军人心理核心素质量表A 式信效度验证分析

拓 楠，于海波，周 桦，蔡文鹏，严 进*

(1.上海交通大学医学院附属新华医院科研部，上海 200092;2.第二军医大学心理与精神卫生学系，上海200433;3.解放军73021部队医院药房，杭州 310023)

素质(competence)是区分某一岗位上表现优异者与表现一般者的个体特征，它表现为动机、特质、自我概念、情绪调控、适应能力、意志力等方面的优良品质，并且能显著区分个体绩效差异［1-2］。研究表明，军人的心理核心素质与其心身健康水平呈密切关系，若心理核心素质差，可降低其心理幸福感，增加罹患焦虑、抑郁症和风湿病的风险［3-5］。军人是一个特殊的职业群体，其工作和生活环境都不同于一般人群，除服从部队的严格管理、承载超负荷的训练任务外，还随时执行急难险重任务及承担国防安全等重任，可能面临较多的外部应急，承受较大的心理压力［6-7］，因此，具备较高心理素质对保障其心身健康具有重要意义。研制科学化、标准化的军人心理核心素质评估工具，对选拔和培养高素质军事人才，提高军事岗位分配效能，实现我军质量建军，提高部队战斗力具有重要意义。为验证全军心理疾病防治中心研制的《军人心理核心素质量表A式》的科学性，对该量表信、效度进行验证性分析。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象 采用随机整群抽样法，抽取2 286名健康军人进行施测。以漏答、错答、连续随意回答为剔除标准，共剔除无效样本86人，得到有效样本2 200人，有效率96.23%。均为汉族男性，年龄17～38岁，平均年龄(22.08±4.38)岁。其中:初中503人(22.73%)，高中或中专1 283人(58.32%)，大学414人(22.86%);城市643人(29.23%)，农村1 557人(70.77%);未婚1 906人(86.64%)，已婚294人(13.36%);独生子女706人(32.09%)，非独生子女1 494人(67.91%)。所有被试均排除心身和精神病史，无物质滥用药物。

1.2 研究方法 采用军人核心心理素质量表施测［1］。量表共有65个条目，包括意志品质(F1)、应对能力(F2)、事业心(F3)、组织领导能力(F4)、人际技能(F5)、情绪调控(F6)、适应性(F7)等7个因子，及1个掩饰因子。采用4级评分:1分，完全不符合;2分，比较不符合;3分，比较符合;4分，完全符合。

同时随机抽取200名军人施测《中国军人心理健康量表》(CMMHS)。

1.3 质量控制 样本的采集均要求由经统一培训过的专业心理医师进行，采用统一的指导语，并要求被试在理解条目的情况下如实回答。测试一般在20分钟左右完成，30～50人一组，分批实施团体测量。在1个月内完成各样本采集点资料的采集汇总。

1.4 资料整理和分析 利用Excel 2010建立电子表格，运用SPSS 17.0、Amos 7.0进行描述性分析、相关分析、探索性因素分析、验证性因素分析等统计学处理。

2 结果

2.1 本研究样本与原样本内部构成均衡性比较 对两次检验所取样本的内部构成比较如下:本次研究采样群体命名为样本1，原量表研制的采样群体命名为样本2，两次数据的内部构成均衡性经卡方检验(表1)。表1可见，样本1和样本2的内部构成中，文化程度、城乡、婚姻状况、是否独生子女之间无显著差别，P值均大于0.05，说明两样本的内部构成较一致，具有可比性。

表1 本研究样本与原样本内部构成均衡性检验

2.2 探索性因素分析 对所测问卷的各项目进行球形Bartlett检验(表 2)，KMO 系数为 0.966，Bartlett球形检验达显著性水平，说明各个变量内部有共享因素的可能性，非常适合进行因素分析。

探索性因素分析采用主成分分析法，首先不限定因素数目抽取共同因素，再以最大方差法进行因素旋转，以使每个条目在尽可能少的因子上有较高的负荷，对条目载荷小于0.3的不显示。

表2 KMO系数和Bartlett球形检验

在因素分析过程中逐步删除:①因子负荷值小于0.3的项目;②双负荷或多负荷的项目;③维度归属与原设想不一致的项目;每删除一个项目都重新进行因素分析(表3)。

表3可见，本研究经过探索性因素分析，最终得到7个因子，其中有5个条目归类与原量表不同，其余各项目和原始问卷一致，所有因子累积方差解释率为49.19%。

2．3 军人心理核心素质量表A式信度检验

2.3.1 同质信度 对总量表及各因子内部条目进行一致性检验(Cronbach's α系数)。表4可见，总量表的Cronbach'sα 系数为 0.636(P＜0.01)，各因子的Cronbach's α系数为0.458～0.726(P＜0.01)。

2.3.2 分半信度 采用校正后的斯皮尔曼-布朗分半信度指标。表3可见，总量表分半信度为0.758(P＜0.01)，各因子的分半信度为0.564～0.858(P＜0.01)。

2．4 军人心理核心素质量表A式的效度检验

2.4.1 维量分析 通过考察各因子与总分之间的相关，可以对量表结构的合理性进行分析和验证。本量表采用Pearson相关分析进行检验。表5可见，各因子之间相关系数为0.611～0.840;各因子与量表总分的相关系数在0.389～0.831(P＜0.01)。

2.4.2 校标效度 用军人心理核心素质量表A式及标准化的《中国军人心理健康量表》(CMMHS)同时对200名军人施测，进行Pearson相关分析。表6可见，军人心理核心素质量表各因子分及量表总分与CMMHS的强迫、焦虑、抑郁、神经衰弱、躯体化、人际关系敏感等因子有不同程度的相关，相关系数0.249～0.664(P＜0.05或0.01)。

2.4.3 验证性因素分析 在信效度分析的基础上，为进一步证明军人心理核心素质量表的结构效度，采用验证性因素分析进行检验。模型拟合的指标主要有χ2及其与自由度的比值，拟合优度指数(GFI)、增值拟合指数(IFI)、塔克-刘易斯指数(TLI)、比较拟合指数(CFI)和近似均方根误差(RMSEA)。表7可见，该量表的假设结构模型与理论构想拟合较理想。

表3 军人心理核心素质量表A式因素负荷矩阵

表4 军人心理核心素质量表A式信度检验(n=2 200)

表5 军人心理核心素质量表A式各因子相关矩阵(n=2 200)

表6 军人心理核心素质量表A式与CMMHS的相关分析(n=200)

表7 模型主要拟合指标

3 讨论

军人职业的特殊性对其各项素质提出较高的要求，对心理素质的评估指标目前主要是社会能力、情绪管理、适应能力等，有较大的片面性，缺乏综合的评估指标［8-11］;而且国内外对军人心理核心素质的内涵尚无充分的认识和探索。这造成各项研究结论之间缺乏可比较性，降低心理素质评估的科学性。张理义教授等综合国内外相关文献，研制军人心理核心素质量表A式，填补国内、军内空白，本研究对该量表的信、效度进行验证。

经探索性因素分析(表3)，通过与原始量表的结构比较发现，本次研究最终得到7个因子，且因子中的项目大部分和原始问卷一致，原量表的因子命名可以很好地涵盖本次研究所得7个因子所包含的条目，较为合理。

该量表的信度研究(表4)表明，对总量表及各因子内部条目进行一致性检验(Cronbach's α系数)。表4可见，总量表的Cronbach'sα系数为0.636，各因子的Cronbach's α系数为0.458～0.726。总量表分半信度为0.758，各因子的分半信度为0.564～0.858，均达到显著水平。提示总量表与各因子内部条目有较好的一致性;量表具有较高的同质性，各因子的条目在构想上趋于一致，较为可靠。

本研究对量表的结构效度检验结果(表5)，量表总分与各因子及各因子间相关分析结果显示，各因子分数之间相关系数为分布在0.611～0.840;各因子分数与量表总分的相关系数分布在0.389～0.831，均呈现显著相关。表明量表各维度与所测量的主题一致，但又彼此独立，这也表明其具有良好的结构效度。

迄今我国尚无标准化的心理核心素质量表，而国内外许多研究已证明，心理核心素质与心理健康关系密切［9］。CMMHS是军队标准化的量表，故本次研究选择CMMHS与该量表进行效标效度检验。量表与CMMHS的相关分析显示(表6):军人心理核心素质量表A式各因子分及量表总分与CMMHS的强迫、焦虑、抑郁、神经衰弱、躯体化、人际关系敏感等因子有不同程度的相关，相关系数-0.249～-0.664。说明军人心理核心素质量表A式具有较好的效标效度;本量表与CMMHS其他因子，如精神病性、恐怖不存在显著相关，分析原因可能与样本的入组标准中排除有心身及精神疾病的官兵有关，提示该量表不适合精神障碍的筛查和评估;经验证性因素分析(表7)，发现模型的各项拟合指标(GFI、IFI、TLI、CFI、RMSEA)较为理想。相关分析及验证性因素分析均证明，军人核心素质量表具有良好的结构效度。

综上所述，军人心理核心素质量表A式经一系列信、效度检验，表明其信度、效度指标均符合心理测量学原则，具有较高的稳定性，可作为我军心理核心素质的评估工具，值得在军队推广使用。

［1］ 陶凤燕，张理义.军人心理核心素质A分量表的信效度检验［J］.解放军医学杂志，2009，34(8):1021-1023.

［2］ Brody G H，Murry V M，Kim S，et al.Longitudinal pathways to competence and psychological adjustment among African American children living in rural single – parent Households［J］.Child Development，2002，73(5):1505-1516.

［3］ Mavroveli S，Petrides K V，Rieffe C，et al.Trait emotional intelligence，psychological well-being and peer-rated social competence in adolescence［J］.British Journal of Developmental Psychology，2007，25(2):263-275.

［4］ Smith C A，Dobbins C J，Wallston K A.The mediational role of perceived competence in psychological adjustment to rheumatoid arthritis［J］.Journal of Applied Social Psychology，1991，21(15):1218-1244.

［5］ Gross J J，Muñoz R F.Emotion Regulation and Mental Health［J］.Clinical Psychology:Science and Practice，1995，2(2):151-164.

［6］ Steven P.Occupational stress and Psychiatric illness in the military:Investigation of the relationship between occupational stress and mental illness among military mental health Patients［J］.Military Medicine，2001，166(6):457-462.

［7］ Steven P，Scott S.Work stress in the military:Prevalence，causes and relationship to emotional health［J］.Military Medicine，2002，167(11):877-882.

［8］ Gallagher P，Smith T，Ousey K.Problems with competence assessment as it applies to student nurses［J］.Nurse Education in Practice，2012，12(6):301-303.

［9］ Chau-kiu Cheung，Tak-yan Lee.Improving social competence through character education［J］.Evaluation and Program Planning，2010，33(3):255-263.

［10］ Yip J A，Martin R A.Sense of humor，emotional intelligence，and social competence［J］.Journal of Research in Personality，2006，40(6):1202-1208.

［11］ Hungerford A，Wait S K，Fritz A M，et al.Exposure to intimate partner violence and children's psychological adjustment，cognitive functioning，and social competence:A review［J］.Aggression and Violent Behavior，2012 17(4):373-382.