張小玲，趙夢雪，廖興亞，李媛媛，熊 珂，孫淑娟，苗 寬，馮正直 400038 重慶，陸軍軍醫(yī)大學(第三軍醫(yī)大學)醫(yī)學心理系；66000 山東 青島，995部隊

當被問及“我是誰”這個問題時，回答者可能會根據(jù)不同的意識形態(tài)(如宗教、職業(yè)、政治、價值觀)和人際關(guān)系(浪漫、友誼、家庭、性別角色)來定義自己[1]。軍人自我形象，即是軍人個體用職業(yè)來定義自己時，其對自身狀態(tài)的主觀認知與評價。本研究將其操作性定義限定為：當軍人通過自己的社會身份(軍人)體驗自身狀態(tài)時，所激活的與“軍人”相匹配的自我概念。也就是說，軍人自我形象是軍人個體基于自己職業(yè)身份所具有的認知表征。

自心理學誕生以來，自我形象受到研究人員的廣泛關(guān)注，并表明自我形象對許多行為和結(jié)果具有顯著影響，包括焦慮、抑郁、自傷行為等[2-4]。在涉及身份領(lǐng)域的自我形象時，研究人員主要強調(diào)身份發(fā)展的過程(人們?nèi)绾伟l(fā)展他們的身份)，而相對較少強調(diào)身份的內(nèi)容(身份是什么)[1, 5]。確定身份內(nèi)容可以幫助了解缺陷的具體內(nèi)容，從而有利于制定相應的干預方案，且涉及身份的自我形象內(nèi)容因其文化、社會角色以及日常體驗等的不同而有所差異[1]。那么在軍事經(jīng)歷和軍營文化的影響下，軍人自我形象的內(nèi)容包括哪些？其與心理健康狀態(tài)之間的關(guān)系如何呢？

目前國內(nèi)對軍人自我形象的探索還處于初步階段，其主要瓶頸可能在于測評工具。以“自我概念”與“軍人”、“自我概念”與“官兵”、“自我概念”與“士兵”、“自我形象”與“軍人”、“自我形象”與“官兵”、“自我形象”與“士兵”為關(guān)鍵詞，在中國知網(wǎng)上搜索發(fā)現(xiàn)，其評估工具多采用Wallace自我概念量表(Wallace Self-Concept Scale，WSCS)，該量表共1個維度，由15個雙極形容詞組成，測量個體對“我是一個什么樣的人”的整體知覺。從其形容詞本身來看，該量表的形容詞與熱情、主動、愉悅等感覺有關(guān)，不能凸顯“四有”軍人特點。因此，本研究擬采用量表研制技術(shù)編制軍人自我形象內(nèi)容的測量工具，并利用此工具對陸、海、空、火箭軍軍人展開調(diào)查，且初步探索軍人自我形象與心理健康狀態(tài)的關(guān)系，為提升軍人自我形象、維護軍人心理健康提供支撐。

1 對象與方法

1.1 調(diào)查對象

對象1：采用方便抽樣的方式，依托部隊心理培訓班、為兵心理衛(wèi)生服務、重慶高校、中學以及人口密集的廣場、商場、 工廠、培訓班家訪、農(nóng)村等場所發(fā)放問卷1 905份，剔除人口學信息不全或缺失、年齡<12歲等無效問卷23份，問卷有效率98.8%。其中男性918名，女性964名；軍人606名，社會人士611名，學生665名。采用社會調(diào)查的公式計算樣本量(https://www.surveysystem.com/sscalc.htm)，即

其中Za/2為可靠性系數(shù)，即置信度；σ2為方差，方差未知時，取最大值，即σ2=P(1-P)的最大值為0.25；E為誤差。當置信度為95%，控制誤差在5%以內(nèi)時，樣本量n≈384，考慮20%的脫落率，實際樣本量應大于384×(1+20%)≈461。此外，本研究采用分層設計，目標期望將每層的誤差控制在5%以內(nèi)，因此，最終計算樣本量為461×3≈1 383人。

對象2：以“中國軍人”為關(guān)鍵詞，采用八爪魚數(shù)據(jù)采集器分別抓?。?)《人民網(wǎng)》軍事專欄網(wǎng)頁下2020年12月16日以前發(fā)表的相關(guān)文章3 802篇，并根據(jù)以下條件進行篩選：①刪除內(nèi)容空白的文章；②重復的文章只保留一篇，經(jīng)作者整理后保留文章3 591篇。2)2021年1月7日新浪微博話題下討論數(shù)量排名前10的博文話題下博文內(nèi)容的33 475條評論，并根據(jù)以下條件進行篩選：①刪除空白未抓取到的評論；②刪除字母、表情符、標點符號等無實際意義的評論，經(jīng)作者整理后保留評論32 237條。

對象3：整群抽取火箭軍、海軍、陸軍、空軍的基層官兵2 756名。排除執(zhí)勤、休假等人員，剔除漏答、人口學信息缺失等無效問卷，共獲得有效問卷2 345份，問卷有效率85.09%。被試年齡18～50(22.86±3.73)歲，其中男性2 266名(96.63%)，女性79名(3.37%)；義務兵1 357名(57.87%)，士官901名(38.42%)，軍官87名(3.71%)。2周后重測樣本為59人。根據(jù)因子分析樣本量至少為條目數(shù)的5～10倍的原則確定樣本量。軍人自我形象初始量表的條目數(shù)為40個，考慮20%的脫落率，計算樣本量應大于40×10×(1+20%)=480，考慮探索性因子分析和驗證性因子分析為相互獨立的兩個樣本，因此，實際樣本量應大于480×2=960。本研究經(jīng)陸軍軍醫(yī)大學倫理委員會批準(2021第33-01)。

1.2 方法

1.2.1 軍人自我形象量表編制 形容詞來源：包括問卷調(diào)查和網(wǎng)絡爬取兩部分。問卷調(diào)查的問題只有1個，即“請寫出有關(guān)描述中國軍人的形容詞”，問卷調(diào)查對象為“對象1”；網(wǎng)絡爬取的目標是“對象2”，結(jié)果處理：利用Python3.8分別對“對象2”的文章/評論進行中文文本分析預處理，包括分詞、去除停用詞、詞性標注并選擇形容詞等。

問卷調(diào)查：包括半開放問卷調(diào)查和初始問卷調(diào)查。半開放問卷調(diào)查是讓調(diào)查者按照同意與否對形容詞進行選擇，并提出建議和修改意見，研究者根據(jù)半開放問卷結(jié)果及文獻記錄修改部分形容詞的表述，形成初始量表，該量表采用李克特五點計分法，即1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，分數(shù)越高，符合程度越高；初始問卷調(diào)查是利用初始量表對“對象3”進行施測，檢驗信效度，形成最終量表。

1.2.2 人口學信息表 用于采集性別、年齡、是否獨生子、居住地等人口學資料。

1.2.3 軍人心理健康狀態(tài)量表 該量表由賴薇[7]編制，包括精神病性、抑郁狀態(tài)、自殺傾向、創(chuàng)傷應激狀態(tài)、睡眠問題、社交恐懼、反社會傾向7個因子。共58個題目，每個題目采用李克特5點計分，總分為各題目之和，總分越高，代表心理健康狀態(tài)越差。該量表Cronbach’α系數(shù)為0.960，各因子Cronbach’α系數(shù)為0.801～0.917。在本研究中量表及各因子Cronbach’α系數(shù)為0.911～0.979。

1.3 統(tǒng)計學分析

2 結(jié)果

2.1 項目分析

為保證測試條目對被試的心理特質(zhì)水平具有鑒別能力，本研究采用臨界比值法、題項與總分相關(guān)法、同質(zhì)性檢驗進行項目分析。具體指標及判斷標準為：①決策值t≥3；②題總相關(guān)系數(shù)r>0.4；③刪除后的信度α≤該量表的整體信度(α=0.982)；④共同性≥0.2；⑤因素負荷量≥0.45，刪除標準為：有1條指標不達標即刪除該條目，見表1。根據(jù)分析結(jié)果和判斷標準，第6題不符合標準，應刪除。

表1 軍人自我形象量表項目分析的各項指標

2.2 效度分析

將收集到的數(shù)據(jù)進行奇偶分半，一半(下文稱“樣本1”)用于探索性因子分析，一半(下文稱“樣本2”)用于驗證性因子分析。

2.2.1 探索性因子分析 采用SPSS 26.0軟件對“樣本1”(n=1 172)進行Bartlett球形檢驗，KMO=0.982，表明對該數(shù)據(jù)進行探索性因子分析的適切性極佳。具體采用：主成分提取法、直接斜交旋轉(zhuǎn)方式。篩選標準為：①特征值>1；②每題項的因素負荷量>0.4；③抽出的每個公因子應包括3個及以上題項；④抽出的每個公因子至少能解釋3%的總變異。除此之外，還結(jié)合碎石圖確定公因子個數(shù)，刪除在公因子上具有共同載荷的題項，并根據(jù)題目的實際意義確定該題項的因子歸屬。經(jīng)探索，抽取兩個公因子，總方差累計解釋率為77.227%；保留12個題項(1、7、8、9、12、13、18、19、22、23、25、26)，因子負荷量在0.597～0.969之間，見表2。根據(jù)因子條目的含義進行因素命名。因素1包括7道題，包含的形容詞為：果斷的、聰慧的、強壯的、沉著冷靜的、善于作戰(zhàn)的、自信的、勇敢的，其中果斷的、聰慧的、沉著冷靜的、自信的、勇敢的體現(xiàn)軍人的心理素質(zhì)[8]，強壯的體現(xiàn)軍人的身體素質(zhì)，善于作戰(zhàn)的體現(xiàn)軍人的軍事技能。因此將其命名為軍事能力，指軍人行為或個體特征中可能表現(xiàn)出的能力部分，分數(shù)越高，能力越強。因素2包括5道題，包含的形容詞為：愛國愛民的、忠誠的、守紀律的、服從的、責任心強的，其中愛國愛民的、忠誠的體現(xiàn)軍人的價值取向，守紀律的、服從的、責任心強的體現(xiàn)軍人的行為取向。因此將其命名為軍人品德，指軍人行為或個體特征中可能表現(xiàn)出的個人品德部分，分數(shù)越高，其相應品德越突出。

表2 探索性因子分析結(jié)果

2.2.2 驗證性因子分析 本研究的近似誤差均方根RMSEA為0.075，擬合優(yōu)度指數(shù)GFI為0.948，調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)AGFI為0.920，不規(guī)范擬合指數(shù)NNFI為0.968，規(guī)范擬合指數(shù)NFI為0.972，增值擬合指數(shù)IFI為0.976。相關(guān)指標、判斷標準及結(jié)果見表3。各公因子所對應題項的標準化因子負荷在0.733～0.900，具有統(tǒng)計學差異(P<0.01,圖1)。

表3 驗證性因子分析的擬合指數(shù)

圖1 軍人自我形象量表驗證因子分析載荷圖

2.3 信度分析

采用分半信度、內(nèi)部一致性系數(shù)(Cronbach’α系數(shù))、重測信度作為本研究的信度指標。軍人自我形象量表總分及各因素的分半信度(格特曼折半系數(shù))分別為0.845、0.900、0.870；內(nèi)部一致性系數(shù)(Cronbach’α系數(shù))分別為0.951、0.942、0.936；重測信度(皮爾遜相關(guān)系數(shù))分別為0.807、0.791、0.794；均達到了心理學的測量標準，見表4。

表4 軍人自我形象量表的信度分析指標

2.4 軍人自我形象與心理健康狀態(tài)的關(guān)系分析

對軍人自我形象總分及因素得分、心理健康狀態(tài)總分及各因素得分進行相關(guān)分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)軍人自我形象及各因素得分與心理健康狀態(tài)總分及各因素得分在統(tǒng)計學上負相關(guān)(r=-0.090～-0.289，P<0.01)，見表5。

表5 軍人自我形象及各維度得分與心理健康狀態(tài)的相關(guān)性分析(r)

根據(jù)被試在軍人自我形象量表總分的平均數(shù)，將2 345名被試分為高自我形象組和低自我形象組，采用獨立樣本t檢驗比較兩組被試的軍人心理健康狀態(tài)總分及各因素得分差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高自我形象組與低自我形象組軍人在心理健康狀態(tài)總分及各因子得分上具有統(tǒng)計學差異(t=3.479～10.910，P<0.01)，見表6。

3 討論

知道“自己是誰”是人類問題的組成部分，自我概念研究為這一問題提供了部分答案。自我圖式理論認為，自我概念是一種相對穩(wěn)定的認知表征或圖式，是“個人為理解和解釋自己的社會經(jīng)驗而開發(fā)的知識結(jié)構(gòu)”，具有穩(wěn)定性[9]。越來越多的研究表明，自我概念的建構(gòu)是一個動態(tài)的系統(tǒng)結(jié)構(gòu)，語境可以激活一個人當前的自我分類，如自我分類理論[10-12]。自我分類理論區(qū)分了個人身份(個人自我)和社會身份(集體自我)，并認為個人身份和社會身份，均是個體自發(fā)的自我描述特征。當一種身份被凸顯時，其他身份的顯著性可能會被抑制或排除[11]。例如，女性和男性參與者在群體間環(huán)境(同性二人組與異性二人組爭論)中比在群體內(nèi)環(huán)境(兩個同性個體表達相互矛盾的觀點)中具有更典型的性別特征[11]，情境化人格測量(例如“在學?！?比一般人格測量具有更高的有效性，且情境化人格測量與相關(guān)標準之間的關(guān)系顯著增強[13]。在績效環(huán)境中，自我概念內(nèi)容和清晰性可以影響動機取向，進而對績效維度產(chǎn)生影響[14]。也就是說，不同的身份可能具有不同的認知表征或同一認知表征的不同強度，在不考慮身份內(nèi)容的情況下考察身份的結(jié)構(gòu)、發(fā)展過程是不完整的，同時，了解具體的身份內(nèi)容有助于制定針對性的干預措施。在此背景下，本研究借鑒人格量表編制的詞匯學方法[15]，采用主觀評價法，編制符合軍人身份內(nèi)容的軍人自我形象量表，為軍人自我形象的后續(xù)研究奠定基礎(chǔ)。

表6 不同程度自我形象軍人心理健康狀態(tài)得分差異比較(分，

從其維度內(nèi)容看，軍人自我形象量表符合心理學常理。在自我概念的建構(gòu)研究中，有研究者認為自我評價的核心對象為個體特質(zhì)和個體能力[12]，本研究結(jié)果與之一致。本研究結(jié)果顯示道德在軍人的印象整飾中具有重要作用，這與其他研究結(jié)果相一致。如刻板印象內(nèi)容模型認為：能力(該群體是否具有能力)和熱情(該群體是否具有威脅性)兩個維度可以將大部分社會群體劃分為四個類型[16]。程婕婷等[17]在對刻板印象內(nèi)容模型的本土化研究中發(fā)現(xiàn)：道德從屬于熱情，且在中國社會群體的刻板印象中占有重要作用。李瓊等[18]的研究也表明：中國人的印象整飾注重道德特征。其原因可能是受到文化價值觀的影響，因為我們的傳統(tǒng)文化推崇做一個有品德的人，如“君子憂道不憂貧”“靜以修身，儉以養(yǎng)德”。

從其信效度結(jié)果看，軍人自我形象量表具有良好的信度和效度。本研究的信度系數(shù)結(jié)果達到了戴曉陽等[19]的推薦值，即量表總分的內(nèi)部一致性系數(shù)和重測系數(shù)應≥0.8，各因素的內(nèi)部一致性系數(shù)和重測信度系數(shù)值應≥0.75，且達到或高于形容詞類的人格量表和自我概念量表[20-23]；重測信度系數(shù)表明該量表具有一定的穩(wěn)定性。對于公因子的總方差解釋率目前還沒有統(tǒng)一的標準，有研究者認為不應低于50%[24]，也有研究者認為總方差解釋率最好高于75%，最少不低于60%[25]。就理論上而言，對于一個量表的因子結(jié)構(gòu)，其抽出的公因子或主成分的總方差解釋率應越大越好，總方差解釋率越大，意味著被忽略的原始信息越少，其公因子代表的原始成分就越多。本研究結(jié)果顯示，軍人自我形象量表兩個因素的總方差解釋率為77.227%，達到并超過形容詞類的人格量表和自我概念量表，如中文形容詞大五人格量表在在校大學生的總方差解釋率為63.179%[25]，中國人人格形容詞評定量表(QZPAS)的7因素總方差解釋率為40.26%[15]，青少年理想身體自我量表的總方差解釋率為45.92%[21]，Wallace自我概念量表(WSCS)的總方差解釋率為58.7%[26]。在探索性因子分析的基礎(chǔ)上，為更加全面地考慮量表的結(jié)構(gòu)效度，本研究采用了驗證性因素分析對其探索出的兩因子結(jié)構(gòu)進行驗證，結(jié)果顯示，模型擬合指標達到溫忠麟等推薦的傳統(tǒng)界值(RMSEA<0.08、NNFI>0.9)[27-28]，說明軍人自我形象量表的兩因素模型擬合良好。此外，本研究結(jié)果顯示兩因素的標準化相關(guān)系數(shù)為0.77，因潛變量模型限制不能驗證二階模型，但不排除兩因素受到一個更高階潛在特質(zhì)影響的可能，為此，本研究驗證了一階一因素模型并計算了一階二因素模型的收斂信效度和組合信度。結(jié)果顯示，一階一因素模型擬合不良(χ2=1 208.055，df=49，χ2/df=24.654，RMSEA=0.142，GFI=0.831，AGFI=0.732，NNFI=0.886，NFI=0.913，IFI=0.916)；一階二因素模型的組合信度CR為0.943、0.931，平均方差抽取量AVE為0.706、0.729，表明一階二因素模型的內(nèi)在質(zhì)量良好，且能有效反映其共同因素構(gòu)念的潛在特質(zhì)。綜上，軍人自我形象量表具有良好的信度和效度，可以作為心理測量的工具使用。

此外，本研究結(jié)果顯示，軍人自我形象與心理健康狀態(tài)存在低度相關(guān)，且高自我形象組軍人的心理健康狀態(tài)總分及各因子得分顯著低于低自我形象組軍人，說明軍人的心理健康狀況可能受其自我形象水平的影響，這與以往在其他群體中的研究相一致[29-31]。心理動力學理論認為，平衡的自我觀點是一個健康人的標志，意味著自我概念可能是心理健康維護與促進的重要因素。這與MASON等[32]的元分析發(fā)現(xiàn)具有相似之處，即自我差異和精神病理之間存在小到中等的聯(lián)系，且與一系列高水平的負面情緒和低水平的一系列積極情緒有關(guān)。盡管本研究結(jié)果提示軍人自我形象水平與心理健康狀態(tài)存在低度相關(guān)關(guān)系，但并不能排除第三方因素的影響，未來需要更多的實證研究去驗證該量表能夠反映心理健康狀態(tài)的程度。

本研究的不足之處在于：由于研究的人力、物力及財力所限，納入的人群范圍較窄，在未來研究中，應擴大軍種范圍和樣本的區(qū)域性，對量表的信效度進行進一步驗證；同時，橫斷面設計意味著關(guān)系的時間特征或方向性是未知的，未來研究可采用縱向設計進一步明確軍人自我形象與心理健康狀態(tài)的因果關(guān)系。