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1 引言

在人类社会中，家庭对个体具有极为重要的意义[1]。家庭是个体身心发展的主要环境，父母对个体的影响比兄弟姐妹对个体的影响要大得多[2]。Patterson, Farr 和Hastings[3]指出，家庭结构不是父母教养成功的决定因素，家庭功能、家庭气氛、社会支持、家庭资源、亲子关系，才是家庭成功的先决条件。其中，家庭的社会支持主要体现为家庭地位，家庭资源主要体现为家庭经济。

显然，不同个体对相同家庭的认识、理解和感受很可能是不同的。个体对自己家庭的认识、理解和感受，是个体自我概念的一部分，即家庭自我概念[4]。家庭自我概念是一个动态稳定的表征系统，由一系列家庭自我表征构成[5]。这些家庭自我表征，也就是家庭自我概念的子成分。由Patterson, Farr和Hastings的观点，可以把家庭自我概念表征为家庭功能自我概念、家庭气氛自我概念、家庭地位自我概念、家庭经济自我概念、亲子关系自我概念。

中学生的心理健康问题日益受到社会的关注，家庭对他们心理发展的作用是多方面因素的综合体现，从家庭自我概念来考察家庭与中学生的心理健康问题，是一个合适的视角[6]。目前，研究家庭对个体作用的测评工具主要是McMaster家庭评估工具（McMaster Family Assessment Device），系Epstein，Baldwin和Bishop（1983）以McMaster家庭功能模型为基础编制的问卷[7]，有7个维度，共53道题目，分别测量家庭功能的问题解决、沟通交流、家庭角色、情感反应、情感卷入、行为控制、一般功能。这一评估工具仅从家庭功能一个方面来测量家庭因素，较为单一。同时，它的题目偏多，在考察家庭因素与其他变量的关系而需要实施数个测量工具时，尤其显得不甚方便。

本研究旨在编制一个内容全面、题量适中的中学生家庭自我概念问卷，一方面，可以用来考察和比较各类（例如，一般家庭的、农村留守的、单亲家庭的）中学生的家庭自我概念，另一方面，可以用来深入探索中学生的家庭自我概念与其他心理变量（例如，心理健康、主观幸福感）的各种复杂关系。

从理论上讲，个体的家庭自我概念既是其对自己家庭的主观感受与评价，应当能够反映个体对自己家庭的满意程度（即家庭满意度），也是家庭因素影响其心理发展状况的一种体现，应当能够反映个体的心理健康水平。由此，提出如下研究假设：

假设1：中学生家庭自我概念问卷由家庭功能自我概念、家庭气氛自我概念、家庭经济自我概念、家庭地位自我概念、亲子关系自我概念5个成分构成；

假设2：中学生的家庭自我概念及其各成分的得分与家庭满意度、心理健康水平呈正相关；

假设3：中学生的家庭自我概念及其各成分的得分与各种心理健康症状及总体症状的得分呈负相关。

2 方法

2.1 对象

在本次研究中，通过问卷星提交答卷的中学生被试共有1515人次，甄别后，剔除无效被试（规律性作答、重复性作答、作答时间少于2分钟）87人次，得到有效被试1428人（有效率94.26%），年龄为13～19岁，平均年龄15.95岁（SD = 1.99），男生502人（35.15%），女生926人（64.85%）；其中，初一157人（10.99%）、初二203人（14.22%）、初三187人（13.10%）、高一310人（21.71%）、高二254人（17.79%）、高三317人（22.20%）。被试来自全国28个省份，人数占比超过5%的省份有广西、河南、浙江、山东、广东、湖南、江苏。提交答卷后，被试每人可得3元报酬。

2.2 材料

2.2.1 中学生家庭自我概念问卷（初始版）

自编，共计30道题目（其中8道为反向题目），涉及中学生对自己家庭5个方面（家庭功能、家庭气氛、家庭经济、家庭地位、亲子关系）的认识、理解和感受，均为陈述句。采用5级评定，1表示完全不符合，5表示完全符合，得分越高表示越认可题目所述内容。

2.2.2 家庭满意度效标

自编的1道自评题目：“你对自己的家庭满意吗？”采用5级评定，1表示非常满意，5表示非常不满意，分析时反向计分，得分越高表示对家庭越满意。

2.2.3 心理健康效标

自编的1道自评题目：“你觉得自己的心理健康吗？”采用5级评定，1表示非常健康，5表示非常不健康，分析时反向计分，得分越高表示心理健康水平越高。

2.2.4 中学生心理健康量表

王极盛、李焰、赫尔实（1997）编制，共有60个自评题目，分为10个分量表，用于测查强迫症状、偏执、敌对、人际关系敏感、抑郁、焦虑、学习压力感、适应性不良、情绪波动性、心理不平衡性。采用5级评定，以各个分量表的平均分判断个体上述心理问题的症状，得分越高表示心理问题症状越严重；用总量表的平均分评定心理健康水平，得分越高，表示心理症状越严重，心理健康水平越低。该量表相隔10天的重测信度在0.72～0.91之间，同质性信度在0.65～0.86之间，量表总分与各分量表的相关在0.77～0.87之间，各分量表的相关在0.40～0.76之间[8]。本研究中，该量表的同质性信度在0.75～0.88之间，量表总分与各分量表的相关在0.78～0.91之间，各分量表的相关在0.57～0.88之间。

2.3 程序

2.3.1 编制题目

研究者根据理论构想，结合我国实际情况，从家庭功能、家庭气氛、家庭经济、家庭地位、亲子关系5个方面，编制反映中学生对自己家庭评价的题目，每个方面均有6道题目，总共30道题目。请5位中学生阅读这些题目，他们认为所有题目都通俗易懂、没有歧义。采用1～5的Likert量尺评定，得分越高表示家庭自我概念越积极。

为了避免或减小作答倾向，采取如下措施：其一，把自编问卷的题目表达为陈述句，把自编效标的题目表达为问句；其二，设置反向题目；其三，把每个方面的题目随机排列，调整意思相反的相邻题目；其四，把个人信息部分的内容放在测试工具的最后部分。

2.3.2 施测问卷

按照中学生心理健康量表、中学生家庭自我概念问卷（初始版）、家庭满意度效标、心理健康效标和个人信息的顺序（这些测试材料的名称不呈现出来），以“学生情况调查”为标题，把相应题目制作在问卷星平台上，对外发布，请符合条件的中学生按照指导语进行作答。

请一名中学教师组织30名中学生，在第一次测试后第7天进行重测。

2.3.3 数据分析

运用SPSS20.0进行项目分析、探索性因素分析、信度检验；运用Amos20.0进行验证性因素分析。

3 结果

将问卷星上1428名有效被试的测试结果以SPSS格式导出，先进行共同方法偏差检验；然后把被试随机分成人数相等的两半，一半被试（714人）的数据用于探索性因素分析，一半（714人）被试的数据用于验证性因素分析。

3.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因素检验法[9]进行共同方法偏差检验。将中学生心理健康量表的60个题目、中学生家庭自我概念问卷（初始版）的30个题目、家庭满意度1个题目、心理健康评定1个题目共92个题目进行不旋转的因素分析，结果表明，第一个因素能够解释29.86%的方差，表明不存在严重的共同方法偏差问题。去掉家庭满意度和心理健康评定这两个题目，对中学生心理健康量表和中学生自我概念问卷的90个题目，再次进行不旋转的因素分析，结果表明，第一个因素能够解释29.91%的方差，进一步表明两个效标题目与上述量表和问卷不存在严重的共同方法偏差问题。

3.2 探索性因素分析

3.2.1 项目分析

将714名被试初始问卷的反向题目进行反向计分后，把30个题目的得分相加得到总分。按总分把被试由高到低进行排序，取高低两端各27%的被试分为高分组和低分组，对这两组的30个题目得分的均值分别进行独立样本t检验。结果表明，两组在30个题目上得分的均值全部存在显著性差异（t > 8.76，p < 0.001）。

3.2.2 因素分析

对714名被试的数据进行探索性因素分析，采用主成分法抽取因素，进行Promax斜交旋转，逐步删除在任何因素上载荷均小于0.30或在两个因素上载荷均大于0.30的题目。重复这一过程，直至获得稳定的因素解。此时，保留17个题目。结合陡阶图（见图1），确定抽取5个因素。

图 1 探索性因素分析的陡阶图

Figure 1 The Scree Plot of Exploratory Factor Analysis

结果表明，KMO = 0.88，Bartlett球形检验的χ2(df=136) = 4441.42，p < 0.001。除1个题目（“我家能满足我的感情需要”）的共同度为0.46外，其余16个题目的共同度在0.56～0.78之间。旋转后的因素载荷、特征根、解释方差（%）及累积解释方差（%）见表1。

表 1 中学生家庭自我概念问卷的探索性因素分析结果（N = 714）

Table 1 The Results of Exploratory Factor Analysis（N = 714）

注：#为反向题目。

根据编写题目时的理论构想，分别把因素1、因素2、因素3、因素4、因素5命名为家庭功能自我概念、家庭气氛自我概念、家庭地位自我概念、家庭经济自我概念、亲子关系自我概念。从题目来看：家庭功能自我概念是指个体对家庭能够为自己提供基本生活需要、情感需要、安全需要等情况的认识、理解和感受；家庭气氛自我概念是指个体对家庭情绪氛围的认识、理解和感受，主要是从负面来表征的；家庭地位自我概念是指个体对家庭特别是父母在当地社会中所得评价的认识、理解和感受，在实际生活中可体现为感受到的社会支持或社会资源；家庭经济自我概念是指个体对家庭经济状况的认识、理解和感受，在实际生活中可体现为感受到的家庭资源，特别是家庭在支付自己出行、服饰等消费活动方面的认识、理解和感受；亲子关系自我概念是指个体对自己与父母关系（尤其是父子关系）的认识、理解和感受。

将各个因素包含的题目得分相加除以题目数，即为因素得分，得分越高表示相应的成分家庭自我概念越积极；把各个因素得分相加除以5，即为总体家庭自我概念得分，得分越高表示家庭自我概念越积极。中学生成分家庭自我概念之间及其与总体家庭自我概念的相关系数见表2。

表 2 中学生家庭自我概念各成分及总体家庭自我概念之间的相关系数（N = 714）

Table 2 The Correlation Coefficients of the Questionnaire（N = 714）

注：***p < 0.001（双侧检验）。

由表2可知，家庭自我概念的5个成分之间存在中等程度以下的显著相关，它们与总体家庭自我概念均存在中等程度以上的显著相关，符合问卷编制的心理测量学要求，即问卷总分与各成分的相关高于各成分之间的相关。

3.3 验证性因素分析

基于探索性因素分析的结果，以及理论构想（即家庭自我概念的得分可由各成分的得分加总平均而得到），对另外714名被试的数据进行二阶验证性因素分析，采用最大似然法对数据进行拟合，结果见表3和图2。

根据Byrne（2016）的标准[10]，表3中的拟合指数显示，由探索性因素分析得到的中学生家庭自我概念5因素二阶模型对样本数据的拟合很好。由图2及表3可知，中学生家庭自我概念问卷具有符合心理测量学要求的结构效度。

表 3 中学生家庭自我概念问卷验证性因素分析的拟合指数（N = 714）

Table 3 The Fitting Index of the Confirmatory Factor Analysis（N = 714）

注：题号后有r的表示反向题目。

图 2 中学生家庭自我概念问卷的验证性因素分析结果

Figure 2 The Results of the Confirmatory Factor Analysis

3.4 重测信度检验

对30名被试相隔7天的两次测试结果计算相关系数，结果见表4。由此可见，家庭自我概念问卷具有符合心理测量学要求的重测信度。

表 4 中学生家庭自我概念问卷的重测信度（N = 30）

Table 4 The Test-retest Reliability of the Questionnaire（N = 30）

注：***p < 0.001（双侧检验）。

3.5 效标效度检验

对保留17个题目的中学生家庭自我概念问卷和中学生心理健康量表、家庭满意度效标、心理健康效标共79个题目，再次采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验。不旋转的因素分析表明，第一个因素能够解释33.38%的方差。去掉家庭满意度和心理健康效标题目，对中学生心理健康量表和中学生家庭自我概念问卷的77个题目，进行不旋转的因素分析，结果表明，第一个因素能够解释33.59%的方差。由此显示，两个效标题目与上述量表和问卷不存在严重的共同方法偏差问题[9]。

3.5.1 自编心理健康效标的效度检验

计算自编心理健康效标与中学生心理健康量表各维度及心理症状水平之间的相关系数，结果见表5。由此可知，直接自评的心理健康效标得分与量表所测的得分之间均呈显著的负相关（p < 0.001），表明自编的心理健康题目可以作为效标使用。

表 5 自编心理健康效标的效度检验（N = 1428）

Table 5 The Validity of the Mental Health Criterion Item（N = 1428）

注：***p < 0.001（双侧检验）。其中，1：强迫症状，2：偏执，3：敌对，4：人际关系敏感，5：抑郁，6：焦虑，7：学习压力感，8：适应性不良，9：情绪波动性，10：心理不平衡性，11：心理症状。

3.5.2 自编家庭满意度效标的效度检验

计算自编家庭满意度效标得分与自编心理健康效标得分之间的相关系数。结果表明，r = 0.61，p < 0.001（N = 1428，双侧检验），表明自编的家庭满意度题目可以作为效标使用。

3.5.3 中学生家庭自我概念问卷以自编题目为效标的效度检验

计算家庭自我概念及其各成分得分与两个自编效标得分之间的相关，结果见表6。由此可知，家庭自我概念及其各成分与家庭满意度、心理健康水平均存在显著的正相关，并且与家庭满意度的相关系数均对应地高于与心理健康水平的相关系数，符合理论预测，表明家庭自我概念问卷具有符合心理测量学要求的效标效度。

表 6 中学生家庭自我概念问卷以自编题目为效标的效度检验（N = 1428）

Table 6 The Validity of the Questionnaire Against the Homemade Criterion（N = 1428）

注：***p < 0.001（双侧检验）。

3.5.4 中学生家庭自我概念问卷以量表为效标的效度检验

计算家庭自我概念及其各成分得分与中学生心理健康量表各维度及心理症状水平之间的相关系数，结果见表7。

表 7 中学生家庭自我概念问卷以心理健康量表为效标的效度检验（N = 1428）

Table 7 The Validity of the Questionnaire Against the Scale Criterion（N = 1428）

注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001（双侧检验）。

由表7可见，中学生的家庭自我概念及其各成分与各种心理症状及总体症状水平得分之间均呈显著的负相关，符合理论预测，进一步表明中学生家庭自我概念问卷具有符合心理测量学要求的效标效度。

4 讨论

4.1 中学生家庭自我概念问卷的信度和效度

本研究参照有关理论[2]，并结合我国实际，编制了一份反映中学生对其家庭认识、理解和感受的中学生家庭自我概念问卷。探索性因素分析表明，这一问卷可以分为5个因素，分别表征中学生家庭自我概念的家庭功能、家庭气氛、家庭地位、家庭经济、亲子关系，5个因素能够解释65.44%的方差。家庭自我概念与其各成分之间的相关系数在0.64～0.83之间，各成分之间的相关系数在0.12～0.55之间。验证性因素分析表明，中学生家庭自我概念问卷的5因素二阶模型对样本数据的拟合良好（χ2/df < 5, RMSEA < 0.08, GFI、IFI、CFI ≥0.90），说明该问卷具有符合心理测量学要求的结构效度。中学生家庭自我概念问卷及其各成分间隔7天的重测信度在0.72～0.85之间，符合心理测量学要求。综上，本研究验证了假设1，即中学生家庭自我概念问卷由家庭功能自我概念、家庭气氛自我概念、家庭经济自我概念、家庭地位自我概念、亲子关系自我概念5个成分构成。

由于目前尚无家庭自我概念的测试工具，本研究自编1道家庭满意度题目作为所编问卷的直接效标。为了检验这一效标的效度，又自编1道心理健康效标题目，并用中学生心理健康量表[8]来检验它的效度。结果表明，心理健康效标与各种心理症状及总体症状的相关系数为-0.35～-0.52（p < 0.001），家庭满意度与心理健康效标的相关系数为0.61（p < 0.001），表明自编的家庭满意度效标、心理健康效标都是有效的。与预测的一致，家庭自我概念及其各成分与家庭满意度之间的相关系数为0.31～0.59（p < 0.001），与心理健康之间的相关系数为0.31～0.40（p < 0.001）。由此，本研究验证了假设2，即中学生的家庭自我概念及其各成分的得分与家庭满意度、心理健康水平呈正相关。

进一步地，家庭自我概念及其各成分与由心理健康量表测得的各种心理症状及总体症状之间均呈显著的负相关（见表7），除家庭经济自我概念与敌对（p < 0.05）、偏执和心理不平衡性（p < 0.01）外，其他相关系数在-0.10～-0.46之间（p < 0.001）。从而，本研究验证了假设3，即中学生的家庭自我概念及其各成分的得分与各种心理健康症状及总体症状的得分呈负相关。

4.2 编制中学生家庭自我概念问卷的意义

James（1890）认为自我意识包括物质自我、社会自我、精神自我、纯粹自我，其中，物质自我从里向外依次是身体自我、衣服自我、家庭自我、财富自我[4]。Shavelson，Hubner和Stanton（1976）提出了自我概念的多维层次模型，认为自我概念是个体对其自身的觉知，形成于个体对环境的经验及解释[11]。自我概念具有不同层次和不同成分，既可以考察一般自我概念，也可以考察成分自我概念。目前关于家庭自我概念的研究较少，缺乏相应的测试工具。McMaster家庭评估问卷，其实是一个在家庭治疗中进行筛查的工具，用于非临床领域的研究未必合适。本研究编制的问卷，可以用来测试中学生的家庭自我概念，这将有助于家庭心理学、发展心理学、自我心理学等领域的研究，特别是不同家庭类型（例如，农村留守的）中学生心理发展问题（例如，心理健康）的研究。

本研究发现，在亲子关系自我概念中，父子关系更为突出。已有综述表明，影响儿童适应的5种家庭因素是家庭资源、父母心理健康、父母关系质量、父母教养质量、父子关系[12]。本研究显示，对于中学生来说，父子关系也是尤其重要的。这一发现提示，在开展中学生心理健康问题的研究与教育工作时，应当特别关注他们的父子关系。

4.3 问卷编制的方法论问题

在编制心理测量工具时，我国的研究者往往注重开放式访谈，而不太留意已有研究成果，在确定因素时也缺少理论或客观依据，例如，在探索性因素分析时，虽然知道查看陡阶图，但未必按照此图来确定因素个数，也拘泥于特征根> 1的标准，从而可能使抽取的因素不合理[13]。本研究中，陡阶图清晰地提示，抽取5个因素是合适的（见图1），因此，把第5个特征根为0.98的因素保留下来，所得因素解是更合理的。

此外，我国编制的测量工具，因素分析所得因素解释的累积方差贡献率偏低（例如，不足50%），对因素的命名也往往显得缺少理论价值，表现为因素名称不像理论术语，各个因素放在一起，从理论上看也难成体系。同时，在论述编制测量工具的内容效度时，也往往是从形式上例行公事地简单说明，缺少真正有意义的指标。本研究表明，如果没有现成的效标，编制直接询问的题目，把这样的效标当成内容效标使用也是可行的。实际上，如果精细考察一个理论概念的有关问题，可能使用完整的测量工具；如果考察一个理论概念与多个变量的关系时，可以考虑采用相对简单的测量方法，例如，单一题目构成的量表[14]。

基金项目

教育部人文社会科学研究青年基金项目“农村留守儿童的家庭自我概念与心理健康研究”（15XJC190004）。

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