卡特尔16种人格因素（中国版）构念效度的验证
【摘要】 目的： 验证卡特尔16种人格因素 (16PF) 版本的构念效度. 方法： 对1535名军人和3389名学生16PF样本，16个根源特质的题总相关、科龙巴赫系数、Guttman分半系数，以及对次元人格因素的验证性因素分析（CFA）参数. 结果： 部分特质内部一致性系数较低，各因素的独立性较好，次元人格因素CFA参数达到或接近可接受的标准. 结论： 建议16PF中国版中的一些题目需要修订.
【关键词】 16PF；构念效度；人格
0引言
构念效度，也称构想效度、建构效度和结构效度，是量表效度研究的极为重要的组成部分，反映了某个心理测验在多大程度上正确验证了编制测量的理论构想［1］. 16PF的辽宁版本［2］和现行版本［3］，均选取因素A的第51和151题、因素C的第4和30题、因素F的第58和108题、因素Q3的第78和98题，分别计算它们与因素A，C，F和Q3的相关系数，以及16种人格因素之间的相关系数，作为构念效度指标［2-3］. 良好的构念效度还要求测题测量的是同一种心理特质，即良好的内部一致性. 科龙巴赫系数（α系数）和分半系数是衡量内部一致性的2个重要指标［4-6］，而上述两个版本并没有计算这两个指标. 另外，16PF还存在次元人格因素，也应加以检验. 因此，本研究通过对军人样本和学生样本的测量，来验证16PF的16种人格因素和次元人格因素的构念效度.
1对象和方法
1.1对象军人样本： 研究对象为包括来自东北、华北、中南、西南、西北、华东地区的现役男性军事人员，有效问卷1535份，其中军事院校学员398人，年龄（26.3±2.1）岁；士兵800名，年龄（21.9±2.3）岁；军官337名，年龄（29.2±5.2）岁. 学生样本：某师范大学本科一年级学生，有效问卷3389份，男生930人，女生2459人，年龄（19.3±0.9）岁.
1.2方法采用李绍衣修订的16PF［2］进行施测，再把每人的187题目的作答情况转化为相应的分数，再分别计算出16个因素的分数. 这16个因素分别为：乐群性（A），聪慧性（B），稳定性（C），恃强性（E），兴奋性（F），有恒性（G），敢为性（H），敏感性（I），怀疑性（L），幻想性（M），世故性（N），忧虑性（O），实验性（Q1），独立性（Q2），自律性（Q3），紧张性（Q4）. 最后根据公式计算4个次级人格因素的分值，适应与焦虑性（SJ）、内向与外向性（NW）、感情用事与安详机警性（GA）和怯懦与果敢性（QG）. 本研究选取了两个群体来验证16PF的构念效度，目的是检验不同群体16PF的结构效度是否存在相同趋势，也避免单一群体受反应模式等影响而得出片面的结论.
统计学处理：使用SPSS10.0进行Spearman相关、α系数和Guttman分半系数的计算，使用AMOS4.0验证性因素的分析.
2结果
2.1根源特质内部一致性检验16PF的军人和学生样本各特质的α系数和Guttman分半系数的计算值. 两个样本在相同的特质中，虽然有所差异，但反映的趋势大致相同：F和O内部一致性较好，但α系数最高不超过0.7，Guttman分半系数不超过0.61；I，L，M，N和Q1较差，各指标均低于0.3甚至出现负值（表1）.
表1根源特质人格因素α系数和Guttman分半系数（略）
2.2根源特质独立性检验军人和学生样本的16个特质间相关系数存在一定差异，但均较低（表2）.
2.3次元人格因素结构效度检验模式整体效度参数估计，一般采用χ2/df，RMSEA，GFI，AGFI，NFI，CFI，IFI等. χ2/df值越小代表观测矩阵与理论估计矩阵适配性越好. SMSEA等于或小于0.05表示理论模型“良好适配”，0.05到0.08视为“算是不错的适配”，0.08到0.10为“中度适配”，大于0.10表示“不良适配”. GFI，AGFI，NFI，CFI和IFI指标值均介于0与1之间，值越大表示模型适配越好，被接受参数值通常要大于0.9［7］. 16PF次级人格因素的军人和学生样本CFA整体效度参数值均达到或接近模型适配的标准，并显示了同一趋势，学生样本估计的好于用军人样本估计的参数值（图1，表3）；除了用军人样本估算的E←GA路径系数外，其余都达到显著性水平（表4）.
图116PF次元人格因素CFA模型（略）
表2军人和学生样本的根源特质人格因素间相关系数（略）
注： 对角线右上方为军人样本(n=1535)，左下方为学生样本(n=3389).
表316PF次元人格因素CFA拟合（略）
表416PF次元人格因素参数估计表（略）
aP＜0.05, bP＜0.01.
3讨论
版本16PF的根源特质的内部一致性系数都不高，可能是特质内一些所属题目符合度较差造成的. 军人和学生样本的16个根源特质的相关系数都较低，且两个样本特质间相关系数均值与戴忠恒等［3］对大学生样本的分析相差不大，可以认为16个根源特质间彼此独立；然而，部分特质间存在着较多的中等相关，提示16个根源特质间可能存在高阶因素. 16PF次元人格因素的CFA结果也提示了16PF存在次元人格因素的合理性. 我们研究中发现两个群体16个根源特质的相关系数存在差异，与结果2.3中显示的CFA结果相符，这些差异可能为源于样本的不同. 此外，学生样本的结构效度好于军人结果，与军人样本的E←GA路径系数未达到0.05显著水平有关.
我们研究提示如果重新修订16PF（中国版）的题目，可能会使根源特质人格因素内部的一致性及次元人格因素适配指标值提高. 16PF（中国版）题目已经有20多年的时间未经修订，中国人的行为方式和观念都有了变化，李绍衣修订量表题目的理由和标准也同现在的存在差异，例如，“与我们的习惯和社会道德不一致的，如：‘我和异性友伴交谈时，尽量避免涉及性方面的话题’这在我国是理所当然的，很少会有不同的答案”；“与我们评价不同的，如：‘你愿意做一名商店经理还是做一名建筑工程师’当然人们都愿意选做建筑工程师”［2］. 此外，我国16PF是根据前期版本修订而成，原版量表经过多次修订已出了第5版［8］，从这一侧面也可以反映出中国版16PF修订的必要性. 因此，建议中国版16PF的题目需要再次修订.
【】
［1］ 郭庆科, 郑宇红, 王昭. 心理测量与评估［M］. 长春: 吉林大学出版社, 2005:325-329.
［2］ 李绍衣. 卡特尔十六种人格因素测验指导手册［M］. 沈阳: 辽宁教科所, 1981:1-58.
［3］ 戴忠恒, 祝蓓里. 卡特尔十六种人格因素量表手册（修订本）［M］. 华东师范大学, 1988:1-20.
［4］ Carr AT, Harris DL, James C. The derriford appearance scale: A new scale to measure individual responses to living with problems of appearance［J］. Br J Health Psychol, 2000,5:201-215.
［5］ Cronbach LJ. Coefficient alpha and the internal structure of tests［J］. Psychometrika, 1951,16:297-334.
［6］ Bland MJ, Altaman G D.Statistics notes: Cronbach?s alpha［J］. Br Med J, 1997,314: 572.
［7］ 黄芳铭. 结构方程模式理论与应用［M］. 北京: 中国税务出版社, 2005:147-156.
［8］ Cattell RC, Cattell HEP. Personality structure and the new fifith edition of the 16PF［J］. Educ Psychol Meas, 1995,55(6):926-937.
