心理健康素质测评系统·中国成年人核心心理健康素质全国常模的制定(3)
3.2.2 核心心理健康素质总量表的5个分量表均分的数据特征
核心心理健康素质量表的5个分量表均分是分量表的负载量指标，其数值的大小反映着其分量表所代表的人格特质的水平的高低。因为各个量表的维度和项目数目不同，五个分量表的均分采用每一个分量表的各个维度均分之和除以其维度数来计算。
对6433名调查对象的数据分析表明，各个分量表均分的分数分布介于1-4之间，其数据的具体特征见表8，3.2.3 核心心理健康素质总量表总均分的人口学特征
表9列出了按照整个样本的年龄段、性别、职业、受教育程度等分组的核心心理健康素质总均分的平均分、标准差、最大、最小值和95%置信区间。其中，进行年龄特征的数据分析时，将调查对象划分为三个年龄段，青年组：18-29岁；中年组：30-59岁：老年组：60岁以上。
3.3 核心心理健康素质总量表总均分的人口学变量的差异性检验
本研究主要检验了核心心理健康素质总量表总均分在性别、年龄段、职业以及受教育程度等方面的差异性。
3.3.1 核心心理健康素质总量表总均分的性别差异检验
为了检验核心心理健康素质在中国成年人中是否存在性别差异，以性别作为自变量，以核心心理健康素质总均分作为因变量，进行了独立样本￡检验。结果表明，性别差异不显著(p=0.49)。
3.3.2 核心心理健康素质量表总均分的年龄段差异检验
采用单因素方差分析的方法，以年龄段作为自变量。以核心心理健康素质量表总均分作为因变量，进行了差异性检验。结果表明，三个年龄段在核心心理健康素质量表总均分上差异显著(见表10)。
为了进一步检验三个年龄段互相之间的差异情况。采用LSD法对三组的得分进行了多重比较。青年组的核心心理健康素质水平显著高于中年组(p=0.004)和老年组(p=0.001)；中年组与老年组差异不显著(p=0.253)
3.3.3 核心心理健康素质总量表总均分的受教育程度差异检验
以受教育程度作为自变量，以核心心理健康素质总量表总均分作为因变量。进行了单因素方差分析。结果表明，不同受教育程度在核心心理健康素质总均分上差异显著(见表11)。
采用LSD法，对不同受教育程度调查对象的核心心理健康素质量表总均分进行了多重比较。结果表明，大专及以上组的核心心理健康素质量表总均分显著高于初中组(p<0.001)和高中组(p=0.005)：高中组的核心心理健康素质量表总均分显著高于初中组(p<0.001)。
3.3.4 核心心理健康素质量表总均分的职业差异检验
以职业类型作为自变量，以核心心理健康素质量表总均分作为因变量。进行了单因素方差分析。结果表明，不同职业类型在核心心理健康素质量表总均分上差异显著(见表12)。
为了进一步检验不同职业类型在核心心理健康素质方面的互相差异情况，采用LSD法对不同职业类型的核心心理健康素质量表总均分进行了多重比较。
结果表明，单位负责人的核心心理健康素质水平显著高于专业技术人员(p=0.010)、商业服务业人员(p=0.001)、生产运输设备操作人员(p<0.001)、农林牧副渔业人员(p<0.001)以及其他人员(p<0.001)，与办事人员差异(p=0.059)不显著。
办事人员的核心心理健康素质水平显著高于商业服务业人员(p=0.038)、生产运输设备操作人员(p=0.001)农林牧副渔业人员(p<0.001)、以及其他人员(p<0.001)，与专业技术人员(p=0.373)差异不显著。
专业技术人员的核心心理健康素质水平显著高于农林牧副渔业人员(p<0.001)、生产运输设备操作人员(p=0.006)以及其他人员(p<0.001)，与商业服务业人员(p=0.168)差异不显著。
商业服务业人员的核心心理健康素质水平显著高于农林牧副渔业人员(p<0.001)和其他人员(p=0.002)，与生产运输设备操作人员(p=0.132)差异不显著。
生产运输设备操作人员的核心心理健康素质水平显著高于农林牧副渔业人员(p=0.024)，与其他人员差异(p=0.952)不显著。
农林牧副渔业人员的核心心理健康素质水平与其他人员差异(p=0.086)不显著。
4 讨论
4.1 中国成年人核心心理健康素质总量表的信效度分析
本研究采用核心心理健康素质总量表对全国6433名调查对象进行了调查。此量表包括情绪性、自我概念、人际健康素质、心理弹性以及坚韧性5个分量表。总量表以及各个分量表的内部一致性信度系数均在0.817以上。符合心理测量学对信度的要求。
在经过对模型的修正之后，通过验证性因素分析所考察的量表的结构效度指标良好。模型的6次修正所建立的6个误差项之间的相关关系(见表4和图1)，所代表的含义指的是6对测量指标之间的存在较高的相关关系，这6对测量指标分别是：(1)自我概念量表的清晰性因子与悦纳性因子之间相关：(2)情绪性量表的镇定性因子与自我概念量表的清晰性因子相关；(3)情绪性量表的镇定性因子与自我概念量表的悦纳性因子相关：(4)心理弹性量表的接纳性因子与自我概念量表的悦纳性因子相关：(5)心理弹性量表的接纳性因子与自我概念量表的清晰性因子相关；(6)心理弹性量表的接纳性因子与情绪性量表的镇定性因子相关。其中，自我概念的清晰性因子是指个体对其自身现状有清晰一致、客观准确的认识：自我概念量表的悦纳性因子是指个体对自身现状，特别是自身不足的接纳和认可程度(方晓义等，2012)。情绪性量表的镇定性因子指很少表现出强烈的情绪，受到刺激时能够保持冷静，恢复得也快；反之，拥有不稳定性情绪特质的人情绪容易波动，焦虑不安(洪炜，张严，2012)。心理弹性量表的接纳性因子，指的是个体对已经过去的消极事件或经验，以及现存的不可控的问题不否认、不排斥，而是接纳它们，以致个人的情绪和生活较少受这些因素的困扰的人格倾向性(梁宝勇，程诚，2012)。清晰性因子与悦纳性因子同属于自我概念量表(方晓义等，2012)，在自我概念量表编制的文献中，二者之间存在中等程度的相关，相关系数为0.665，在本研究中，二者的相关关系得到再次印证。心理弹性量表的接纳性因子的含义与自我概念量表的悦纳性较为一致，只是这个因子在心理弹性量表特指对自身消极因素的接纳。本研究中二者存在显著的相关关系。而情绪性心理弹性量表的镇定性因子以及心理弹性的接纳性因子与自我概念心理弹性量表的清晰性因子以及悦纳性因子之间的相关关系，说明了越是冷静、情绪稳定的个体，越容易对自身进行客观的、不带有情绪色彩的分析，从而对自身状况有清晰、客观和理性的认识，准确自我定位。并接纳分析的结果，即便是自身的缺点、不足、失败等差强人意的方面，而不是排斥它们。 (张秀阁 梁宝勇)
核心心理健康素质量表的5个分量表均分是分量表的负载量指标，其数值的大小反映着其分量表所代表的人格特质的水平的高低。因为各个量表的维度和项目数目不同，五个分量表的均分采用每一个分量表的各个维度均分之和除以其维度数来计算。
对6433名调查对象的数据分析表明，各个分量表均分的分数分布介于1-4之间，其数据的具体特征见表8，3.2.3 核心心理健康素质总量表总均分的人口学特征
表9列出了按照整个样本的年龄段、性别、职业、受教育程度等分组的核心心理健康素质总均分的平均分、标准差、最大、最小值和95%置信区间。其中，进行年龄特征的数据分析时，将调查对象划分为三个年龄段，青年组：18-29岁；中年组：30-59岁：老年组：60岁以上。
3.3 核心心理健康素质总量表总均分的人口学变量的差异性检验
本研究主要检验了核心心理健康素质总量表总均分在性别、年龄段、职业以及受教育程度等方面的差异性。
3.3.1 核心心理健康素质总量表总均分的性别差异检验
为了检验核心心理健康素质在中国成年人中是否存在性别差异，以性别作为自变量，以核心心理健康素质总均分作为因变量，进行了独立样本￡检验。结果表明，性别差异不显著(p=0.49)。
3.3.2 核心心理健康素质量表总均分的年龄段差异检验
采用单因素方差分析的方法，以年龄段作为自变量。以核心心理健康素质量表总均分作为因变量，进行了差异性检验。结果表明，三个年龄段在核心心理健康素质量表总均分上差异显著(见表10)。
为了进一步检验三个年龄段互相之间的差异情况。采用LSD法对三组的得分进行了多重比较。青年组的核心心理健康素质水平显著高于中年组(p=0.004)和老年组(p=0.001)；中年组与老年组差异不显著(p=0.253)
3.3.3 核心心理健康素质总量表总均分的受教育程度差异检验
以受教育程度作为自变量，以核心心理健康素质总量表总均分作为因变量。进行了单因素方差分析。结果表明，不同受教育程度在核心心理健康素质总均分上差异显著(见表11)。
采用LSD法，对不同受教育程度调查对象的核心心理健康素质量表总均分进行了多重比较。结果表明，大专及以上组的核心心理健康素质量表总均分显著高于初中组(p<0.001)和高中组(p=0.005)：高中组的核心心理健康素质量表总均分显著高于初中组(p<0.001)。
3.3.4 核心心理健康素质量表总均分的职业差异检验
以职业类型作为自变量，以核心心理健康素质量表总均分作为因变量。进行了单因素方差分析。结果表明，不同职业类型在核心心理健康素质量表总均分上差异显著(见表12)。
为了进一步检验不同职业类型在核心心理健康素质方面的互相差异情况，采用LSD法对不同职业类型的核心心理健康素质量表总均分进行了多重比较。
结果表明，单位负责人的核心心理健康素质水平显著高于专业技术人员(p=0.010)、商业服务业人员(p=0.001)、生产运输设备操作人员(p<0.001)、农林牧副渔业人员(p<0.001)以及其他人员(p<0.001)，与办事人员差异(p=0.059)不显著。
办事人员的核心心理健康素质水平显著高于商业服务业人员(p=0.038)、生产运输设备操作人员(p=0.001)农林牧副渔业人员(p<0.001)、以及其他人员(p<0.001)，与专业技术人员(p=0.373)差异不显著。
专业技术人员的核心心理健康素质水平显著高于农林牧副渔业人员(p<0.001)、生产运输设备操作人员(p=0.006)以及其他人员(p<0.001)，与商业服务业人员(p=0.168)差异不显著。
商业服务业人员的核心心理健康素质水平显著高于农林牧副渔业人员(p<0.001)和其他人员(p=0.002)，与生产运输设备操作人员(p=0.132)差异不显著。
生产运输设备操作人员的核心心理健康素质水平显著高于农林牧副渔业人员(p=0.024)，与其他人员差异(p=0.952)不显著。
农林牧副渔业人员的核心心理健康素质水平与其他人员差异(p=0.086)不显著。
4 讨论
4.1 中国成年人核心心理健康素质总量表的信效度分析
本研究采用核心心理健康素质总量表对全国6433名调查对象进行了调查。此量表包括情绪性、自我概念、人际健康素质、心理弹性以及坚韧性5个分量表。总量表以及各个分量表的内部一致性信度系数均在0.817以上。符合心理测量学对信度的要求。
在经过对模型的修正之后，通过验证性因素分析所考察的量表的结构效度指标良好。模型的6次修正所建立的6个误差项之间的相关关系(见表4和图1)，所代表的含义指的是6对测量指标之间的存在较高的相关关系，这6对测量指标分别是：(1)自我概念量表的清晰性因子与悦纳性因子之间相关：(2)情绪性量表的镇定性因子与自我概念量表的清晰性因子相关；(3)情绪性量表的镇定性因子与自我概念量表的悦纳性因子相关：(4)心理弹性量表的接纳性因子与自我概念量表的悦纳性因子相关：(5)心理弹性量表的接纳性因子与自我概念量表的清晰性因子相关；(6)心理弹性量表的接纳性因子与情绪性量表的镇定性因子相关。其中，自我概念的清晰性因子是指个体对其自身现状有清晰一致、客观准确的认识：自我概念量表的悦纳性因子是指个体对自身现状，特别是自身不足的接纳和认可程度(方晓义等，2012)。情绪性量表的镇定性因子指很少表现出强烈的情绪，受到刺激时能够保持冷静，恢复得也快；反之，拥有不稳定性情绪特质的人情绪容易波动，焦虑不安(洪炜，张严，2012)。心理弹性量表的接纳性因子，指的是个体对已经过去的消极事件或经验，以及现存的不可控的问题不否认、不排斥，而是接纳它们，以致个人的情绪和生活较少受这些因素的困扰的人格倾向性(梁宝勇，程诚，2012)。清晰性因子与悦纳性因子同属于自我概念量表(方晓义等，2012)，在自我概念量表编制的文献中，二者之间存在中等程度的相关，相关系数为0.665，在本研究中，二者的相关关系得到再次印证。心理弹性量表的接纳性因子的含义与自我概念量表的悦纳性较为一致，只是这个因子在心理弹性量表特指对自身消极因素的接纳。本研究中二者存在显著的相关关系。而情绪性心理弹性量表的镇定性因子以及心理弹性的接纳性因子与自我概念心理弹性量表的清晰性因子以及悦纳性因子之间的相关关系，说明了越是冷静、情绪稳定的个体，越容易对自身进行客观的、不带有情绪色彩的分析，从而对自身状况有清晰、客观和理性的认识，准确自我定位。并接纳分析的结果，即便是自身的缺点、不足、失败等差强人意的方面，而不是排斥它们。 (张秀阁 梁宝勇)