多維自我控制量表中文版及簡版的信效度檢驗

董一勝，傅潔潔，李鵬，高胤

（1.浙江大學心理與行為科學系，杭州 310058；2.杭州師范大學附屬醫院臨床醫學院認知與腦部疾病中心，杭州 311121；3.云南師范大學教育學部，昆明 650500；4.浙江省拱宸強制隔離戒毒所，杭州 310011）

自我控制是指個體克服沖動、情緒、外在誘惑和內在欲望，控制并調整自己的情感、行為和認知的能力[1]。自我控制能力的高低是影響個體職業成功、身心健康和主觀幸福感的關鍵因素[1-6]。為此，許多學者在自我控制領域進行了相關的研究，并編制了多個自我控制相關量表，如自控行為記錄表（the selfcontrol behavior inventory）、自我控制問卷（the selfcontrol questionnaire）、自我控制量表（the self-control scale）和Barratt 沖動性量表（the barratt impulsiveness scale-11）及其簡版[1，7-10]。國內學者也據此修訂了相關的中文版自我控制量表，并對其信效度進行了檢驗[11-14]。經過多年深入研究，學者們已逐漸認識到，自我控制并不僅僅是簡單的控制與調整行為。實際上，它是一個涉及多重認知加工過程的復雜概念。Strack 和Hofmann 等學者[15，16]提出了關于自我控制的雙系統理論。該理論指出，自我控制的實現是基于沖動過程（impulsive processes）與反思過程（reflective processes）之間的相互競爭。在特定情境中，這兩種過程共同影響個體，使其在經過深思熟慮后做出相應的行為決策。自我控制的雙系統（雙過程）模型已得到很多研究結果的支持[17-23]。

為了解決前述量表的局限性，Dvorak 等人[17]嘗試綜合了6 個不同的量表，旨在探索自我控制的兩大模式——良好控制和不良控制。2014年，國內研究者對Dvorak 等人的量表進行了修訂[24]。盡管如此，修訂后的量表在結構效度上仍然不盡如人意：52個題目被刪除了31 題，6 個維度也變成了5 個維度。更為關鍵的是，該修訂版的內部一致性信度和重測信度均表現不佳。雖然研究者認為這可能是由于被試作答過程中存在社會贊許性與掩飾性，從而無法確保數據的真實性和有效性，但我們更傾向于認為，關鍵問題在于Dvorak等人所采用的量表實際上是由不同作者編制的多個量表“拼接”而成，這導致計分規則的不統一，進一步影響了量表的整體信效度。

最近，Nilsen等人[25]基于雙過程模型編制了多維度的自我控制量表，該量表不僅可以測量6 種特定類型的自我控制（沖動控制、拖延控制、注意控制、情緒控制、目標定向和自我控制策略），還可以測量更高階的一般類型的自我控制——抑制性自我控制和啟動性自我控制。抑制性自我控制過程更多涉及對于內心出現的各種不適宜沖動的抑制，是一個被動停止的過程；而啟動性自我控制則更多涉及對自我認知的反思、計劃與調整，是一個主動啟動的過程。前者更偏重自我的短期控制，后者則更偏重對自我的長期控制。最后該量表還可以綜合為一個單一維度的自我控制總分?？梢?，該量表是一個可以從多個維度全面評估自我控制能力的優秀量表。該量表在挪威修訂結果表明其具有良好的信效度。為了提升自我控制評估的準確性與全面性，本研究在中國對該量表進行修訂。

1 對象與方法

1.1 對象

樣本來自浙江大學的本科生、研究生及部分校外培訓人員。借助網絡平臺，采用手機掃描二維碼的方式收集問卷數據。

共收集556 份問卷用于多維自我控制量表（the multidimensional self-control scale，MSCS）中文版的項目分析與信效度分析。再從該樣本中收集282份自我控制量表中文版問卷用于效標效度檢驗。3周后從556 名原始樣本中抽取151 名被試進行重測信度檢驗。

問卷剔除標準如下：（1）問卷答題時間過短（平均答題時長小于3秒/題）；（2）說謊或態度防御量表得分低于2 分；（3）重復提交。據此標準，在項目分析與信效度分析階段，剔除47份，有效問卷509份，有效率91.55%；在效標效度檢驗階段，剔除25份，有效問卷257 份，有效率91.13%；在重測信度檢驗階段，剔除9 份，有效問卷142 份，有效率94.04%。收集的509 份有效問卷中，男性129 人（25.3%），女性380人（74.7%）。研究生102人（20.0%），本科307人（60.3%），?？?6 人（13.0%），高中及以下34 人（6.7%）。25 歲及以下100 人（19.6%），26～35 歲172人（33.8%），36～50歲207人（40.7%），50歲以上30人（5.9%）。收集的257 份有效問卷中，男性54 人（21.0%），女性203 人（79.0%）。研究生57 人（22.2%），本科166人（64.6%），?？?3人（8.9%），高中及以下11人（4.3%）。25歲及以下64人（24.9%），26～35 歲76 人（29.6%），36～50 歲105 人（40.9%），50歲以上12人（4.7%）。收集的142份有效問卷中，男性31人（21.8%），女性111人（78.2%）。研究生25人（17.6%），本科102 人（71.8%），?？? 人（6.3%），高中及以下6 人（4.2%）。25 歲及以下41 人（28.9%），26～35 歲49 人（34.5%），36～50 歲44 人（31.0%），50歲以上8人（5.6%）。

1.2 工具

1.2.1 多維自我控制量表（MSCS） 多維自我控制量表共包含29 個條目，呈三階金字塔結構。包括6個一階維度：沖動控制（IC，impulse control）、拖延控制（PRO，procrastination）、注意控制（AC，attentional control）、情緒控制（EC，emotional control）、目標定向（GO，goal orientation）、自我控制策略（SCS，self-control strategies）。上述維度又可以合并為2 個二階維度：抑制性自我控制（inhibitory self-control）和啟動性自我控制（initiatory self-control）。最后上述兩個二階維度可以整合成三階維度的整體自我控制。該量表采取李克特5級評分，從1（非常不同意）到5（非常同意），得分越高表示自我控制水平越高。

為了檢測答題者的說謊（社會贊許性）和掩飾傾向，從MMPI 中抽取說謊掩飾（8 題）和態度防御（10題）兩個維度的題目加入MSCS中文版中，用于考察受測者的說謊掩飾和態度防御傾向。

1.2.2 自我控制量表中文版（SCS） 采用譚樹華等人2008年根據Tangney編制的自我控制量表修訂而成的中文版[11]。該量表共19 道題目，采取李克特5級評分，從1（非常不同意）到5（非常同意）。量表共包含五個維度：控制沖動、專注工作（學習）、健康習慣、節制娛樂及抵制誘惑。得分越高表示自我控制水平越高。

1.3 統計方法

采用SPSS 24.0 進行項目分析、信效度分析等，采用AMOS 24.0進行驗證性因素分析。

2 結果

2.1 MSCS中文版項目分析

由于多維自我控制量表有2 個二階維度：抑制性自我控制和啟動性自我控制，兩者得分的皮爾遜相關r=0.447，為中等相關，若直接根據量表總分對各個題項進行項目分析，則有可能會低估某些題項的區分度。因此，本文參考劉曉潔等人的研究[26]，根據兩個分維度得分的前后27%將被試分為高低分組進行項目分析。其中，抑制性自我控制包括沖動控制、拖延控制和注意控制三個一階維度，共計15題；而啟動性自我控制包括情緒控制、目標定向和自我控制策略，共計14 題。分析結果表明，所有題項高低分組差異顯著，且每個題項與各自對應的二階維度總分之間的相關均大于0.3。具體詳見表1、表2。

表1 MSCS抑制性自我控制維度項目與分維度總分和全量表總分的相關系數(r)及高低分組的差異(t值)

表2 MSCS啟動性自我控制維度項目與分維度總分和全量表總分的相關系數(r)及高低分組的差異(t值)

2.2 MSCS中文版信效度分析

2.2.1 MSCS中文版結構效度分析 對量表進行探索性因素分析，參考原作者Nilsen等人[25]的方案，采用主成分分析法，不限定抽取因素的數目，保留特征值大于1 的因素，因素旋轉方法采用Promax 斜交法。結果表明，共有6個因素被保留，所有題目抽取的共同度在0.334～0.787 之間，76%（22/29）題目的共同度在0.5 以上。抽取的6 個因素對總體方差的解釋率為56.17%。

經過斜交因素旋轉，除第7題在2個因素上有一定的交叉負荷（0.340 與0.387），其余28 題均在某一特定因素上有大于0.4的負荷量。

進一步采用驗證性因素分析來探索量表可能存在的多階多維結構。參考原作者Nilsen 等人[25]的理論假設，分別構建一階、二階和三階模型逐一進行驗證。在這三個模型均未能達到理想擬合之后，再參考溫忠麟等人[27]的建議，在二階模型的基礎上嘗試建構多維構念的雙因素模型（高階模型嵌套于雙因素模型）。結果表明，該模型擬合良好（見圖1）。擬合數據詳見表3。

圖1 雙因素二階模型關系圖

表3 MSCS中文版的四個驗證性因素分析模型的擬合指數對比

通過計算每個因素對應的組合信度（CR）和平均方差萃取量（AVE）來評估量表的會聚效度，同時計算AVE 的算術平方根與各個抽取因素間的相關性來考察量表的區分效度，結果如表4所示。

表4 量表的會聚效度與區分效度及各一階維度分量表均分與標準差

從表4 可以看出，每個因素的AVE 的算術平方根均大于該因素與其他因素間的相關系數，表明該量表具有較好的區分效度[28]。一般認為當量表CR大于0.7，AVE 大于0.5[29，30]時具有較好的會聚效度，可見，所有分量表具有很好的組合信度。

2.2.2 MSCS中文版效標關聯效度分析 以SCS中文版總分及其5個維度得分作為效標，對257名被試的數據進行分析，結果詳見表5。

表5 MSCS中文版與效標量表的皮爾遜相關

2.2.3 MSCS 中文版信度分析 MSCS 中文版的各維度Cronbach’s α系數在0.721～0.826 之間。間隔3 周后進行重測，各維度重測信度為0.615～0.850。見表6。

表6 MSCS中文版的Cronbach’s α值和重測信度

2.3 簡版MSCS項目分析

原作者在原量表的基礎上，提出了一個簡版的MSCS——BMSCS。該量表包含兩個維度：抑制性自我控制（4個題目）和啟動性自我控制（4個題目），共8個條目。本文也對該簡版量表進行了項目分析及信效度檢驗。

對簡版MSCS的項目分析方法同2.1，結果表明，所有題目得分高低分組差異均顯著。見表7、表8。

表7 簡版MSCS抑制性自我控制維度項目與分維度總分和量表總分的相關系數(r)及高低分組的差異(t)

表8 簡版MSCS啟動性自我控制維度項目與分維度總分和量表總分的相關系數(r)及高低分組的差異(t)

2.4 簡版MSCS信效度分析

2.4.1 簡版MSCS結構效度分析 對簡版量表進行探索性因素分析，方法同2.2.1。結果表明，共有2個因素被保留，所有題目抽取的共同度在0.227～0.588 之間，50%（4/8）題目的共同度在0.5 以上。抽取的2個因素對總體方差的解釋率為47.82%。

進一步采用驗證性因素分析，分別對簡版MSCS 構建一階單維度、一階雙維度、二階和雙因素雙維度四個模型逐一進行驗證。結果發現除一階單維度模型外，其他三個模型均擬合良好。但是，雙因素雙維度模型相較于一階雙維度和二階模型擬合更好。各模型擬合指數詳見表9。

表9 簡版MSCS的四個驗證性因素分析模型的擬合指數對比

表10的會聚效度與區分效度結果同樣表明，簡版MSCS也具有較好的會聚效度與區分效度。

表10 簡版MSCS的會聚效度與區分效度及各維度均分與標準差

同時，對簡版MSCS 總分及分維度得分與完整版量表總分及分維度得分求皮爾遜相關，結果詳見表11。

表11 完整版與簡版MSCS總分及分維度得分的皮爾遜相關

2.4.2 簡版MSCS效標關聯效度分析 以SCS中文版總分及其5個維度得分作為效標，方法同2.2.2，結果詳見表12。

表12 簡版MSCS與效標量表SCS的皮爾遜相關

2.4.3 簡版MSCS 信度分析 簡版MSCS 的Cronbach’s α是0.681，兩個分維度抑制性自我控制和啟動性自我控制的Cronbach’s α 分別為0.628 和0.596?？偭勘淼闹販y信度為0.795，兩個分維度的重測信度分別為0.792和0.649。

3 討論

本研究對多維自我控制量表（MSCS）及簡版進行了中文版修訂并對其進行了信效度檢驗。

MSCS 中文版的Cronbach’s α為0.883，抑制性自我控制和啟動性自我控制維度分別為0.848 和0.842，各一階維度的α系數在0.721～0.826 之間。間隔3周后，對151名被試進行了重測，重測信度為：總量表0.873，抑制性自我控制0.861，啟動性自我控制0.778，各一階維度為0.615～0.850。在量表結構上，形成了一個一般因素（總體自我控制）、兩個二階特殊因素（抑制性自我控制和啟動性自我控制）和六個一階因素（沖動控制、拖延控制、注意控制、情緒控制、目標定向、自我控制策略）的雙因素模型結構。

簡版多維自我控制量表中文版的Cronbach’s α為0.681，抑制性自我控制和啟動性自我控制的Cronbach’s α分別為0.628 和0.596?？偭勘碇販y信度為0.795，分維度為0.792和0.649。這表明簡版具有較好的內部一致性和穩定性。結構上與全量表類似，均為一個總體自我控制和兩個二階特殊因素的雙因素模型。

在研究MSCS 中文版及簡版的多維結構時，發現雙因素模型的擬合效果優于高階模型。這表明MSCS 是一個多維評估量表，其總分融合了自我控制的一般因素和兩個特殊因素。在應用時，除總分外，還應報告抑制性和啟動性自我控制得分，以全面評估個體的自我控制狀況。

本研究采用SCS 來檢驗MSCS 中文版及簡版的效標關聯效度，結果發現無論是完整版或簡版，均與SCS 有顯著相關。簡版與完整版的相關在0.858～0.913 之間，表明簡版可在大規模施測中替代完整版。抑制性自我控制與SCS的相關性高于啟動性自我控制，說明MSCS的評估更全面，進一步印證了其效度。（致謝：感謝馬永康同學幫忙收集MSCS問卷。）