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时间:2018-11-24
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1、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)中国版本的构念效度.方法:对1535名军人和3389名学生16PF样本,计算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
2、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
3、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
4、),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(NOS4.0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
5、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
6、,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 中国版本1
7、6PF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
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