尴尬易感性量表中文版用于大学生样本的效度和信度

中国临床心理学杂志2015年第23卷第3期

·401·尴尬易感性量表中文版用于大学生样本的效度和信度

刘艳丽1，刘勇2，陆桂芝1，陈健芷1，陈巍3

（1.哈尔滨师范大学教育科学学院，哈尔滨150025；2.铁力市职业教育中心学校，铁力152500；3.绍兴文理学院教育学院，绍兴312000）

【摘要】目的：在中国大学生群体中引入尴尬易感性量表（susceptibilitytoembarrassmentscale，SES）并检验其信效度。方法：采用中文SES对1240名大学生进行了调查，共收回有效问卷1136份。另用特质内疚量表、羞耻量表、羞怯量表、社交焦虑量表在90名大学生中检验预测效度和效标关联效度。间隔4周后，随机抽取60名大学生进行重测。结果：中文SES包括自我形象担忧、过度关注他人评价、低社交效能和负性体验4个分量表，共23个条目；验证羞耻、羞怯、社交焦虑的相关系数在0.28～0.45之间；4个分量表的Cronbach’sα系数为0.68～0.89，重测信度为【关键词】尴尬倾向；效度；信度中图分类号：R395.1

0.67～0.80。结论：中文尴尬易感性量表在大学生中使用的各项信、效度指标均符合心理测量学要求。

DOI:10.16128/j.cnki.1005-3611.2015.03.005

性因素分析显示数据拟合良好（χ2/df=2.93，CFI=0.89，TLI=0.91，RMSEA=0.06，SRMR=0.07）；量表总分与特质内疚、

ValidityandReliabilityoftheSusceptibilitytoEmbarrassment

LIUYan-li,LIUYong,LUGui-zhi,CHENJian-zhi,CHENWei

ScaleinChineseCollegeStudents

【Abstract】Objective:ToinvestigatethepsychometricattributesoftheChineseVersionofSusceptibilitytoEmbarrass?mentscale(SES).Methods:1240universitystudentswereaskedtocompletetheChineseversionofSES,90ofwhichwereploratoryandconfirmatoryfactoranalysesyieldedfourfactors:self-imageconcerns,excessivefocusonothersevaluation,sionofSEScanbeuesdasaneffectiveinstrumenttoassesstheembarrassmentpronenessinChineseuniversitystudents.additionalaskedtocompleteTraitGuiltyScale,SocialAnxietyInventory,ShameScale,ShynessScaleandaself-assess?mentembarrassmentitem.60studentswerechosentocompletetheChineseversionofSESafterfourweeks.Results:Ex?lowsocialefficiencyandnegativeexperience,withCronbach’acoeffientsrangingfrom0.68to0.89andthetest-retestreli?abilitiesrangingfrom0.67to0.80.Thecriterionvaliditywasalsoacceptableinthissample.Conclusion:TheChinesever?【Keywords】Embarrassmentpronness;Validity;Reliability

SchoolofEducation,HarbinNormalUniversity,Harbin150025,China

尴尬（embarrassment）是人类一种普遍的情绪体

验，常发生在个体间的社会交往中。研究早期，尴尬情绪并未受到心理学者的重视，只是把它归为一种较低程度的羞怯，经典的情绪分类也未将尴尬纳入其中[1]。1992年，Ekman发展了新的情绪分类理论，首次把尴尬作为一种独立的情绪来研究[2]。Ekman认为，尴尬同羞怯、内疚、羞耻等一样，是基于自我意识而产生的复合情绪，有其独特的特征和发展规律，且尴尬的不合理应对可能带来不利的结果。Keltner和Buswell也认为，尴尬是一种独立的自我意识情绪，是在公共的社会窘境状况下产生的负性情绪体验，对个体的认知和行为有一定的影响[3]。有研究发现，尴尬体验常会使个体逃避当前情境，如拒绝疾病检查、不与他人交流等；影响风险觉知和风险决策；伴随着社交焦虑、自尊缺失；同时还可能影响个体的面孔加工，产生社交恐惧等[3-6]。因此，对尴尬情

通讯作者：陆桂芝

绪的探讨有其重要的研究价值和现实意义。

心理学上把尴尬界定为一种不愉悦的情绪体验，是由于个体遭受来自他人或个体想象观众的非意愿评价（undesiredevaluation）时产生的一种慌乱的、笨拙的、窘迫懊恼等的负性情绪[7]。在当前尴尬领域的研究中，主要从两个层面来考察尴尬的特点，其一是从情绪的状态水平出发，在某些特定情境下探究尴尬的特定内容；另一个层面是从人格特质角度，分析一些个体是否更倾向于体验到尴尬。这一不同的研究取向也将尴尬分为两种相互独立的表现：情境型尴尬和特质型尴尬。一般认为，前者是个体处在特定时刻、特定情境中的短暂体验，主要与个体的主观认识有关。而后者属于一种心境，具有跨时间、跨情境的稳定性，存在个体差异[8]。而目前，尴尬测量也是围绕着这两种类型进行。第一类是评估各种特定场合下的尴尬情绪特征，例如尴尬感受性量表[9]（theembarrassabilityscale，ES）、情境性尴尬

·402·[10]

量表（situationalembarrassmentscale）、结肠镜检查

ChineseJournalofClinicalPsychologyVol.23No.32015人。年龄18~26岁，平均年龄21.28±1.95岁。

样本4：从黑龙江地区的某所高校抽取340名大尴尬量表[11]（thecolonoscopyembarrassmentscale，CESscale）、安全套尴尬量表[12]（要包括尴尬易感性量表，CES）等。第二类是对尴尬倾向性的测量，condomembarrassment[8]mentscale，SES）和分化情绪量表中的尴尬分量表（susceptibilitytoembarrass?主[13]（scaleembarrassmentscaleofthedifferentialemotions泛的是尴尬易感性量表。，DES-ES）。在对尴尬的上述评估中，SES由Kelly和Jones应用最广编制而成，是目前最为完整测量尴尬一般结构的量表。他们采用SES对人们处在不同情境下的尴尬特点进行研究，SES个体易于感到尴尬的人格特点。

也被用于测量尴尬倾向的典型工具，发现某些个体更频繁的体验到尴尬。因此，旨在描述相比国外学者把尴尬作为一种独立的情绪来研究，国内学者对尴尬情绪领域却较为忽视，一般在探讨羞怯、内疚等问题时有所提及，如韩玺英和廖凤林对13~17岁中学生的内疚、羞怯和尴尬情绪理解能力进行了研究[14]，范文翼考察了婴儿尴尬情绪的发生特点[15]等，鲜有研究考察尴尬倾向的个体差异，也未在其它群体中进行探讨。对于造成这一研究现状，可能是与目前国内缺乏有效的尴尬情绪测评工具有关。本研究拟引入SES，将其译成中文版本，并在国内大学生群体中进行初步修订，探讨中文版情绪的研究提供一个可用的测量工具。

SES在中国文化背景下的适用性，以期为我国尴尬

1

对象与方法

1.1

对象

样本1：方便整班抽取黑龙江地区某所高校一

年级1个班的学生，对双向翻译后的SES中文版进行通俗度检验，共发放问卷40份，全部有效回收，其中男生14人，女生26人。

样本2：项目分析、第一次探索性因素分析样本来自黑龙江地区的3所高校学生。采取分散测试的方式，调查员在寝室、教室或图书馆等安静地方发放问卷。共发放问卷500份，剔除无效问卷（漏答或虚伪作答）47份后，收回有效问卷453份。其中，男187人，女266人；大一142人，大二113人，大三127人，大四71人。年龄18~26岁，平均年龄21.52±2.43岁。

样本3：第二次探索性因素分析样本来自黑龙江地区的2所高校学生。通过方便抽样，共发放问卷191400；大一份，收回有效问卷117人，大二103362人，份。其中，大三84男人，171大四人，女58

学生，以班级为单位进行集体施测，剔除无效问卷后，共得到有效样本321人。其中，男116人，女205人；大一104人，大二83人，大三90人，大四44人。年龄17~26岁，平均年龄21.45±2.30岁。

样本5：在样本4的有效被试中，随机抽取90人安排进实验室进行效标问卷测试，回收有效问卷83份（男36人，女47人）。完成效标问卷测试后，另抽取60名被试，间隔4周后进行中文版SES的重测，其中有效被试51人（男23人，女28人）。1.2工具

1.2.1

ly化中得到广泛应用和Jones尴尬易感性量表编制，目前已在英国、（SES）英文版[8]

SES由Kel?

[8，16，17]

。量表共美国、25题，韩国等不同文

采用7点计

分（完全不像我~完全像我），得分越高，代表个体的尴尬倾向水平越高。在征得原作者的同意下，对该量表进行翻译，并根据中国文化背景及汉语表达习惯，在保持原有意义不变的情况下，且基于条目的通俗度、可理解性等指标，对个别条目进行语言转换上的细微修改，使其表述更清楚。在此基础上，再次对中文版的SES进行回译，并将回译版本交由母语为英语的心理学研究生进行核对和修改，直至在多次翻译-回译过程中讨论和认可后，确定最终的中文版SES。1.2.2

效标

大学生特质内疚量表[18]：该量表由石

瑜婷在国内大学生群体中进行修订而来，共18题，1（非常不同意）~5（非常同意）计分，得分越高，代表个体的特质内疚水平越高。

大学生羞耻量表[19]：钱铭怡等人在大学生群体中编制了羞耻量表，共29题，测量了个性因素、行为因素、身体因素和家庭因素四方面的羞耻体验，可反映个体羞耻体验的差异。

羞怯量表[20]：羞怯量表主要测量在他人面前感到不自在及受抑制，既评价社交焦虑又评价行为抑制。该量表具有优良的信效度，包括13个条目，量表得分越高，代表个体羞怯程度越高。

社交焦虑量表[21]：该量表常用于对社交焦虑及其相关问题进行综合性的测量，共6个条目，在国内不同群体中应用广泛，具有较好的心理测量属性。1.3

统计分析

采用SPSS18.0进行描述性统计、项目分析、探索性因素分析、相关分析、方差分析等。用Mplus7.0进行验证性因素分析。

中国临床心理学杂志2015年第23卷第3期

2

结果

2.1

通俗度检验

要求样本1被试按“理解”和“不理解”对量表条

目的描述进行选择，然后再分析被试对条目“理解”的百分比，发现部分被试对条目1“我对自己感到不确定”（36.7%）的理解存在疑问，而该条目的英文表述为“Ifeelunsureofmyself”。为此，对被试进行了个别访谈，参考了谈话结果和建议，并考虑到量表中该英文条目主要是要测量个体是否对自己有信心，特别是在社会交往情境中对自我表现的一种确定感和自信心，在进行多次商讨后，将该条目意译为“我对自己没有自信”。再次重新让被试对该条目的可理解性进行选择，结果表明大学生能够理解该条目表述的意思。2.2

项目分析

采用样本2的数据通过相关系数检验来进行项目分析。对25个条目进行题总相关检验，根据相关系数>0.30且删除条目后总体α系数提高的标准，其中1个条目的题总相关系数为0.22。考虑到该条目条目18）是反向计分，如果冒然删除可能会影响量表的同质性，因此我们尝试保留了该条目，待结合探索性因素分析结果再进行探讨。

表1

SES中文版的因子及因子负荷

条目因子负荷因子共同度条目因子负荷21200.641因子2因子3170.720.52因子共同度20.670.5610.6340.5680.800.476140.690.52220.55

0.54

107

0.720.750.60110.530.48190.710.53120.690.620.6450.730.62150.600.700.61180.660.5730.700.760.59230.70

0.610.57130.580.701640.620.69

0.52

90.650.600.610.560.72表2SES中文版的效标关联效度

总分

自我过度关注负性低社交

形象担忧他人评价体验效能

特质内疚羞耻0.28***0.18**0.25***0.26***0.28***羞怯

0.38***0.35***社交焦虑0.36***0.45***0.36***

0.33***0.43***0.25***0.33***0.41***0.16**

0.36***0.31***0.46***0.34***

·403·表3SES中文版的内部一致性信度和重测信度

项目

Crobach’重测信度（r）（N=1136sα系数量表总分自我形象担忧

0.88***）0.78***(n=51)过度关注他人评价0.86***0.80***负性体验0.75***0.75***低社交效能

0.68***0.89***0.67***0.73***2.3效度检验

2.3.1结构效度采用样本2的数据，对量表条目进行第一次探索性因素分析适当性考察，得到KMO值0.001为0.894，Bartlett球形度检验值分析、）为4752.61（P

在第一次探索性因子分析的基础上，考虑到其中2个条目的统计属性不佳，以及样本1中可能存在的抽样误差，我们对这2个条目进行再次检查：“在公众场合与一群人在一起时，我常常会觉得暴露出自己的情绪”和“有时候我觉得我完全暴露在大家的眼光下”，经过反复讨论，并请英语专业博士对这2个条目的翻译准确性多次评估，我们认为这2个条目在翻译上应该不存在偏误，基本上忠于原问卷条目的要义。为此，我们在样本3中进行第二次探索性因素分析，得出KMO值为0.915；Bartlett球形检验值为5423.07，达到0.001的显著性水平。用主成分分析法，Promax斜交旋转，共抽取4个因子。依据条目保留的标准，选取旋转后因子负荷高于0.40且单一负荷的条目，发现第一次探索性因素分析中删除的2个条目仍难以满足标准，因此最终删去该2个条目，此时方差的总解释率为53.52%。因子1命名为自我形象担忧（反映个体对自我形象的高追求以及在社交场合中担心外在形象不符合内在标准，可能带来非意愿的评价等），共6个条目，旋转后方差解释率为12.62%；因子2为过度关注他人评价（反映个体过度关注来自他人对自我的评价），共4个条目，

（