多重情绪智力量表_MEIS_的信度_结构效度及应用评价研究_曹蓉

1、心理科学 Psychological Sci ence 2007, 30(2 :419-421 419多重情绪智力量表(MEIS 的信度、结构效度及应用评价研究曹 蓉1 王晓钧 2(1西北大学管理学院, 西安, 710054 (2深圳大学师范学院心理学系, 深圳, 518060摘 要 对多重情绪智力量表(M EIS 的信度和结构效度进行了实证检验, 结果发现, M EIS 的内部一致性信度( 系数偏低, 各分量表的分半信度系数很低; M EIS 总量表的结构效度明显不足, 对七个分量表的因素分析结果显示, 每个维度对总量表的贡献率很低; 无法满足M ayer 和Salovey 情绪智力4维度理

2、论框架。对4个维度逐一进行二阶因素分析结果均揭示, M EIS 明显缺乏每个维度所设定的4因素的结构效度, 项目效率明显不足, 因此, M E IS 尚不具备有效测量情绪智力的功能。关键词:多重情绪智力量表(MEI S 信度 结构效度1 引言自从美国学者M ayer 和Salo vey 于1997年修正了他们1989-1990年提出的情绪智力理论结构假设以来1, 2, 情绪智力研究面临的最大挑战就是如何证明情绪智力的存在, 对此, 国际学术界和社会应用领域曾经出现过众多所谓的 EQ 测验, 对情绪智力的应用和实证研究造成了不良影响3。近年来, 随着此领域研究的不断深入, 已显示出明显的实证研究

3、趋势, 用编制情绪智力评估量表来验证情绪智力的存在, 证明情绪智力与其他心理现象的关系, 澄清情绪智力的应用价值等一系列相关研究成为这一领域新的研究热点, 如Bar-On 情绪智力问卷(EQ -I , Goleman 情绪智力测验等, 其中, 研究较多并产生较大影响的量表首推由May er 和Sa -lov ey 等人编制的 多重情绪智力量表 (以下简称M EIS 4。M ay er 、Salov ey 等人编制M EIS 的目的有两个, 一是开发一套定量评估情绪智力的应用工具; 二是试图用实证方法证明情绪智力理论结构的存在。M EIS 共有两个版本, 一个是1997年编制的成套情绪智力问卷

4、多因素情绪智力量表(M ultibranch Emotional Intelligence Scale , 该量表包括12个分测验, 分别是:精确知觉、评估和表达情绪能力量表(4个分测验 、在接近和产生情感时对思维有促进作用能力量表(2个分测验 、理解情绪和理解情绪知识能力量表(4个分测验 和调节情绪以促进情绪和智力发展能力量表(2个分测验 , 共402个项目, 分别测量他们提出的4维度、16变量情绪智力理论结构5。M ayer 等人研究表明, 成套情绪智力问卷全量表的 系数为0. 96, 各分量表的内部一致性信度在0. 81-0. 96之间6。然而, 在证明其理论维度时, 他们的努力并不成功

5、。例如, 根据M ayer 和Salovey 的理论构想, 情绪智力理论是四个维度、16变量的能力结构, 尽管他们采用了验证性因素分析, 但得出的结果仅仅只在一个维度上存在负荷, 很显然, 他们用这个量表没有得出这种能力结构存在的证据7。另一个版本是1999年问世的简化本, 该版本共有7个分量表, 160项目。分量表(1 、(2 为精确知觉、评估和表达情绪能力量表, 测量的是M ayer 和Salov ey 情绪智力理论的维度1(精确知觉、评估和表达情绪能力 ; 分量表(3 为在接近和产生情感时对思维有促进作用能力量表, 测量情绪智力理论的维度2(在接近和产生情感时对思维有促进作用能力 , 分

6、量表(4 、(5 、(6 为理解情绪和理解情绪知识能力量表, 测量情绪智力理论的维度3(理解情绪和理解情绪知识的能力 ; 分量表(7 为调节情绪以促进情绪和智力发展能力量表, 测量情绪智力理论的维度4(调节情绪以促进情绪和智力发展的能力 8。他们声称, 用1999年M EI S 简化版本能够完成1997年成套情绪智力问卷的测量功能9。M EIS 是目前世界上唯一自称能够测量 能力 的情绪智力量表10, 有着广泛的影响, 但除了编制者对其心理测量学指标有一些披露以外11, 尚缺乏更多的研究事实证明此量表的科学性, 尤其是对M EIS 简化版本的验证, 明显缺乏实证研究报告。本文以1999年M E

7、IS 简化版本为工具, 对其信度、效度进行检验, 尤其是对M EIS 理论效度进行因素分析研究, 目的在于评价M EIS 作为测量情绪智力工具的有效性, 为实际应用该量表提供科学依据。2 研究工具及方法2. 1 研究工具2. 1. 1 引进1999年M EIS 简化英文版本, 首先译为中文, 然后采用中英文互译的方法进行问卷翻译对比, 以保证中文问卷翻译的准确性。2. 2 被试共选取被试人数1000人, 收回有效答卷901份, 有效答卷共分两个层次:(1 大学生样本:选取一、二、三年级大学生共455人; (2 高中生样本:选取高一、高二、高三年级被试446人, 被试年龄在1622岁之间, 其中

8、男性458人, 女性443人。2. 3 施测过程及数据处理将收集到的数据输入计算机, 在对各分量表被试反应结果进行描述统计处理的基础上进行因素分析。因素分析采用主成分分析, 因子旋转采用K aiser 常态化最大方差旋转。统计软件为SPSS11. 0。本文为教育部 十五 教育科学规划重点项目 大、中学生情绪健康指标体系的建立及评定工具的开发研究 (项目批准号:DBB010522 的一部分。w xjcom.420心 理 科 学3 结果与讨论3. 1 信度指标表1分别列出了M EIS 的内部一致性信度系数和分半信度系数。表1 多重情绪智力量表(MEI S 信度系数(n =901量表序号01. 2.

9、 3. 4. 5. 6. 7.量表名称总量表知觉、评估和表达情绪(面部表情 知觉、评估和表达情绪(故事情感对思维的促进情绪理解(词汇选择 情绪理解(情绪行为预测 情绪理解(情绪感受认同情绪调节内部一致性信度( 系数0. 6940. 6920. 6820. 6990. 6840. 6800. 7100. 7090. 5210. 6460. 5020. 2560. 2280. 3300. 383分半信度系数3. 1. 1 内部一致性信度检验结果分析M EI S 的内部一致性信度( 系数普遍不高, 其范围从0. 710-0. 680。表明此量表的内部一致性水平不是很高。这种信度系数比较难以回答 测验

10、为什么可靠 的问题。也就是说, 从多重情绪智力量表(M EI S 的内部一致性信度检验中尚得不出此测验具有良好内部一致性水平的结论, 只能得出此测验的内部稳定性程度比较勉强地达到测验所要求的可靠水平。3. 1. 2 分半信度检验结果分析多重情绪智力量表的分半信度检验方法采用了Spear -man-Brown 不等值前后分半方法。但得出的分半信度系数很低, 其范围仅仅从0. 646-0. 228。表明此量表的分半信度完全达不到可靠性要求。3. 2 总量表结构效度分析3. 2. 1 对总量表测量结果的因素分析表2列出了M EIS 四因子分析的结果。本研究者试图按照M ayer 和Salovey 假

11、设的情绪智力理论结构提取出4个共同因子。因子分析结果显示, 提取出的4个共同因子经旋转后的特征根没有1个大于1, 共同因子的方差百分比贡献率占7个变量的31. 04。用Bartlett 公式对特征值进行无关意义检验, 其数学意义并不明显, 可认为四个共同因子无法构成Salovey 和M ayer 情绪智力结构的主要成分。这七个分量表从内容形式上满足了M ayer 和Salovey 四维度情绪智力理论框架, 但因素分析结果表明, 七个分量表从理论实质上却没有满足M ayer 和Salo vey 四维度情绪智力理论框架。表2 多重情绪智力量表(MEIS 四因素分析总体方差解释(n =901旋转前累

12、计平方负荷变量特征值12345672. 300. 960. 890. 830. 780. 700. 54方差百分比32. 8913. 6812. 6811. 8611. 2010. 067. 65累计贡献率%32. 8946. 5759. 2471. 1082. 2992. 35100. 00特征值1. 660. 270. 204. 54E-02方差百分比23. 733. 862. 790. 65累计贡献率%23. 7327. 5930. 3931. 04旋转后累计平方负荷特征值0. 900. 750. 474. 587E-02方差百分比12. 9110. 736. 740. 66累计贡献率%

13、12. 9123. 6430. 3831. 043. 2. 2 对总量表结构效度考察的讨论为什么对M EIS 信度的检验和结构效度的检验会出现上述完全不能令人满意的结果呢?本研究结果揭示, 信度不高是因为量表项目抗干扰水平不高, 造成随机误差的可能性大于优秀量表。而结构效度出现的误差则可以从量表编制的初衷找到原因, 很显然, M ayer 和Salov ey 在编制该量表时, 并没有根据他们提出的理论框架设计分量表, 因而造成了一种奇怪的理论和实证研究内容相脱节的现象, 导致不论是他们的研究结果, 亦或是笔者的研究结果, 都无法证明其1997年理论框架的存在。从因素分析方差贡献率上看, 四个因

14、素中竟没有一个因素的特征根大于1。此结果表明, 四个因素中的每一个因素都无实际统计意义, 也就是说, 每一个因素都无法独立负荷它所要测量的内容。除此而外, 因素的贡献率上也存在致命的弱点, 对测验结, , 是说, 有60%以上的测验内容并没有包括在这四个因素中, 四个因素如此低的方差贡献率既无法代表M ayer 和Salovey 四维度情绪智力理论假设框架, 也无法成为总量表的结构效度指标。因此, M EI S 总量表并不具备此测验应该具备的结构效度。4 各维度结构效度分析表3列出了对M EIS 第一个维度测量结果所作的因素分析(由于篇幅关系, 仅列出了理论维度1:精确知觉、评估和表达情绪能力

15、的4因素分析结果, 其它三个维度的4因素分析结果未列出, 但数据显示出明显的一致性趋势 , 有如下问题相当突出:4. 1 按照M ayer 和Salov ey 1997年情绪智力理论假设, 情绪智力共有四个维度, 每个维度包含四大因素, 共有4 4=16个因素11。但从量表设计上, 四个维度的分量表题目表面上曹蓉等:多重情绪智力量表(M EIS 的信度、结构效度及应用评价研究 421相当模糊, 我们无法从内容上看出七个分量表所代表的四个维度中有哪一个维度包含了所要测量的四个因素。4. 2 各分量表项目经过25次旋转均不收敛, 除了预想得出的四个因素特征根大于1之外, 尚有一些未纳入因素的变量的

16、特征根也大于1, 说明每个维度所包含的四个因素并不完全独立, 或者说, 我们无法得出各分量表具有结构效度的结果。4. 3 对各分量表进行4因素分析后, 其累计贡献率普遍偏低, 每个维度的4因子分析的累计贡献率依次仅仅为29. 44%、34. 40%、22. 25%和28. 91%。这些低贡献率水平说明每一维度的大部分项目都存在测量效率偏低的问题, 总体反映出的问题就是因子贡献率普遍偏低。4. 4 由于每个维度的4个因素数学意义达不到测量要求, 所以对各因子的测量学指标进行分析意义不大。由此可以看出:在M EIS 所设定的四个维度中, 普遍存在结构效度偏低, 结构意义不清晰的问题, 这种质量的量

17、表不足以承当对情绪智力的有价值测量。本研究者通过与M ayer 和Salovey 通讯沟通得知, 他们所编制的M EIS, 本身并不具备验证各理论维度中变量因素的功能, 说明此量表的确存在无法证明其结构效度的先天不足, 恰恰正是这一点, 成为M EI S 的致命缺陷。旋转后累计平方负荷方差贡献率%12. 8319. 9025. 1529. 44特征值3. 862. 882. 572. 17累计百分比9. 907. 386. 595. 57贡献率%9. 9017. 2823. 8729. 44表3 维度一:精确知觉、评估和表达情绪能力的四因素分析总体方差解释(n =901旋转前累计平方负荷变计量

18、%特征值123456789101112135. 002. 762. 051. 681. 501. 391. 301. 271. 131. 101. 071. 041. 00方差累计百分比12. 837. 075. 254. 293. 843. 553. 383. 272. 902. 822. 752. 652. 57贡献率%12. 8319. 9025. 1529. 4433. 2836. 8340. 2143. 4646. 3649. 1851. 9354. 5857. 15方差特征值5. 002. 762. 051. 68累计百分比12. 837. 075. 254. 295 小结5. 1

19、 M EI S 的内部一致性信度( 系数普遍偏低, 各分量表的分半信度系数很低。5. 2 M EIS 总量表在结构效度上均存在严重缺陷, 七个分量表的因素分析结果无法满足M ay er 和Salov ey 情绪智力4维度理论框架。5. 3 对4个维度逐一进行二阶因素分析结果均揭示, M EIS 明显缺乏对每个维度所设定的4因素的结构效度, 项目效率明显不足。5. 4 M EIS 尚不具备可靠、有效测量情绪智力的功能。sic Books, 1997:1028 11 王晓钧. 情绪智力 理论、结构及问题. 华东师范大学学报(教育科学版 . 2002, 6:59-653王晓钧. 情绪智力 当前我国情

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