心理健康素质测评系统·中国成年人社会赞许性全国常模的制定

徐晟　李强　李凌　尹艺璇　梁栋

摘要 旨在调查我国现阶段成年人的社会赞许性状况，并建立相应的全国常模。使用之前编制的“中国成年人多维社会赞许性量表”，在全国按照第六次人口普查的结果进行分层抽样，获有效样本6350人。结果表明：女性的社会赞许性总体水平及自我欺骗否定、能动性管理和交流性管理水平显著高于男性：青年人社会赞许性的总体以及各维度的水平均低于中、老年人；城市人口社会赞许性的总体以及各维度的水平均高于农村人口：初中受教育程度者的社会赞许性总体水平低于大专及以上受教育程度者，在交流性管理水平上，初中受教育程度者低于高中和大专及以上受教育程度者；低收入者的能动性管理水平高于中、高收入者，高收入者的交流性管理水平低于中、低收入者。在对调查数据进行分析的基础上建立了相应的全国常模。

关键词 社会赞许性，中国成年人，全国常模。

分类号 B846

1 问题提出

社会赞许性，或译作社会期许（性）、社会称许（性），国内外不同研究者对其概念的表述不尽相同，但其中心思想都是个体按照社会现有的规范表现自己，以获得接受和认可。本研究认为社会赞许性是指个体为获得社会或他人的接受和赞赏，而使自己的态度、行为符合所在文化或社会的价值、规范的人格倾向性。

虽然社会赞许性是在心理测量中发现的。但是一些研究者认为社会赞许性不仅仅是一种特定情境中的反应倾向，同时也应该是较为稳定的人格特质（Paulhus，2002）。Li和Bagger（2006）的元分析研究发现，大五人格的五个维度和BIDR量表其中的两个维度之间存在较强的相关性。此外，社会赞许性与心理健康有密切的关系。研究证明社会赞许性与抑郁（Paulhus，1991）、苦恼情绪（Paulhus&Reid，1991）和创伤后应激障碍（Dyer，et al.，2009）有负相关，并可以显著预测恶劣心境，社会赞许性是导致心理困扰的一个显著因素。但社会赞许性与焦虑的关系尚存在争议。

社会赞许性的概念是在西方文化背景下提出的，早期研究也多在欧美国家进行。但一些非西方文化的研究发现了一些与西方不同的结果，甚至同在西方文化的背景下，不同地区个体的社会赞许性也存在差异，如在2005年，Nielsen公司一项关于“食物营养的了解”的调查显示，尽管美国被访者对一些基本食物营养知识的了解少于几个南美国家的被访者，但是美国被访者评价自己对食物营养了解程度的分数高于这几个南美国家的被访者，即美国受访者表现出较强的自我欺骗提高倾向（赵志裕，邹智敏，林升栋，2010）。在有关社会赞许性的跨文化研究中，有研究者发现，集体主义者比个人主义者具有更强的社会赞许性。社会赞许性可能由于不同的地区、民族的社会规范、价值观不同，存在差异，国内以往的研究所使用的量表多基于西方文化编制，不能很好的反映我国现阶段的特点，因此课题组编制了《中国成年人多维度社会赞许性量表》（李强，徐晟，李凌，黄艳，徐旻，2012）。

但是，在量表编制中，被调查者多数为在校大学生，仅是成年人的一部分，不能很好的代表所有成年人。此外在量表编制中，被调查者来自于同一地区。不能很好的反映全国的状况。因此有必要在更加广泛的成年人群体中进一步考察该量表的适用性。在全国范围调查成年人的社会赞许性，不但有利于了解我国成年人社会赞许性的整体水平与分布状况，更为重要的是在了解我国成年人社会赞许性的整体水平和分布状况后，可以较为准确的评估以及揭示个体的社会赞许性在所属群体中所处的相对位置，从而有效的解释量表得分的意义。

本研究旨在全国范围内调查成年人的社会赞许性情况，以便在更广泛的成年人群体中进一步检验量表的心理测量学指标，并了解我国成年人社会赞许性的现状与特征。在此基础上建立我国成年人社会赞许性常模，进而揭示我国成年人社会赞许性的普遍水平和分布状况，以此更好地反映个体的社会赞许性水平，从而进一步了解个体的心理健康素质水平。

2 研究方法

2.1调查对象

本调查按照第六次全国人口普查数据，采用分层抽样的方法在东北、华北、华东、中南、西北和西南六大区域的28个省、自治区和直辖市发放问卷6433份。样本选取时兼顾对象的性别、年龄、教育程度、户籍和职业等几个变量。问卷收回后，又进行检查。删除填写有明显规律的问卷及社会赞许性量表有空白的问卷。最后获得有效问卷6350份，有效率98.7%。有效样本中男性3194人（50.30%），女性3152人（49.64%），未填性别者4人（0.06%）：来自城市3192人（50.27%），农村3155人（49.69%），未填城乡者3人（0.05%）；教育水平为初中3457人（54.44%），高中1533人（24.14%），大专及以上1353人（21.31%），未填教育程度者7人（0.11%）；单位负责人139人（2.19%），专业技术人员740人（11.65%），办事人员415人（6.54%），商业服务业人员992人（15.62%），农林牧副渔水业人员2417（38.06%），生产运输设备操作人员912人（14.36%），其他人员（包括失业、未就业人员）598人（9.42%），未填职业者137人（2.16%）；汉族6006人（94.6%），少数民族344人（5.4%）；被调查对象的平均年龄为43.76±14.30岁。

2.2调查工具

本次调查使用《中国成年人多维度社会赞许性量表》（李强等，2012）。量表采用4点评分，1表示“完全不符合”，4表示“完全符合”。量表计算每个维度的平均分和量表的总平均分，具体计算方法为：维度的平均分（维度均分）为该维度所有项目的原始分之和除以该维度的项目数，量表总均分为各个维度的均分之和除以维度数。

量表中，自我欺骗提高维度6个项目，主要考察个体为了保护自我信念及自尊。对自身个性、品质等方面正性特征的夸大，分数越高说明夸大越强烈；自我欺骗否定维度11个项目，主要考察个体为了保护自我信念及自尊，对自身个性、品质等方面负性特征的否定，分数越高说明否定越强烈：能动性管理维度8个项目，主要考察个体为了给他人留下一个良好印象，而故意表现出来的在社会互动中所具有的能力及其所具有优良办事风格，分数越高表明个体的这种表现越明显：交流性管理维度10个项目。主要考察个体为了获得良好的人际关系，以及被他人及社会认可，而故意表现出来的对社会规范的遵从和对自身需求的压抑，分数越高表明个体的这种表现越强：量表总均分表示社会赞许性的总体性情况，分数越高，表明个体的社会赞许性越强。

在本研究中，全国抽样样本的社会赞许性总量表的Cronbach α信度为0.87，分半信度为0.82，自我欺骗提高、自我欺骗否定、能动性管理和交流性管理四个维度的Cronbach α信度分别为0.63.0.73，0.64和0.71，分半信度分别为0.64，0.57，0.61和0.71。对全国抽样样本按照量表编制时的结构进行验证性因素分析，拟合指数为：x²=13784.18，df554，x²/df=24.88，NFI=0.92，NNFI=0.92，GFI=0.89，AGFI=0.87，CFI=0.92，IFI=0.92，RMSEA=0.061。其中，RMSEA小于0.06，NFI、NNFI、CFI、IFI大于0.9，GF/与AGF/接近0.9，达到或接近验证性因素分析中拟合指数的标准（温忠麟，侯杰泰，马什赫伯特，2004）；x²/df虽然较大，但是很多研究者认为x²/df值容易受到样本容量的影响，对于评价单个模型的意义不大（侯杰泰，温忠麟，成子娟，2004）。这表明中国成年人社会赞许性量表在本研究中具有较好的信效度。

此外，在此次调查中还加入了调查人口学特征的题目，分别调查性别、年龄、民族、省份、户籍、受教育程度、职业、年收入等方面情况。

2.3数据的整理与统计分析

在整理数据的基础上，首先在全国成年人样本中再次对成年人社会赞许性量表进行信、效度检验。接着对社会赞许性总均分和维度均分进行不同人口学特征的多元方差分析，并据此建立成年人社会赞许性量表的全国常模。

3 结果与分析

3.1社会赞许性的整体分布情况分析

整体对成年人社会赞许性进行分析。本研究中6350名有效调查对象在成年人社会赞许性量表总均分上得分的分布情况见图1.其中偏度值为0.25.峰度值为0.17，数据分布基本符合正态分布。

对成年人社会赞许性总均分及各维度均分的有关数据进行分析。总均分及各维度均分平均值、标准差、最高分、最低分以及平均值95%的置信区间见表1。

根据受调查群体社会赞许性总均分及各维度均分的得分分布和数据变异情况，按2个标准差的标准将总均分和各个维度均分为三个等级：低于平均值减两个标准差（M-2SD）的为低水平，高于平均值加两个标准差（M+2SD）的为高水平，介于二者之间的为中等水平。本次调查中，社会赞许性总体与各个维度上，三组水平的人数与百分比见表2。

3.2成年人社会赞许性的性别差异

对成年人社会赞许性的性别差异进行分析。以性别为自变量，社会赞许性总均分以及各维度均分为因变量进行多元方差分析，结果表明，社会赞许性的性别差异显著，F（5，6340）=10.55，p<0.001。进一步的单变量分析显示，社会赞许性的总均分、自我欺骗否定、能动性管理和交流性管理维度上存在显著的性别差异，女性社会赞许性总均分[F（1，6344）=14.42，p<0.001]、自我欺骗否定[F（1，6344）=17.72，p<0.001]、能动性管理[F（1，6344）=16.28，p<0.001]和交流性管理[F（1，6344）=21.64，p<0.001]的维度均分显著高于男性：社会赞许性的自我欺骗提高维度上性别差异未达到显著水平。不同性别成年人社会赞许性的总均分和各维度均分得分结果见表3。

3.3成年人社会赞许性的年龄段差异

参照大多数临床研究对被试进行年龄组划分的方法（尹义臣，张素平，陈卓铭，2009），将18-35岁被试划为青年组，36-59岁划为中年组。60岁及以上划为老年组。对成年人社会赞许性的年龄段差异进行分析。以不同年龄段为自变量，社会赞许性总均分以及各维度均分为因变量进行多元方差分析，结果表明，社会赞许性的年龄段差异显著，F（10，12684）=20.56，p<0.001。进一步的单变量分析显示，在社会赞许性总均分[F（2，6346）=43.90，p<0.001]、自我欺骗提高[F（2，6346）=58.44，p<0.001]、自我欺骗否定[F（2，6346）=60.46，p<0.001]、能动性管理[F（2，6346）=10.54，p<0.001]和交流性管理[F（2，6346）=4.49，p=0.011]四个维度上均存在显著的年龄段差异。事后分析表明（LSD）：青年组的社会赞许性总均分（p<0.001）以及自我欺骗提高（p<0.001）、自我欺骗否定（p<0.001）、能动性管理（p<0.001）、交流性管理（p=0.019）的维度均分都显著低于中年组，同时青年组的社会赞许性总均分（p<0.001）以及自我欺骗提高（p<0.001）、自我欺骗否定（p<0.001）、能动性管理（p<0.001）、交流性管理（p=0.006）的维度均分也都显著低于老年组：中年组只在自我欺骗否定维度的维度均分显著低于老年组（p=0.006），而在总均分与其他维度上，中年组与老年组的差异并不显著（ps>0.05）。不同年龄段成年人社会赞许性量表的总均分和各维度均分得分结果见表4。

3.4社会赞许性的城乡差异

对成年人社会赞许性的城乡差异进行分析。以城镇/农村户籍为自变量，社会赞许性总分以及各维度分为因变量进行多元方差分析，结果表明，社会赞许性的城乡差异显著，F（5，6341）=4.59，p<0.001。进一步的单变量分析显示，城市人口社会赞许性总均分[F（1，6345）=18.47，p<0.001]、自我欺骗提高[F（1，6345）=6.07，p=0.014]、自我欺骗否定[F（1，6345）=16.30，p<0.001]、能动性管理[F（1，6345）=11.11，p=0.001]以及交流性管理[F（1，6423）=12.40，p<0.001]的维度均分均显著高于农村人口。城镇和农村成年人的社会赞许性总均分和各维度均分的得分结果见表5。

3.5不同受教育程度群体社会赞许性的差异

对不同受教育程度的成年人社会赞许性进行分析。以受教育程度为自变量。社会赞许性总分以及各维度分为因变量进行多元方差分析，结果表明，社会赞许性的受教育程度差异显著，F（10，12672）=2.11，p=0.021。进一步的单变量分析显示，社会赞许性总均分[F（2，6340）=3.55，p=0.029]和交流性管理维度上[F（2，6340）=6.24，p=0.002]存在显著的教育程度差异：在自我欺骗提高、自我欺骗否定和能动性管理三个维度上教育程度差异未达到显著水平。事后分析表明（LSD）：在社会赞许性总均分上，初中教育程度的被调查者显著低于大专以上教育程度的被调查者（p=0.011），但是与高中教育程度的被调查者差异并不显著（p=0.129），同时高中教育程度的被调查者与大专及以上教育程度的被调查者差异也未达到显著（p=0.350）；在交流性管理维度上，初中教育程度的被调查者显著低于高中和大专以上教育程度的被调查者（p=0.047；p=0.001），不过高中教育程度的被调查者与大专及以上教育程度的被调查者差异未达到显著（p=0.206）。不同教育程度群体社会赞许性量表的总均分和各维度均分得分情况见表6。

3.6不同收入水平群体社会赞许性的差异

根据国家发改委宏观经济研究院课题组2006年在《进一步扩大中等收入者比重》一文中对我国中等收入者的划分标准，个人年收入在3.4万元到10万元范围内的属于中等收入者。本研究以此将被调查者的收入水平分为三个等级：年收入在3.4万元及以下为低收入群体，3.4万元到10万元之间为中等收入群体，10万元及以上为高收入群体。对不同收入水平成年人的社会赞许性进行分析。以个人收入等级为自变量，社会赞许性总均分以及各维度均分为因变量进行多元方差分析。结果表明，社会赞许性的个人收入差异显著，F（10，12234）=3.13，p=0.001。进一步的单变量分析显示，能动性管理[F（2，6121）=4.65，p=0.007]和交流性管理维度上[F（2，6121）=4.96，p=0.007]存在显著的收入差异：在总均分和自我欺骗提高、自我欺骗否定维度上收入差异未达到显著水平。事后分析表明（LSD）：在能动性管理维度。低收入者显著高于中等和高收入者（p=0.047；p=0.010），中等收入者与高收入者差异不显著（p=0.112）；在交流性管理维度，高收入者显著低于低收入和中等收入者（p=0.002；p=0.003），低收入者和中等收入者差异未达到显著（p=0.953）。不同收入水平群体社会赞许性量表的总均分和各维度均分得分情况见表7。

3.7社会赞许性的民族差异

对成年人社会赞许性的民族差异进行分析。将民族重新编码为汉族和少数民族，以民族分类为自变量，社会赞许性总均分以及各维度均分为因变量进行多元方差分析，结果表明，汉族与少数民族在社会赞许性上并不存在显著的差异，F（5，6344）=1.86，p=0.097，因而不必建立社会赞许性的民族常模。

4 讨论

根据全国范围内分层抽样调查的结果，本研究再次验证了之前所编制量表的结构。信、效度检验结果表明，量表信、效度指标符合心理测量学要求，可以作为我国成年人社会赞许性的测量工具。本研究比较了不同性别、年龄段、户籍、受教育程度、个人收入水平和民族的被试群体在社会赞许性上的差异，结果表明，社会赞许性的总均分与各维度均分除在民族方面不存在显著差异外，在其他人口学变量上，总均分或某些维度均分存在一定差异。

在性别方面，本研究发现自我欺骗否定、能动性管理和交流性管理维度，还有总体的社会赞许性女性均显著高于男性：而在自我欺骗提高维度，男女间的差异未达到显著。前人对于社会赞许性的研究多数使用学生样本，在性别差异方面并未达成一致结论。一些研究发现男性和女性的社会赞许性存在显著差异，但究竟何者更高仍存在争议。有研究结果表明女性的社会赞许性高于男性（Robinette，1991；吴燕，徐建平，2007），也有研究表明男性的社会赞许性高于女性，还有研究表明这种影响只存在于社会赞许性的某些维度上，如Booth-Kewley等人和Hopwood等人对于大学生的研究都表明女性的印象管理得分高于男性，男性的自欺提升得分高于女性，而Brotto等人的研究表明男性的印象管理得分显著高于女性，自我欺骗提高得分男女无显著差异。但是另有一些研究表明性别对社会赞许性无显著影响（陈猛，2008；白新文，李锋，陈毅文，2004；谢钰涵，2009；林珊，2009；赵丹，2011；Andrews&Meyer，2003）。男女间社会赞许性的差异可能与性别角色差异有关。有关研究表明，女性更倾向于获得正面的肯定、鼓励和尊重，更爱面子，也更习惯于掩饰自己（钱铭怡，张光健，罗珊红，张莘，2000）。如此女性就会表现出更多的对社会规范的遵从。习惯于掩饰自己使得女性在社会赞许性总体上的分数高于男性：倾向于得到正面肯定、鼓励和尊重使女性更多表现自己交往和处事的能力，从而导致女性在能动性管理方面高于男性。爱面子使女性希望在与人交往中获得良好的关系，从而导致女性的交流性管理因子分高于男性：女性虽然希望获得正面肯定，但是女性的性别角色又要求含蓄，因而女性常常否定自己的负性特征，却并不一定夸大自己的正性特征，但同时根据性别角色的要求，男性往往会过分夸大自身个性、品质等方面正性特征来获得肯定，因此在自我欺骗否定方面女性高于男性，而在自我欺骗提高方面二者无显著差异。

年龄段方面，青年组的社会赞许性总均分以及各个维度的维度均分都显著低于中年组和老年组，该结果支持了前人针对成年人群体的研究结论，即随着年龄的增长，社会赞许性提高。社会赞许性的产生依赖于对于社会规范的了解与学习。随着年龄的增长，对社会规范的了解增多，同时逆反心理逐渐减弱，就会更加按照社会规范行事。但是，针对一些特定群体的研究却发现了一些不同的结果。如在一项针对国内大学生的研究中，社会赞许性的年龄差异并未达到显著（赵丹，2011），国外针对临床病人与癌症患者的研究也未发现社会赞许性存在显著的年龄差异。

户籍方面，以往研究没有社会赞许性的城乡分布情况及比较。本研究发现，在社会赞许性的各个维度和总体上，城市的被调查者显著高于农村被调查者。这可能与城乡不同的经济活动形式有关。目前城市的经济活动是集体性的，需要分工协作，人与人之间的交往比较频繁，在交往中人们为给他人留下好印象。往往需要按照社会规范来表现自己；相比城市，农村的经济活动主要以家庭为单位，分工合作主要是家人之间，家人之间的了解往往比“外人”更加深入，个体可以较多地按照自己的真实意愿行事。

受教育程度方面，从前人对特殊群体的研究结果来看，学历对社会赞许性的影响并不一致。针对法庭需要进行心理评估的人和针对男性性别认同障碍者的研究发现教育程度对社会赞许性不存在显著影响，然而对肥胖者的研究则发现社会赞许性与教育水平存在显著的负相关（Rosik，2005）。研究结论的差异可能来源于被研究者特征的差异。等待法庭评估与性别认同障碍者虽然存在不被社会规范认可的特征，但能够成为这些特定群体的成员，说明这些个体不认同现有的社会规范，因此并不掩饰自己；而肥胖者多数希望恢复正常体重，表现了更多的对于社会价值的认同，所以较多地出现了印象管理。本研究发现，对于我国一般成年人而言，个体的受教育程度越高，社会赞许性的总均分及各维度的均分越高。教育的作用一方面是学习文化知识，另一方面是学习社会规范。教育程度越高，对于社会和规范的学习也就越多，也就越倾向于遵从社会规范。当然，人们夸大自身个性、品质等方面正性特征，否定负性特征是一种普遍的倾向，所以在自我欺骗提高和自我欺骗否定维度，不同教育程度者并未表现出显著差异：另外，教育水平较低的个体，往往希望通过自己的努力证明，自己在能力上，尤其是人际交往与办事能力方面，并不比教育水平较高者差，他们会更加表现自己这方面的能力。因此在能动性管理维度，不同教育程度者的这种差异也未达到显著。

个人收入方面。低收入群体在动性管理和交流性管理的维度均分显著高于高收入群体，而在社会赞许性总均分，以及自我欺骗提高和自我欺骗否定两个维度均分上，收人差异并不显著。这可能因为收入是衡量个体能力的一个主要指标，低收入个体出于维护自尊的需要，会更多地展示出自己具有良好的人际交往与办事能力，以便将收入较低的原因归为外部的、不稳定的、偶然的因素，而非自身能力的因素。由于前人研究多限于大学生和特殊群体。对于一般成年人的研究很少，所以尚无有关个人收入与社会赞许性关系的研究。本研究在一定程度上填补了这方面的不足。

在民族方面，国内鲜有关于社会赞许性的民族差异研究。本次调查未发现社会赞许性存在显著的民族差异。其原因一方面可能与本次调查中少数民族的样本量占整个样本量的比例较少有关（汉族样本量占总样本的量的94.6%）。不过应该看到，这种民族比例差异非常接近第六次人口普查中初中及以上教育程度的汉族人口占全国初中及以上教育程度的总人口比例-93.5%（国务院人口普查办公室，国家统计局人口和就业司。2012）。因此是符合全国常模抽样标准的。另一方面的原因可能是本次调查中的少数民族个体常年与汉族混居，民族融合可能使这些个体在文化方面与汉族较为接近。

5 结论

本研究在对抽样调查数据统计分析的基础上建立了我国成年人社会赞许性量表的常模。有效常模样本为全国范围内分层抽样取得的容量为6350的成年人样本。样本的地域、性别、年龄、户籍、受教育程度和职业类别等人口学变量特征分布基本符合全国第六次人口普查结果，抽样样本具有较好的代表性，基本上可应用于我国成年人社会赞许性的测量与评估。以常模结果为基础，可进行标准分、百分数等指标转换，从而为解释个体社会赞许性的得分，了解个体社会赞许性在其所属群体中所处相对位置，以及个体间社会赞许性的比较提供更为丰富准确的信息。