青少年自我同一性状态问卷的修订

青少年自我同一性状态问卷的修订
王树青１，张文新２，纪林芹２，张玲玲２
（１．北京师范大学发展心理研究所，北京１００８７５；２．山东师范大学心理学系，山东济南２５００１４）
【摘要】目的：引进和修订自我同一性状态问卷。

方法：以２１４５名初中生、高中生和大学生为研究对象，检验自我同一性状态问卷的信效度指标。

结果：修订后问卷与原问卷具有一致的因素结构，均包括同一性获得、延缓、早闭和扩散四个分量表，探索性因素分析的结果以及各分量表之间的相关均表明问卷具有较好的结构效度。

总体分量表的内部一致性信度在０．６５～０．８４之间，再测信度在０．５６～０．６４之间，说明问卷具有较好的可靠性和稳定性。

结论：青少年自我同一性状态问卷具有较好的信效度，是一种有效的测验工具。

【关键词】青少年；自我同一性状态；信度；效度
中图分类号：Ｒ３９５．１文献标识码：Ａ文章编号：１００５－３６１１（２００６）０３－０２２１－０３
ＲｅｖｉｓｉｏｎｏｆＡｄｏｌｅｓｃｅｎｔｓ’ＥｇｏＩｄｅｎｔｉｔｙＳｔａｔｕｓ
ＷＡＮＧＳｈｕ－ｑｉｎｇ，ＺＨＡＮＧＷｅｎ－ｘｉｎ，ＪＩＬｉｎ－ｑｉｎ，ＺＨＡＮＧＬｉｎｇ－ｌｉｎｇ
ＩｎｓｔｉｔｕｔｅｏｆＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔａｌＰｓｙｃｈｏｌｏｇｙ，ＢｅｉｊｉｎｇＮｏｒｍａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｂｅｉｊｉｎｇ１００８７５，Ｃｈｉｎａ
【Ａｂｓｔｒａｃｔ】Ｏｂｊｅｃｔｉｖｅ：ＴｏｒｅｖｉｓｅｔｈｅＥｘｔｅｎｄＯｂｊｅｃｔｉｖｅＭｅａｓｕｒｅｏｆＥｇｏＩｄｅｎｔｉｔｙＳｔａｔｕｓ－２．Ｍｅｔｈｏｄｓ：２１４５ａｄｏｌｅｓｃｅｎｔｓｆｒｏｍｍｉｄｄｌｅｓｃｈｏｏｌｓａｎｄｕｎｉｖｅｒｓｉｔｉｅｓｗｅｒｅａｄｍｉｎｉｓｔｅｒｅｄｔｈｅＣｈｉｎｅｓｅｖｅｒｓｉｏｎｏｆＥＯＭ－ＥＩＳ－２ｔｏｅｘａｍｉｎｅｔｈｅｒｅｌｉａｂｉｌｉｔｙａｎｄｖａｌｉｄｉｔｙ．Ｒｅｓｕｌｔｓ：ＴｈｅｒｅｖｉｓｅｄＥＯＭ－ＥＩＳ－２ｈａｄｔｈｅｓａｍｅｃｏｎｓｔｒｕｃｔｗｉｔｈｏｒｉｇｉｎａｌｑｕｅｓｔｉｏｎｎａｉｒｅ，ｉｎｃｌｕｄｉｎｇｆｏｕｒｓｃａｌｅｓ：ｉｄｅｎ－ｔｉｔｙａｃｈｉｅｖｅｍｅｎｔ，ｉｄｅｎｔｉｔｙｍｏｒａｔｏｒｉｕｍ，ｉｄｅｎｔｉｔｙｆｏｒｅｃｌｏｓｕｒｅａｎｄｉｄｅｎｔｉｔｙｄｉｆｆｕｓｉｏｎ．ＢｏｔｈＥＦＡａｎｄｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｂｅｔｗｅｅｎａｌｌｓｕｂｓｃａｌｅｓｉｎｄｉｃａｔｅｄｔｈａｔｃｏｎｓｔｒｕｃｔｖａｌｉｄｉｔｙｗａｓｇｏｏｄ．ＴｈｅＣｒｏｎｂａｃｈ’ｓαｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｏｆｔｏｔａｌｓｕｂｓｃａｌｅｓｗａｓｆｒｏｍ０．６５ｔｏ０．８４，ａｎｄｔｅｓｔ－ｒｅｔｅｓｔｒｅｌｉａｂｉｌｉｔｙｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｗａｓ０．５６～０．６４．Ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ：ＴｈｅｍｏｄｉｆｉｅｄＥＯＭ－ＥＩＳ－２，ｗｈｉｃｈｈａｓｇｏｏｄｒｅｌｉａ－ｂｉｌｉｔｙａｎｄｖａｌｉｄｉｔｙ，ｉｓａｎｅｆｆｅｃｔｉｖｅｍｅａｓｕｒｅｏｆＣｈｉｎｅｓｅａｄｏｌｅｓｃｅｎｔｓ’ｅｇｏｉｄｅｎｔｉｔｙｓｔａｔｕｓ．
【Ｋｅｙｗｏｒｄｓ】Ａｄｏｌｅｓｃｅｎｔｓ；Ｅｇｏｉｄｅｎｔｉｔｙｓｔａｔｕｓ；Ｒｅｌｉａｂｉｌｉｔｙ；Ｖａｌｉｄｉｔｙ
自我同一性是Ｅｒｉｋｓｏｎ人格发展的同一性渐成理论中的核心概念，作为一种重要的心理社会现象，它是个体的生物、心理和社会三方面因素的统一体。

同一性的形成和发展持续于个体的一生，但青少年期是建立自我同一性的最关键阶段。

Ｅｒｉｋｓｏｎ从多个方面来解释同一性概念，赋予其丰富的内涵，简言之，自我同一性是个体在过去、现在和未来这一时空中对自己内在的一致性和连续性的主观感觉和体验，以及他人所知觉到的一致性和连续性，是个体在特定环境中的自我整合［１］。

Ｍａｒｃｉａ［２］将Ｅｒｉｋｓｏｎ的自我同一性概念操作化，创立了自我同一性状态的理论模型，这一研究范式自创立以来一直占据了同一性研究的主流地位。

他根据Ｅｒｉｋｓｏｎ同一性形成理论中的两个主要维度——
—探索（ｅｘｐｌｏｒａｔｉｏｎ，指个体在同一性发展过程中努力寻找适合自己的目标、价值观和理想等，这时个体需要从多种选择中做出抉择，以便做出有意义的投入）和投入（ｃｏｍｍｉｔｍｅｎｔ，指个体为认识自己、实现自我，对于目标、价值观和理想等做出精力、毅力和时间等方面的个人投资、自我牺牲以及对特定兴趣的维持）的程度高低划分出四种同一性状态，也即同一性形成的四种类型：同一性获得（ｉｄｅｎｔｉｔｙａｃｈｉｅｖｅｍｅｎｔ，这类青少年已经体验了探索，仔细考虑过各种同一性问题，并选择了自我投入的目标和方向，对特定的目标、信仰和价值观做出了坚定的、积极的自我投入）、同一性延缓（ｉｄｅｎｔｉｔｙｍｏｒａｔｏｒｉｕｍ，这类青少年积极地探索各种选择，但还没有对特定的目标、价值观和意识形态等做出较高投入）、同一性早闭（ｉｄｅｎｔｉｔｙｆｏｒｅｃｌｏｓｕｒｅ，这类青少年并没有体验过明确的探索，却过早做出了投入，这种投入是非自觉的、基于父母或权威人物的期望和建议）和同一性扩散（ｉｄｅｎｔｉｔｙｄｉｆｆｕｓｉｏｎ，这类青少年没有仔细思考或探索过各种同一性问题，也未确定对于意识形态、价值观或社会角色的清晰投入）。

基于Ｍａｒｃｉａ的自我同一性状态范式，研究者创立了许多测量方法和工具，有访谈法、问卷法、Ｑ分类法等。

其中，被同一性研究者应用最为广泛的是Ｂｅｎｎｉｏｎ和Ａｄａｍｓ［３］１９８６年编制的自我同一性状态问卷，这一测量工具适合于测量整个青少年期（１１、１２岁～２２、２３岁）个体的自我同一性状态，具有较高的信效度，是“评定自我同一性状态的最完善、最有效的问卷工具”［４］。

自我同一性状态问卷既可用于青少年同一性形成与发展的基础科学研究，又可用于
临床心理和教育实践中对单个个体同一性发展状况的评定。

我国对青少年自我同一性的研究刚起步，制定适合我国实际的测量工具是迫切需要解决的一个问题。

因此，本研究旨在引进和修订为研究者所广泛使用的自我同一性状态问卷，以便为我国自我同一性的研究提供可靠有效的测量工具。

１方法
１．１自我同一性状态问卷简介
自我同一性状态客观测量问卷的最初版（ＯＭ－ＥＩＳ）由Ａｄａｍｓ等编制，问卷共有２４个项目，测量了意识形态领域的职业、宗教和政治领域，有四个分量表：同一性获得、延缓、早闭和扩散，每个分量表有６个项目。

Ｂｅｎｎｉｏｎ和Ａｄａｍｓ于１９８６年对此问卷进行了修订，即“自我同一性状态客观性测量问卷（第二版）”（ｔｈｅＥｘｔｅｎｄＯｂｊｅｃｔｉｖｅＭｅａｓｕｒｅｏｆＥｇｏＩｄｅｎｔｉｔｙＳｔａｔｕｓ－２，缩写为ＥＯＭ－ＥＩＳ－２），该问卷扩展了同一性的研究领域，包括意识形态和人际关系两大内容领域，共６４个项目，每个题目从“非常符合”到“非常不符合”均为六点计分。

问卷共有４个分量表：同一性获得、同一性延缓、同一性早闭和同一性扩散，每个分量表包括意识形态和人际关系两个领域，共８个子量表，每一领域又包括４个小领域，意识形态领域为政治、职业、宗教和生活方式，人际关系领域为性别角色、友谊、娱乐和约会。

每一子量表包括８个项目，每２个项目测量个体在同一个领域上所处的一种同一性状态。

１．２问卷的修订程序
通过对问卷进行翻译、回译、试测与初步修订，最终确定正式施测版。

在中文修订版中，我们对英文原版中不符合我国实际情况的一些项目做了修改，将问卷中涉及到宗教内容的项目改为与道德内容相关的项目，例如，原问卷项目“我从未真正怀疑过自己的宗教信仰，我认为适合父母的宗教信仰一定也适合我。

”改为“我从未真正怀疑过自己的道德信念，我认为适合父母的一定也适合我。

”在问卷的试测中，我们发现道德内容的题目更接近于我国青少年的实际生活情况。

１．３被试
从山东省济南市和东营市各选取一所初中和高中，以及山东师范大学的在校大学生共２１４５人（７人性别缺失）进行问卷的正式施测，具体人数分布见表１。

初中生年龄１４．２２＋０．９８岁，高中生年龄１６．９２＋０．９６岁，大学生年龄２０．６０＋１．４０岁。

表１被试人数分布表
２结果
２．１结构效度
２．１．１探索性因素分析对６４个项目进行主成分分析，生成特征值大于１的因子１５个，取样适当性指标ＫＭＯ为０．８５１，Ｂａｒｔｌｅｔｔ球形检验统计量为２６１２５．０３，Ｐ＝．０００，说明数据适合做因素分析。

根据碎石图和已有理论，限制抽取４个因子，进行ｐｒｏ－ｍａｘ斜交旋转，删除共同性小于０．１５和在两个因素上负荷相当的６、９、１３、２４、２９、３０、３１、３４、４０、５７、６０这１１个项目后，因素的累积解释率为３０．７２％。

最终问卷包括５３个项目，除２０、２６、４５和５６的因素负荷稍低外，其他项目的因素负荷均在０．３０以上（具体因素负荷见表２）。

将因子结构与原有问卷结构比较发现，第一、四个因子分别为原问卷的意识形态和人际领域的同一性早闭、延缓维度，第二个因子为人际关系领域的获得和扩散维度，第三个因子为意识形态领域的获得和扩散维度。

２．１．２分量表之间的相关在总体上，除总体延缓和总体扩散相关不显著外，其他分量表之间的相关在０．１８～０．４１之间；在意识形态领域，各分量表之间的相关在０．０８～０．３５之间；在人际关系领域，各分量表之间的相关在０．１２～０．４７之间。

各分量表之间均呈中低度相关，且四个总的分量表与相应子量表之间呈高相关，在０．７１～０．９２之间。

２．２项目分析
通过计算每个项目与相应分量表总分的相关来考察项目的区分度，在总体上，各项目与相应分量表总分的相关在０．４３～０．６５之间；意识形态领域各项目与相应分量表总分的相关在０．４５～０．７０之间；人际关系领域各项目与相应分量表总分之间的相关在０．３４～０．７３之间。

２．３信度分析
四个分量表的α系数在０．６５～０．８４之间，各子量表α系数在０．４６～０．７６之间。

见表３。

对５０名被试在正式施测两周后进行再次施测，四个总的分量表重测信度为０．５６～０．６４，各子量表信度系数在０．５０～０．６９之间。

见表３。

表３自我同一性状态各分量表的信度系数
３讨论
探索性因素分析表明四个因子最能代表该问卷的因素结构。

因素分析的结果说明中文修订版的自我同一性状态问卷具有较好结构效度。

将本研究的探索性因素分析结果与原问卷结构相对照发现，在四个因子中，同一性获得和扩散两个维度的项目在两个因子中同时存在，一个因子是意识形态领域的同一性获得和扩散，另一个因子是人际关系领域的同一性获得和扩散，并且同一性获得和扩散的因素负荷的方向相反，这与已有的理论结构一致，因为获得和扩散在Ｍａｒｃｉａ的自我同一性状态理论模型中存在着相反的关系。

这也说明在中国青少年被试中，某些项目可能是根据同一性领域而非同一性状态来分类的，因此评定特定领域中同一性任务的解决情况是很有必要的，这在葡萄牙青少年的同一性状态问卷修订中也发现了类似现象［５］，但这并不说明与理论结构是不一致的。

其他两个因子分别是原问卷中的意识和人际领域的同一性早闭和延缓状态。

因此，修订后问卷的因素结构与原问卷是一致的，说明我国青少年的自我同一性状态也包括四种类型：同一性获得、延缓、早闭和扩散。

从各分量表之间的相关来看，除总体延缓和总体扩散之间的相关不显著外，其他两两之间存在中低度相关，并且，四个分量表与相应具体领域的子量表之间的相关较高，在０．７１～０．９２之间，这也说明该问卷具有较好的结构效度。

另外，项目分析结果表明，各项目与相应分量表总分之间均具有较高的正相关，相关系数在０．３８～０．６５之间，这说明问卷的项目具有合适的相关性和较高的区分度。

Ｂｅｎｎｉｏｎ和Ａｄａｍｓ［３］对问卷的信度分析发现，意识领域项目的α系数在０．６２～０．７５之间，人际领域项目的α系数在０．５８～０．８０之间。

这与本研究发现的结果基本一致，各领域子量表的内部一致性系数除意识延缓０．４６较低外，其余各子量表均在０．５２以上，说明此问卷具有较好的内部一致性。

四个分量表的再测信度在０．５６～０．６４之间，各子量表信度系数为０．５０～０．６９，均在可接受范围内。

通过此次修订，我们发现，该问卷在我国青少年样本中的因子累积解释率较低以及部分项目的因素负荷较低。

其原因可能是，修订后的问卷在某些项目表述上可能并不适合中国青少年，因为自我同一性状态问卷是基于北美青少年的同一性发展概念编制的。

今后在对该问卷做进一步修订时，应尽量排除文化偏差的影响。

（下转第２２６页）
表２自我同一性状态问卷的因素分析
（０．４７）以外，其余各因子、分量表和总量表的项目间平均相关系数均≥０．５５；分半信度为０．４１－０．８５，除了“独立性”因子的分半信度略低（０．４１）以外，其余各因子、分量表和总量表的分半信度均≥０．５３。

见附表。

２．３．２重测信度７０名军官在接受第一次测试后１０天，进行第二次测试。

计算两次ＭＯＶＰＳ测试分数的相关系数，见附表。

结果表明，稳定性系数为０．６９２－０．９１８，除了“自信心”因子的稳定性系数略低（０．６９２）外，其余各因子、分量表和总量表的稳定性系数均≥０．７８７。

３讨论
３．１量表的信度
ＭＯＶＰＳ的总量表、二阶因子及一阶因子Ｃｒｏｎｂａｃｈα系数多在０．７０以上，分半信度系数多在０．６５以上，稳定性系数（０．６９２－０．９１８）也较高。

本研究特别选用了项目间平均相关系数（ＭＩＩＣ）检验量表的内部一致性，与Ｃｒｏｎｂａｃｈα系数相比，该系数的优点在于其数值不受项目多少的影响，一般认为ＭＩＩＣ的标准是大于０．２［７］。

除了“独立性”因子的ＭＩＩＣ略低（０．１９）以外，其余各因子、分量表和总量表的ＭＩＩＣ均≥０．２０。

这些数据说明ＭＯＶＰＳ不仅具有良好的内部一致性，而且其稳定性、可靠性也较高。

３．２量表的效度
在理论建构阶段，我们将军官职业人格分为三个维度：任务取向、人际取向和武德取向，之所以将“武德取向”单独提出，是考虑到军人职业的特殊性和中国人普遍认可的“德才兼备”理念。

但实际测试数据的因子分析结果表明，量表分为两个维度（“武德才能”和“人际自我”）更加合适。

其中，原来的“武德取向”与“任务取向”合并形成了“武德才能”分量
表，而原来“任务取向”中指向自我的部分内容，如“独立性”、“自信心”等则与“人际取向”合并形成了“人际自我”分量表。

实际的二维结构与最初理论建构的三维结构的基本一致和部分出入，既证明了基于严密的理论构思和开放式问卷调查的理论建构的合理性，也说明实证数据的探索性因子分析可能在很大程度上弥补了理论建构的不足，使之更加完善和切合实际。

参考文献
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（上接第２２３页）
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