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user: 3. 结果 3.1. 自尊与其他人格测量的信度 首先计算出自尊与其他人格测量正反向陈述分量表及总量表的信度(表1)。情商量表中只有正向题，MCSD量表的因素结构在中国还没有得到很好的确认，因此本研究只计算了它们的总分和总信度。 表中列出了本研究中所用的人格量表的信度(alpha系数)。可以看出各量表的总体信度都在可接受的范围内，保证了研究结论的可靠性。总体上看反向记分量表的信度略低于正向量表，但差异不明显。而反向自尊量表的信度甚至超过了正向自尊量表。 Table 1 Reliability of the positive and negative subscales in RSES and other psychological measure 自尊 一般健康 状态焦虑 特质焦虑 抑郁 同情 情商 主观幸福 外向 宜人 责任 神经质 开放 MCSD 正向 量表 0.81 0.72 0.92 0.83 0.91 0.77 0.61 0.67 0.65 0.69 0.62 0.67 反向 量表 0.88 0.76 0.90 0.88 0.75 0.45 0.83 0.73 0.58 0.70 0.67 0.56 总量表 0.89 0.83 0.78 0.74 0.90 0.80 0.876 0.84 0.77 0.73 0.76 0.71 0.68 0.70 表1. 自尊等量表正反向陈述分量表及总量表的信度 3.2. 自尊与其他人格测量间的相关 然后根据研究目的计算出了正向自尊、反向自尊与可能的效标变量(根据题目陈述方向也划分了正向和反向分量表)间的相关(表2)。 正向与反向自尊如果与其他人格测量间存在一致性的相关，则证明正向与反向自尊其实是一种自尊。为更详细地评估MF，我们对每种人格量表都区分出了正向与反向两种形式。这里的考虑是：如果MF对测验影响不大，则用正向与反向题目测量的特质与用正向与反向题目测量的特质间的相关应该相当一致。从结果中可以看出正向自尊、反向自尊与外部效标间的相关相当一致，说明题目陈述方向没有改变自尊量表题目所测量的内容。支持自尊量表的单维结构。总体自尊与SDR呈负相关，说明自尊测量较少受社会赞许性的影响。 从另一角度分析，如果MF的作用强大，则题目陈述方向相同的两个特质得分间的相关就更大。即正向自尊与正向健康由于共享了正向MF，其相关应大于正向自尊与反向健康间的相关。同样反向自尊与反向健康由于共享了反向MF，其相关也应该更大。从上表的结果中可以看出正向自尊、反向自尊与其他人格量表正反两种得分间的相关并未表现出明显差异，说明正向与反向MF并没有导致测验题目背离所测量的内容。这一结论适用于本研究中的所有人格量表。 正向自尊与反向自尊量表的差值也是个重要的分析指标。差值为正说明被试更愿意赞同正向自尊题目，差值为负说明被试更愿意赞同反向自尊题目。这是不是一种有价值的人格倾向？从结果中可以看出正反向自尊的差值与抑郁、神经质、同情心呈负相关。这说明越情绪化的人越愿意赞同反向题。这与先前的结论 (Lindwall et al.， 2012) 非常一致。 3.3. 方法因素对模型拟合的影响 为探讨MF是否影响自尊结构，设置了如下模型(表3)。包括单维自尊模型M1a、双维自尊模型M1b、含有正向MF的自尊模型M1c、含有反向MF的自尊模型M1d、含有正向和反向MF的自尊模型M1d。同时再将自尊、一般健康、状态焦虑量表的题目放在一个模型中估计，产生了三因素模型M2a (模型中只设置了自尊、一般健康、状态焦虑3个特质)、M2b (设置了正向MF)、M2c (设置了反向MF)。通过模型比较可判断自尊量表、一般健康量表、状态焦虑量表中的MF是否有相同的性质。 从表3中可见所有单因素和二因素模型都不符合模型拟合严格标准 (Marsh， Hau， & Wen， 2004) 。而引入MF后模型拟合得到了明显提高。但只有在正向和反向MF同时纳入模型后单维量表的模型拟合才接近或超过模型拟合的严格标准。说明正向和反向MF在不同量表中都存在，且反向MF对测验结构的破坏力更大。 将M2b、M2c与M2a比较，发现其拟合是相当理想的。因此可以认为自尊、一般健康、状态焦虑量表中的正向、反向MF具备同质性，是性质相同的反应偏差。 Table 2 Correlation between positive and negative RSES subscales and criterion 全量表 正向量表 反向量表 正向自尊 反向自尊 总自尊 差值 正向自尊 反向自尊 总自尊 差值 正向自尊 反向自尊 总自尊 差值 一般健康 0.46 * 0.46 * 0.52 * 0.05 0.33 0.43 0.42 −0.06 0.46 0.38 0.47 0.14 状态焦虑 −0.42 * −0.44 * −0.47 * −0.03 −0.36 −0.44 −0.44 0.03 −0.35 −0.31 −0.37 −0.09 特质焦虑 −0.52 * −0.51 * −0.57 * −0.07 −0.53 −0.44 −0.54 −0.17 −0.32 −0.44 −0.42 0.08 情商 0.31 * 0.41 * 0.40 * −0.06 主观幸福 0.40 * 0.40 * 0.45 * 0.06 0.42 0.39 0.45 0.09 0.30 0.34 0.36 0.00 外向 0.35 * 0.29 * 0.36 * 0.10 * 0.34 0.36 0.39 0.03 0.26 0.11 0.21 0.18 宜人 0.26 * 0.31 * 0.32 * −0.01 0.19 0.34 0.29 −0.13 0.25 0.18 0.25 0.10 责任 0.33 * 0.32 * 0.37 * 0.05 0.29 0.32 0.34 0.00 0.29 0.25 0.31 0.08 神经质 −0.44 * −0.36 * −0.45 * −0.14 * −0.44 −0.32 −0.43 −0.18 −0.31 −0.32 −0.35 −0.03 开放 0.20 * 0.28 * 0.26 * −0.06 0.19 0.32 0.28 −0.10 0.09 0.05 0.08 0.06 抑郁 −0.52 * −0.43 * −0.53 * −0.15 * −0.49 −0.39 −0.49 −0.17 −0.43 −0.47 −0.50 −0.02 同情 0.00 0.13 * 0.07 −0.14 * −0.02 0.13 0.06 −0.17 0.02 −0.01 0.00 0.03 SDR −0.15 * −0.09 −0.14 * −0.08 表2. 正向自尊、反向自尊与可能的效标变量间的相关 注： * p < 0.05， * p < 0.01。 Table 3 Fitness statistics of the hypothesized model χ 2 df CFI TLI RMSEA SRMR AIC M1a 509.63 35 0.90 0.87 0.17 0.081 549.63 M1b 329.82 34 0.94 0.92 0.13 0.061 371.82 M1c 189.78 30 0.96 0.95 0.10 0.049 239.78 M1d 138.82 30 0.98 0.96 0.086 0.036 188.82 M1e 74.95 24 0.99 0.98 0.066 0.027 136.92 M2a 5643.49 816 0.92 0.91 0.11 0.079 5817.49 M2b 4175.62 792 0.93 0.92 0.094 0.076 4397.62 M2c 3820.02 792 0.93 0.93 0.089 0.074 4042.02 表3. 研究模型的拟合优度统计量 3.4. 方法效应的大小及与人格的相关 一般用特质因素和方法因素对应的因子载荷的平方和表示特质效应和方法效应。结果发现自尊量表反向题目方法载荷的平均值(0.48)明显大于正向题目(0.21)。说明反向MF对测验结果的影响更大。因子载荷的平方和也是反向题目(1.32)大于正向题目(0.30)。这与先前研究很一致。 在分离出自尊量表中的MF后我们分析了MF与不同人格变量的关系。具体做法是将MF设置为自变量，将人格量表得分设置为因变量，在AMOS17.0软件中进行单自变量、单因变量的路径分析。以便计算出的路径系数不受其他变量影响。计算结果见表4。 从表4中可见正向与反向MF都与人格变量之间存在一定相关，相关的方向与国外研究基本一致。抑郁、一般健康、神经质、特质焦虑与反向MF的相关相当可观，说明高抑郁、心理健康状况差、情绪不稳定、焦虑的被试更倾向于赞同反向题目。正向MF则与情商、一般健康、经验开放性等有相当可观的负相关，说明有这些特点的人更不愿意赞同正向自尊题目。这看起来矛盾，却揭示了另一个事实：情商高、心理健康、经验开放的人更能辩证地认识自我，对自己的优点并不急于承认，这恰恰是一种成熟的自信。 3.5. 中国被试在自尊量表上的得分模式 本研究发现大学生在正向自尊量表上的得分虽然高于反向自尊量表(p < 0.00)，但差异(1.26)却没有想象的大，与美国被试(1.2)和英国被试(1.1)非常接近。这一结果与先前研究有一定出入 (Schmitt & Allik， 2005; Wu， 2008) 。中国被试的正向和反向自尊量表得分都低于美国被试，但没有证据表明中国人在自尊量表上的低分是由于中国人更愿意赞同反向题目。在Schmitt和Allik的样本中香港被试正向和反向自尊量表上的均分差值是1.8，台湾则是2.3。 Schmitt和Allik (2005) 的研究是10年前进行的，10年前香港和台湾人在自尊量表上的得分模式更像欠发达国家的被试。而本研究的结果却更接近世界发达国家。这说明中国人寻求自我统一性的需求增强了。 但中国被试在正向和反向自尊量表上的得分仍然低于美国等西方国家。这部分可以用 Farh和Cheng (1997) 的观点来解释：中国被试在正向自尊题目上可能有低估自己的倾向。其实这正是谦虚偏差的表现。即一般人不会直接承认自己的优点(即赞同正向自尊量表上的题目)，这才体现出含蓄和教养。这与先前研究是一致的。即中国被试在自尊量表上存在谦虚偏差，能辩证地认识积极和消极自我。