中学生交往控制感的理论构建及问卷编制

李田伟，廖明英

(1.西南林业大学 心理健康教育与咨询中心，云南 昆明 650224;2.四川文理学院 教育科学与技术系，四川 达州 635000)

0 引言

控制感是对真实控制的表征.在以往的国内外的研究中，对控制感的界定和测量都存在一些争议，并且出现了许多与控制感相关的个体动因概念，如Yoga(1946)的心灵和身体的控制(Control of the mind and body)、Rogers(1951)的自我决定(Self-determination)、Bandura(1977)的自我效能(self-efficacy)、Zen(1983)的自律(Selfdiscipline)、Langer(1983)的控制感知(Perception of Control)、Skinner(1991)的控制知觉、控制信念、甚至包括毅力、宿命论;等等.［1］尽管这些构念的创建人都坚持其自身提出的构念的独特性，并给出了相当详尽的定义，但显而易见的是，这些纷杂的构念标签在内涵上存在很多的重叠之处，已有研究对控制感的测查也主要是从归因 (控制源)和个体能力 (自我效能)的角度入手，控制感被看作是稳定持久的带有个性特征的，或是不稳定的具有特定情景性的概念.［2］

目前，国内外大多数研究都用控制源或自我效能量表作为测量控制感的替代性工具.其主要原因是由于已有研究中控制感的界定与控制源、自我效能相混淆.［3］其中归因式的控制源测量工具包括Rotter编制的内在-外在心理控制源量表(Internal-External Locus of Control Scale，I-E 量表);Pauthus编制的控制圈量表(Spheres of Control，SOP 量表);V.T.Crandall等人编制的智力成就问卷(Intellectual Achievement Responsibility Questionnaire，IAR 量表).［4］涉及具体领域的包括Miller等人编制的婚姻心理控制源量表(The Marital Locus of Control Scale);Campis等人编制的子女教育心理控制源量表(The Parenting Locus of Control Scale)等.［5］评估个体对自己能力的信念的效能问卷包括边玉芳(2003)编制的学习自我效能感量表、刘逊(2004)编制的青少年人际自我效能感量表(AICSE)、谢晶(2004)编制的大学生人际交往效能感问卷，等等.［6］

这两类量表作为控制感的替代性量表，不仅不符合控制感的操作性定义，而且其自身也存在一些问题.I-E量表所做的因子分析研究结果极不一致，该量表在结构上就存在问题;而以大学生为被试编制的I-E、IPC、SOP量表，在许多题目的内容、形式及阅读水平上都不适合其他被试群体.［7］前已述及控制感区别于控制源及效能感，因此交往控制感也区别于交往效能感，故对人际交往控制感的测量不能采用以上两种人际交往效能感问卷.需要开发专门的交往控制感测量工具.

1 方法和程序

1.1 中学生交往控制感的概念界定

综合国内外研究，所谓控制感就是个体对自己的能力、努力等内在因素在影响和决定外部事物发展过程中的作用的认知和评价.

控制活动是具有情景性的特定含义，它总是针对一定的对象或事件的.我们认为在人际交往中也涉及对交往活动的控制感问题.因此，我们将这种控制感定义为交往控制感.交往控制感就是在交往活动中，个体对自己的角色认知能力、情绪行为调控能力及自身交往需要、交往兴趣等内在因素的认知和评价，它会影响和决定个体的人际交往质量.

1.2 中学生交往控制感结构的初步构建

通过文献查阅、开放式调查、专家咨询及个别访谈，依据中学生交往控制感概念，初步确定中学生在人际交往活动中的控制感的因素结构，并编写出中学生交往控制感调查问卷的题项及维度.

对初步构建的中学生交往控制感的三阶10个构成单元，通过电子邮件方式向国内教育学、心理学等方面的专家、博士研究生征询相关建议.根据专家意见，并参考国内外有关中学生交往效能感、一般控制感等相关研究，结合对中学生的半开闭式问卷调查结果，对一些单元进行了合并，分析和归纳出40个能够反映中学生交往控制感的题项，采用李克特5点评定法记分.

对重庆市2所中学的400名中学生进行预试测查.采用项目分析、因素分析，结合专家建议，剔除因素负荷偏小以及意义重叠的14个题项，再进行探索性因子分析，可提取6个因素，包含26个题项.通过对理论和逻辑上的考察，将中学生交往控制感构建为三个层次多个维度的结构，见图1.

图1 中学生交往控制感的结构维度构想

1.3 正式问卷的编制

1.3.1 被试

采用整群分层抽样的方式，在重庆市和山东省济南市、淄博市、潍坊市，抽取8所中学，对1721名中学生(含初一至高三)施测自编的《中学生交往控制感问卷》，回收有效问卷1475份，占总问卷的85.7%.其中重点中学819人(男生405人，女生414人);普通中学656人(其中男生320人，女生336人).然后通过选择个案，随机将数据分为两半，其中710份用于进行探索性因子分析，另765份用于进行验证性因子分析.

1.3.2 问卷施测

施测以班级为单位，利用自习课的时间，由心理学专业的研究生担任主试，宣读统一的问卷指导语，强调问卷的保密性和匿名性.

1.3.3 统计处理

用SPSS15.0和AMOS5.01对调查数据进行分析和处理，对问卷的信度、效度进行检验，对中学生交往控制感的因素结构的合理性进行验证.

2 结果与分析

2.1 问卷的信度

采用内部一致性进行信度检验.问卷的α系数为0.812;一阶六个因子的α系数在0.627～0.745之间，二阶因子的 α 系数在 0.729～0.805之间.吴明隆(2003)认为，问卷的α系数在0.80以上，分量表的α系数在0.70以上，说明问卷的信度良好;问卷的α系数在0.70以上，分量表的α系数在0.60以上，说明问卷的信度可以接受.根据这一标准认为，表1显示，该问卷的内部一致性信度可以接受.

表1 各因子及问卷的内部一致性信度

2.2 问卷的效度分析

2.2.1 内容效度

衡量内容效度的客观指标可以用内容效度比(CVR)表示.它的取值范围在-1～1之间.分数越高，说明内容效度越好.最常用的确定内容效度方法是请有关专家对问卷题项与原定内容范围的符合性做出判断.鉴于此，在研究中，有12位心理学的专家、博士对该问卷题项进行了评价，其中11位表示满意.根据内容效度比的计算公式:CVR=2(ne-n/2)/n(ne为评价者中满意者人数，n为评价者人数)，可得 CVR=0.833.说明问卷的内容效度较好.

2.2.2 结构效度

为了对中学生交往控制感结构的理论构想做进一步的探讨，采用探索性因子分析、各因素间的相关系数矩阵和验证性因子分析的方法来检验问卷的结构效度.

2.2.2.1 问卷的探索性因子分析

1)中学生交往控制感问卷的一阶因子分析

对通过t检验的题项进行因子分析，最终获得26个题项.采用主成分分析法、正交极大旋转法.结果显示(见表2)，26个题项分属6个共同因子，累积方差贡献率达50.667%.因子及其名称分别是:因子一包括表示个体在与他人交往时对自身交往行为的调控的5个题项，故命名为“交往行为调控力”;因子二包括表示个体在与人交往中对自身角色影响力的认知的5个题项，故命名为“角色影响力”;因子三包括表示个体对人际交往的兴趣的4个题项，故命名为“交往兴趣”;因子四包括表示个体在人际交往中对自身的情绪行为的调控的4个题项，故命名为“情绪调控力”;因子五包括表示个体对交往所持的态度需要的3个题项，故命名为“交往需要”;因子六包括表示个体在与人交往中对自身的角色扮演的认识的5个题项，故命名为“角色扮演能力”.

表2 一阶因子载荷 共同度 特征根值方差贡献率 累积方差贡献率

2)中学生交往控制感问卷的二阶因子分析

由一阶因子分析结果可以发现，6个一阶因子之间存在较高程度的相关.根据理论构想和一阶因子分析结果得知，有必要做二阶因子分析，找出更简单、更高阶、更有说服力的大因子.把一阶因子分析获得的六个因子作为新变量群进行二阶因子分析，根据陡阶检验和碎石图显示，3个因子的结构比较合适，共解释总变异的73.606%.二阶因子结构及其负荷值，特征值及所解释的变异数比例见表3.根据统计结果，对二阶因子进行命名.因子1(F1)表达的是个体在人际交往中对情绪、行为的调控能力，故命名为情绪行为调控力.因子2(F2)表达的是个体在人际交往中的角色扮演及角色影响能力，故命名为角色认知能力.因子3(F3)表达的是个体对交往所持的需要、兴趣等个性动态因素，故命名为交往欲求.

表3 二阶因子载荷、共同度、特征值、贡献率

2.2.2.2 因素间的相关系数矩阵

表4是关于各因素间、因素与总分之间的相关系数矩阵，可以看出，各因子与其它因子之间的相关较低，说明各个维度之间具有一定的独立性;而各因子与问卷的相关较高，说明各维度较好地反映了问卷要测查的内容.这表明问卷的结构符合量表编制的基本要求.

表4 相关系数矩阵

2.2.2.3 验证性因子分析

对个案选择随机分出的另外765份问卷进行验证性因子分析.分两步骤进行:第一，要解决中学生交往控制感问卷由几个因子构成最合适的问题;第二，对中学生交往控制感结构模型进行拟合度检验.研究做了4个假设的因子模型:

①SSCT1:即独立模型，此假设观测变量间不存在任何相关;

②SSCT2:一阶六因素模型，假设六个因素平行，并且两两之间存在相关;

③SSCT3:二阶三因素一阶六因素模型，假设在二阶因素之间、一阶因素之间存在相关;

④SSCT4:三阶一因素二阶三因素一阶六因素模型，假设二阶因素之间、一阶因素之间存在两两相关.四个模型的主要拟合指标见表5.

表5 中学生交往控制感结构的拟合指数

表5结果显示，第四个假设模型的×2/df=2.212，RMSEA=0.040，说明假设模型的拟合结果可以接受.CFI=0.914，TLI=0.901，说明假设模型的拟合结果较好.综合以上结果，中学生交往控制感构想模型的拟合结果是可以接受的.结构模型如图2所示:

图2 中学生交往控制感三阶因素结构模型

3 讨论

目前国内外资料尚未查到关于交往控制感的结构的专门探讨.在张向葵等(2002)对下岗职工控制感的研究中，人际关系控制感仅是作为其中的一个因子进行了测量，并未专门探讨交往控制感及其结构.研究在广泛查阅已有文献后，我们仍难以找到相应的资料进行有关交往控制感的比较.本研究中提出的中学生交往控制感概念是将控制感这一概念具体化到中学生的人际交往活动情境中，并从横向和纵向心理结构层面进行了操作界定:在横向层面的情绪调控因子上，与以往李雪梅(2006)、谢晶(2004)、刘逊(2004)等有关中学生人际交往效能感的研究有相似的地方，本研究又存在从交往需要、交往兴趣等纵向心理层面分析交往控制感的新颖之处.

研究通过比较严格的统计学检验和研究程序，构建出包括角色认知能力、情绪行为调控力、交往欲求三个二阶因子和行为调控力、情绪调控力、角色扮演、角色影响力、交往兴趣、交往需要六个一阶因子的中学生交往控制感的维度结构.探索性因子分析和验证性因子分析结果表明该问卷具有良好的信度和效度.但总体而言，对中学生交往控制感的结构探讨还处于起步阶段，需要今后在理论上不断完善以及对研究工具的进一步验证、修订和完善.

［1］边玉芳.学习自我效能感量表的编制与运用［D］.上海:华东师范大学硕士学位论文，2003:18-19.

［2］Hecldmusen J，Schulz R.A Life-span Theory of Control［J］.Psychological Review，1995:284-304.

［3］Rodin J.Aging and Health:Effects of the Sense of Contro1［J］.Science，1986:1271-1276.

［4］李建明，刘 瑶.社会心理学［M］.合肥:安徽大学出版社，2003:36-37.

［5］朱 皕，雷 雳.中学生受欺负状况与心理控制感的关系［J］.心理发展与教育，2005(1):91-95.

［6］童辉杰.应对效能:问卷的编制及理论模型的建构［J］.心理学报，2005(3):413-419.

［7］沃建中，林崇德，马红中.中学生人际关系发展特点的研究［J］.心理发展与教育，2001(3):9-15.