相加即為總分，分?jǐn)?shù)越高表示個體的拖延情況越嚴(yán)重。本研究中，該量表的Cronbachs α系數(shù)為0.897。

（三）問卷實施與統(tǒng)計分析

采用SPSS 26.0、Mplus8.3進行統(tǒng)計分析。

二、結(jié)果

（一）探索性因子分析

首先進行項目分析，采用題總相關(guān)方法，以相關(guān)系數(shù)小于0.4為標(biāo)準(zhǔn)[17]，結(jié)果項目26和項目6被刪除。接下來對剩余項目進行探索性因子分析，結(jié)果顯示KMO=0.924，Bartlett球形檢驗顯著χ2=3684.31（P<0.001），適合進行因子分析。采用主軸因式分解法和凱撒正態(tài)化最優(yōu)斜交法，綜合考慮特征根、碎石圖、負(fù)荷值、共同度和理論結(jié)構(gòu)，經(jīng)多次旋轉(zhuǎn)，逐步剔除高交叉負(fù)荷的題項，以及因子負(fù)荷小于0.3的題項。最終得到特征根大于1的因素3個（特征根分別為6.896、1.619、1.094），共20個題項，解釋了48.047%的方差，各條目的因子載荷如表1所示。項目分布與原量表一致，因子1為自我認(rèn)同穩(wěn)定，因子2為自我認(rèn)同缺乏，因子3為自我認(rèn)同混亂。

進一步通過相關(guān)分析探索問卷三個維度之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)自我認(rèn)同穩(wěn)定（反向計分）與自我認(rèn)同缺乏相關(guān)為（r=0.633），與自我認(rèn)同混亂相關(guān)為（r=0.425），自我認(rèn)同缺乏和自我認(rèn)同混亂相關(guān)為（r=0.665）。

（二）驗證兩性因子分析

EFA中，第一個因子的解釋率（34.482%）遠高于第二個因子的解釋率（8.095%），提示可能還存在單因子結(jié)構(gòu)[18]，因此將一階單因子（M2）和一階三因子（M1）進行比較。另外，查看修正指數(shù)（Modification Indices，MI）發(fā)現(xiàn)第7題和第11題的MI指數(shù)較高，鑒于兩個項目來源于同一維度，內(nèi)容相近，因此，在驗證性因素分析中允許兩個項目殘差相關(guān)（M3）。表2表明，一階三因子（允許殘差相關(guān)）模型擬合為最優(yōu)結(jié)果。各條目因子載荷在0.32～0.82之間。

（三）效度

以自我同一性狀態(tài)簡版問卷為效標(biāo)，自我認(rèn)同穩(wěn)定（反向計分）與同一性獲得狀態(tài)（r=-0.545**）、自我認(rèn)同缺乏與同一性獲得狀態(tài)（r=-0.319**）、自我認(rèn)同混亂都與同一性獲得狀態(tài)（r=-0.261**）有顯著負(fù)相關(guān)，自我認(rèn)同缺乏與同一性延緩（r=0.340**）、與同一性早閉（r=0.224**）以及同一性擴散（r=0.407**）具有顯著正相關(guān)；自我認(rèn)同混亂與同一性延緩（r=0.387**）、同一性早閉（r=0.271**）以及同一性擴散（r=0.386**）具有顯著正相關(guān)，符合預(yù)期假設(shè)。由表3可知，SCIM各維度與抑郁、焦慮以及拖延有顯著正相關(guān)。

（四）信度

表4列出了中文版SCIM問卷的內(nèi)在一致性信度（Cronbachs α系數(shù)）和重測信度。結(jié)果顯示SCIM量表具有良好的內(nèi)部一致性信度和重測信度。

三、討論

本研究首先探討了中文版SCIM問卷的結(jié)構(gòu)效度。通過項目分析、探索性因子分析、驗證性因子分析，得到20題的中文版自我概念與認(rèn)同量表（SCIM）。量表的結(jié)構(gòu)為一階三因素結(jié)構(gòu)，對應(yīng)的三個維度分別是自我認(rèn)同穩(wěn)定、自我認(rèn)同混亂和自我認(rèn)同缺乏，這與原量表以及荷蘭語版本的SCIM結(jié)構(gòu)一致[13]。這一結(jié)果也驗證了Kaufman關(guān)于自我認(rèn)同的結(jié)構(gòu)假設(shè)[11]。本研究則刪除了10個條目，Bogaerts等人編制的荷蘭語版本刪除了題目11和16[13]，Kaufman等人在臨床樣本中刪除了題目3、22以及17[19]。這可能是某些條目在不同文化群體中有不同的理解，也可能是原量表的適用對象還包括中老年人，即與文化差異和年代差異有關(guān)。與原量表比較可以發(fā)現(xiàn)，中文版SCIM量表結(jié)構(gòu)在維持原有結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上更簡潔，量表內(nèi)容在保持原有內(nèi)容的基礎(chǔ)上也更加集中。

中文版SCIM量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度和內(nèi)容效度，為探討該量表的適用性還須進一步研究量表的信度和效度。本研究發(fā)現(xiàn)中文版SCIM分量表在4份數(shù)據(jù)中的內(nèi)部一致性信度介于0.686到0.858之間，一個月后的重測信度介于0.617到0.831之間，這表明量表的信度較好，具有較好的內(nèi)部一致性和跨時間的穩(wěn)定性。本研究還發(fā)現(xiàn)，中文版SCIM量表具有較好的效度。首先，中文版SCIM量表的三個維度與自我同一性狀態(tài)問卷（四個維度）具有相關(guān)性。其次，中文版SCIM量表三個維度與抑郁、焦慮以及拖延行為均有顯著的正相關(guān)，這一結(jié)果與已有研究結(jié)果及理論假設(shè)是一致的[11，13，20]，表明自我認(rèn)同與個體的情緒以及行為問題關(guān)聯(lián)密切。這也表明中文版SCIM量表具有較好的預(yù)測效度。綜上，我們認(rèn)為中文版SCIM量表各方面的指標(biāo)較好，可以在今后的相關(guān)研究中推廣使用。

本研究的不足在于，此次中文版SCIM量表施測樣本僅限于高中生和大一學(xué)生群體，未來的研究可以繼續(xù)拓展，比如下至初中生、小學(xué)生群體，上至大學(xué)生等成人群體，甚至推廣到臨床樣本和犯罪人群樣本。另外，未來研究還可以將中文版SCIM量表應(yīng)用于探討自我認(rèn)同與前因變量的關(guān)系，探討自我認(rèn)同與各種后果變量（如焦慮、抑郁）的關(guān)系以及影響機制問題。

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◎編輯 馬燕萍