中文版Grasmick 自我控制量表在罪犯群體的跨樣本信效度檢驗

楊學鋒 楊茗美

（1 中國刑事警察學院公安基礎部，沈陽 110035；2 澳門大學社會學系，澳門 999078）

1 引言

盡管“自我控制”這一名詞對于心理學家來說并不陌生（關元 等，2018），但是，將其納入犯罪學領域 是 相 對 晚 近 的 事 情 （Gottfredson＆Hirschi，1990），而且無論是概念性定義還是操作化結果均有所差異。此外，在西方犯罪學領域內，盡管自我控制理論的兩位創制者Gottfredson與Hirschi宣稱是在社會學意義上使用著這一名詞，從而反對將自我控制作為心理學意義上的一種個人特質，但是，在比較了各種不同的操作化路徑之后，絕大多數實證研究者還是青睞于頗具心理學色彩的態度測量法，其中尤以Grasmick自我控制量表最為常見。

然而，如同實證犯罪學中幾乎所有的量具一樣，Grasmick自我控制量表的標準化過程即便在西方犯罪學界亦尚未徹底完成。此外，在引入到本土犯罪學之后，研究者大多在實證研究中武斷地采取了加總各道題目得分的方式，這相當于未加檢驗地承認了該量表的簡單可加性或曰一階單維度結構，而后者實際上是一個尚無定論的研究假設。一方面，基于經典測驗理論的視角，這種簡便的處理方式似乎具有一定程度的合理性；另一方面，鑒于經典測量理論本身無法克服的某些局限，有必要利用其它更為適切的統計方法對Grasmick自我控制量表進行更進一步的信效度檢驗。更具本土化意義的是，那些基于西方樣本數據的心理測量學研究結果通常不能自動地成為本土適用的證據，而應當進行必要的復證和修訂。就此而言，鑒于本土犯罪學實證研究的總體狀況，在多個罪犯樣本中對中文版Grasmick自我控制量表進行更為適切的信效度檢驗，是促進該量表的標準化，乃至促進本土學者對自我控制理論進行實證研究的基礎工作。

2 自我控制理論與Grasmick量表

1990年，美國著名的犯罪學家戈特弗里德森與赫希合作出版了《犯罪的一般理論》（Gottfredson＆Hirschi，1990）。近二十年之后，這一著作的中文譯本在中國出版（戈特弗里德森，赫希，2009）。通常而言，這個被創制者自詡的“一般理論”在犯罪學界被更加具體地稱為“自我控制理論”。在自我控制理論視角之下，犯罪性的實質被歸結為行為人本身的低自我控制水平。而且，兩位創制者大膽地聲稱，自我控制是“可以預測犯罪和相關行為的惟一的、穩定的個體特征”（Gottfredson＆Hirschi，1990）。

自我控制理論從犯罪行為的特點反推了犯罪主體的六個基本特征：缺乏自我控制的人傾向于沖動、冷漠、尚體、冒險、短視、寡言……由于這些特質有相當大的傾向共同出現在一個人身上，而且這些特質往往持續終生，因此有理由認為它們構成了可以用于解釋犯罪的一個穩定的概念 （Gottfredson＆Hirschi，1990）。

基于上述素描性刻畫，Grasmick等人（1 993）創制了一個包括6個維度、24道題目的李克特4分制態度量表（1 ＝完全同意；2 ＝基本同意；3＝基本不同意；4＝完全不同意），后來被簡稱為Grasmick自我控制量表。歷經約二十年的理論發展與實證檢驗，自我控制理論以及Grasmick量表在西方犯罪學界獲得了廣泛認可。迄今為止的兩項薈萃分析結果表明，自我控制水平對于犯罪和被害的平均效應度分別為0.250和0.154（Pratt＆Cullen，2000；Pratt et al.，2014），超過了或者至少不低于許多經典犯罪學理論的核心變量，如刑事威懾、一般緊張、社會學習等。而且，在既往的實證檢驗中，最為常用的自我控制量具是Grasmick量表或其衍生版本（Walters，2016）。

亞洲犯罪學學會的創任會長、現就職于澳門大學的劉建宏教授最早將Grasmick自我控制量表譯為中文并引入到本土化語境下的自述調查之中（劉建宏，2011）。本文將其稱作原始中文版Grasmick量表，其基本結構與具體題目參見表1。計分規則保持與Grasmick等（1 993）一致，即采取李克特4分制規則，具體而言：1＝完全同意、2＝基本同意、3＝基本不同意、4＝完全不同意。

表1 原始中文版Grasmick量表的6個維度及24道題目

3 Grasmick自我控制量表的標準化歷程與本土化修訂

如前所述，按照兩位創制者的理論預期，自我控制的各個維度將“共同出現在一個人身上”（Gottfredson＆Hirschi，1990）。然而這一基礎性的單維度假設在實證檢驗中尚未獲得充分一致的、確鑿的經驗支持。

Grasmick等人（1 993）創制并基于經典測驗理論簡要地檢驗了Grasmick量表的結構效度，繼而證實了它在389名美國一般成年人自述的暴力或欺騙行為方面的預測效度。具體而言，Grasmick等人發現，Grasmick量表具有較高的內部一致性（Cronbach’s α＝0.805）；探索性因子分析結果呈現了六個大于1的特征根，而且，第一與第二特征根之差遠遠大于其它相鄰特征根之差。據此，Grasmick等人認為，Grasmick量表滿足自我控制理論的一階單維度假設。然而，Arneklev等人（1 993）在利用同一數據集檢驗自我控制對于吸煙、飲酒、賭博等“不謹慎行為”的預測效度時，并沒有延續使用Grasmick量表的一階單因子模型，而是進一步比較了它與一階六因子模型的相對效力。結果表明，在Grasmick量表的六個維度中，僅有“沖動性”維度所包括的4道題目的Cronbach’s α略低于常用的0.70水平，而其余維度均達到或超過了這一基本要求。Arneklev等人發現，就結構效度而言，一階單因子與一階六因子模型都是可以接受的；就預測效度而言，兩者均沒有完全達到自我控制理論的預期。鑒于這些不盡一致的結果，Arneklev等人建議，未來的研究有必要進一步關注Grasmick量表的標準化問題。基于975名美國高中生的自述數據，Wood等人（1 993）發現，盡管Grasmick量表具有較高的內部一致性（Cronbach’s α＝0.88），而且探索性分析表明第一與第二特征根的差異最大，但是，六個大于1的特征根以及相應的因子載荷均傾向于支持一階六因子模型。此外，基于被解釋的因變量變異比例而言，一階六因子模型呈現出相對略高的優勢，特別是其中的冒險性維度表現出穩健的統計顯著性。

Longshore等人（1 996）較早地借助驗證性因子分析方法檢驗了Grasmick量表的心理測量學性質，并將其適用范圍從既往的一般成年人或青少年群體擴展至更貼近犯罪學本義的犯罪人群體。此外，Longshore等人在四個方面修訂了Grasmick量表：第一，使用剔除了題目P4之后的23道題目作為自我控制的初始量具和分析起點；第二，將計分制由4分制改為5分制；第三，對某些題目的措辭進行了細微調整；第四，將其中的7道題目改寫為反意陳述。在此基礎上，Longshore等人使用探索性因子分析方法只發現了五個大于1的特征根。之后，基于因子載荷的顯著性，Longshore等分別在一階單因子模型中剔除了3道題目，在一階五因子模型中剔除了2道題目。換言之，一階單因子模型中包括了20道題目；一階五因子模型中包括了21道題目。為了比較上述兩個測量模型的擬合優度，Longshore等人在容許某些誤差變量相關的條件下基于驗證性因子分析的CFI指標為一階五因子模型提供了經驗支持。然而，Piquero與Rosay（1 998）對這種容許誤差變量相關的驗證性因子分析方法提出了質疑，并且在進一步剔除了其中的一道題目之后發現，剩余的19道題目依然具有可接受的內部一致性（Cronbach’s α＝0.71），而且，驗證性因子分析的結果傾向于支持Grasmick量表具有二階單因子結構。Longshore等人（1 998）一方面進行了方法論上的辯護，另一方面則認為容許誤差變量相關的一階五因子模型與Grasmick量表的二階單因子模型并不存在根本性的矛盾。

隨著研究者越來越普遍地認識到經典測驗理論的局限，驗證性因子分析的方法獲得了更多的應用。Arneklev等人（1 999）基于美國社會的390名一般成年人口以及289名美國大學生的相關數據，利用驗證性因子分析方法進一步支持了Grasmick量表在兩個不同的樣本中具有相同的二階單因子結構——在一階層次上服從六因子結構，進而在二階層次上服從單因子結構。

然而，Delisi等人（2003）在分析了208名美國成年男性假釋犯對于5分制Grasmick量表的自填式調查數據后發現，盡管Cronbach’s α以及探索性因子分析均支持Grasmick量表的一階單維度假設，但是，驗證性因子分析方法對于三種測量模型的檢驗結果表明，一階六因子模型的擬合優度顯著地高于一階及二階單因子模型。類似地，Vazsonyi等人（2004）將自我控制理論應用于335名日本大學生時，利用驗證性因子分析方法發現，剔除了2道題目后的5分制Grasmick量表更加擬合于一階六因子模型。

Piquero等人（2000）除了繼續使用探索性和驗證性因子分析等方法之外，首次應用Rasch模型檢驗了5分制Grasmick量表的單維度假設。具體而言，Piquero等人基于233名美國大學生的自填問卷數據，利用探索性因子分析方法發現了六個大于1的特征根，而且第一與第二特征根的差異最大，兩者之比約為2.26。此外，驗證性因子分析結果為二階單因子模型提供了經驗支持。然而，Rasch模型表明，有11道題目出現了顯著的不擬合，還有另外3道題目在不同性別的群體中表現出了顯著的功能差異。概括而言，Piquero等人發現，盡管驗證性因子分析結果表明，Grasmick量表的二階單因子模型似乎是可以接受的，但是，Rasch模型分析結果表明，為了確保Grasmick量表滿足單維度假設，尚需要進一步的修訂。若干年之后，Higgins（2007）基于303名美國大學生對于4分制Grasmick量表的自填數據，再次使用Rasch模型印證了它并不完全滿足單維度假設。概括而言，在剔除了不擬合或功能差異的8道題目之后，Higgins發現，由剩余的16道題目構成的修訂版本能夠更好地擬合Rasch模型，而且符合自我控制理論的單維度假設。

楊學鋒（2018a）以537名本土強制戒毒者為樣本，綜合利用探索性因子分析、驗證性因子分析、Rasch模型等方法首次檢驗了原始中文版Grasmick量表的心理測量學性質，并最終將其初步修訂為由18道題目構成的二階單因子結構。本文將后者稱為修訂中文版Grasmick量表。以表1為參照，修訂中文版Grasmick量表的18道題目分別為：I1，I2，I3，I4，P3，P4，R2，R3，R4，S3，S4，SC2，SC3，SC4，T1，T2，T3，T4。可以看到，修訂中文版Grasmick量表依然涵蓋了自我控制概念的所有六個維度，但各維度下的題目數量有所差異；計分規則保持不變，即李克特4分制，具體為：1＝完全同意、2＝基本同意、3＝基本不同意、4＝完全不同意。楊學鋒（2018b）進一步利用結構方程模型檢驗了修訂中文版Grasmick量表在既往越軌或犯罪行為、復吸傾向等多個因變量上的預測效度，從而為自我控制理論是否能夠一般性地適用于中國語境提供了初步的依據。

除此之外，本土犯罪學實證研究在部分地或全部地使用Grasmick量表時，大多未加檢驗地將其進行簡單加總的統計處理，這在實際上意味著不加批判地接受了自我控制理論的一階單維度假設。在此可以概括地指出，由于本土學者對于中文版Grasmick量表的測量學性質尚未做出充分的實證檢驗，那些基于簡單加總方法的本土化實證研究并不符合科學嚴謹性的基本要求。

為此，本文將利用近年來收集到的多個樣本數據進一步檢驗中文版Grasmick量表的測量學性質，進而希冀在本土語境下推動自我控制量具的標準化進程，進而推動本土學者對自我控制理論進行更高質量的實證檢驗。

4 研究方法

4.1 研究對象

本文使用了近幾年在不同地區收集到的四個樣本。具體而言，樣本一來自西南地區某市的四個強制戒毒所，有效容量為537，其中包括345名男性和192名女性，平均年齡為35.27歲；樣本二來自東北地區某座城市的一所監獄，有效容量為140，其中包括44名男性和96名女性，平均年齡為41.32歲；樣本三來自東北地區另一座城市的一個看守所，有效容量為145，均為男性，平均年齡為38.08歲；樣本四來自華東地區某市的一個看守所，有效容量為397，其中包括198名男性和199名女性，平均年齡為32.85歲。依據匿名、自愿、無害等基本操作規范，上述樣本分別在2013至2017年間完成了自填式問卷調查。

合計而言，四個樣本的總容量達到1219人。其中，男性有732人，平均年齡為35.51歲；其典型的越軌或犯罪行為涵蓋了吸毒、財產犯罪、暴力犯罪等諸多類型。概言之，本研究的四個樣本在性別結構、平均年齡、犯罪類型等方面基本上滿足了代表性與變異性的要求。

4.2 研究工具與統計方法

如前所述，本文的核心目的是檢驗中文版Grasmick量表的信度與效度，特別是其中的單維度假設。為此首先使用了原始中文版Grasmick量表。

另外，基于既往的惟一一項本土研究（楊學鋒，2018a），本文將對照檢驗修訂中文版Grasmick量表的測量學性質。以表1為參照，修訂中文版Grasmick量表保持了原有的六個維度與李克特4分制的計分規則（1 ＝完全同意、2＝基本同意、3＝基本不同意、4＝完全不同意），但題目數量縮減為18題，具體包括：I1，I2，I3，I4，P3，P4，R2，R3，R4，S3，S4，SC2，SC3，SC4，T1，T2，T3，T4。

本文使用SPSS22.0進行數據的前期整理以及常規的信度分析和探索性因子分析；使用Amos24.0對兩個中文版Grasmick量表的結構效度進行跨樣本的驗證性因子分析。

5 經典測驗理論視角下的復證檢驗

5.1 內部一致性檢驗

本文首先計算了原始與修訂中文版Grasmick量表在各個樣本以及合并樣本下的內部一致性系數，即Cronbach’s α，參見表2。

表2 各樣本及合并樣本下的內部一致性檢驗

綜合而言，無論是原始版還是修訂版，Grasmick量表均表現出良好的內部一致性，這為自我控制理論的一階單維度假設提供了初步證據。具體來說，原始中文版Grasmick量表在四個樣本以及合并樣本中的Cronbach’s α處于0.874至0.946之間；對照之下，修訂中文版Grasmick量表的Cronbach’s α略低一些，但依然超過0.70這一常用的臨界水平，處 于0.840至0.930之 間。需 要 注 意 的 是，由 于Cronbach’s α在很大程度上依賴于題目的數量，因此，修訂中文版Grasmick量表的Cronbach’s α相對較低是一個可以預見的結果，不能作為比較兩個不同版本的Grasmick量表之間優劣的證據。

5.2 探索性因子分析

為了進一步研究原始及修訂中文版Grasmick量表的測量學性質，本文利用主成分、主因子等多種方法運行了探索性因子分析。首先，適合度檢驗表明測量數據適合于因子分析方法——具體而言，Bartlett球形檢驗的p值幾近為零，KMO抽樣適合度測定值均處在0.90左右的水平。

在各個樣本以及合并樣本中，主成分方法抽取的前六個特征根列于表3，它們解釋的累積方差均達到了60%以上。對于單維度假設具有重要支持意義的是，在所有情況下，第一與第二特征根的差異都是最大的，而且其比值均大于3。根據學者的建議，這些結果意味著可以考慮接受量表的一階單維度假設（高爽，張向葵，2018）。

表3 探索性因子分析的前六個特征根

除了上述基于主成分方法的結果，本文另基于不加旋轉的主軸因子法再次進行探索性因子分析，結果發現大于1的特征值個數沒有變化，而且第一與第二特征值之間的差值依然穩定地大于其它相鄰特征值之差。本文進一步運行了正交旋轉法，得到了類似結果。為篇幅計，不再詳細報告。

總而言之，探索性因子分析的結果基本上支持了原始與修訂中文版Grasmick量表的一階單維度假設。但是，如果以大于1的特征根個數來加以判斷的話，則意味著三至六個不等的維度。這些自相矛盾之處通常是經典測驗理論難以避免的結果，亦是自身無法克服的局限之一。為此，下文將繼續應用驗證性因子分析方法以尋求更加確鑿的證據。

6 利用驗證性因子分析方法的復證檢驗

如前所述，按照自我控制理論的預期，盡管低自我控制具有沖動、冷漠、尚體、冒險、短視、寡言等六種不同維度的典型表現，但是這些特質傾向于共同出現在犯罪人身上。就此而言，Grasmick量表的各道題目應該構成單因子模型。為此，本文使用更加切合的驗證性因子分析方法分別對原始和修訂中文版Grasmick量表在四個樣本以及合并樣本中進行了檢驗。

6.1 對一階單因子模型的驗證性因子分析

基于前述的經典測驗理論的基本結果，本文首先檢驗了原始與修訂中文版Grasmick量表的一階單因子模型。圖1以修訂中文版Grasmick量表為例給出了圖示，原始中文版Grasmick量表的測量模型是類似的，不再贅述。

圖1 修訂中文版Grasmick量表的一階單因子模型

總體而言，一階單因子模型的各個擬合優度指標基本上沒有達到常見的臨界標準，具體數值參見表4。據此，本文認為，原始與修訂中文版Grasmick量表并不符合一階單維度假設。也就是說，經典測驗理論對于其一階單維度假設的支持性證據被更為適切的驗證性因子方法推翻了。就此而言，在既往有限的本土化研究中，直接將Grasmick量表的得分進行簡單加總的統計處理方式在心理測量學意義上是不夠嚴謹的。

表4 一階單因子模型的驗證性因子分析

6.2 對二階單因子模型的單組驗證性因子分析

如前所述，晚近的一些西方研究以及一項本土研究在二階層次上驗證了自我控制理論的單維度假設。為此，下文繼續利用驗證性因子分析方法檢驗中文版Grasmick量表的二階單因子模型，圖2以修訂中文版Grasmick量表為例給出了圖示，原始中文版Grasmick量表的測量模型是類似的，不再贅述。

圖2 修訂中文版Grasmick量表的二階單因子模型

表5分別列出了原始與修訂中文版Grasmick量表在二階單因子模型下的常用擬合統計量。可以看到，對于兩種中文版Grasmick量表而言，絕大多數的擬合指標達到了常用的臨界標準。而且，相較于由24道題目構成的原始中文版Grasmick量表來說，由18道題目構成的修訂中文版Grasmick量表在二階單因子模型下的所有擬合指標均有相當程度的改善，幾乎一致地達到了常用的臨界標準。簡而言之，修訂中文版Grasmick量表在二階單因子模型下具有相對更佳的適配度。

表5 二階單因子模型的單組驗證性因子分析

概括而言，對二階單因子模型的驗證性因子分析結果在一方面傾向于支持自我控制的單維度假設，但是，這在另一方面警示了未來的實證研究應該優先選擇二階單因子測量模型，并利用潛變量的結構方程方法來檢驗與自我控制理論有關的各種命題。這無疑對于本土犯罪學實證研究提出了更高的方法論要求。

6.3 對二階單因子模型的多組驗證性因子分析

最后，本文對最具應用前景的修訂中文版Grasmick量表在二階單因子模型下進行了多組驗證性因子分析，以檢驗其跨樣本的測量恒等性。擬合指標參見表6。

表6 修訂中文Grasmick量表的跨樣本恒等性檢驗

首先，可以看到，因子結構恒等模型一方面具有良好的擬合度，其中RMSEA值小于0.05的臨界水平，GFI與CFI均大于0.90的臨界水平。然而，在另一方面，較大的卡方值以及幾乎為零的p值似乎預示著不應接受因子結構恒等模型。一般而言，由于卡方值較為嚴重地依賴樣本容量，因而在樣本容量較大時這一指標通常僅作為參考。因此，基于此處的RMSEA，GFI，CFI等擬合指標以及前述的單組驗證性因子分析結果，本文認為，修訂中文版Grasmick量表的二階單因子結構在四個樣本之間獲得了必要的經驗支持。

其次，在一階因子載荷恒等模型之下，出現了類似的情況。鑒于Δχ2與χ2一樣均嚴重地依賴于樣本容量，因此，Cheung與Rensvold（2002）建議在大樣本情況下使用ΔCFI作為模型比較的依據，并且以0.01作為臨界值。具體來說，當ΔCFI大于0.01時，意味著嵌套模型與基準模型存在著顯著差異，此時應拒絕恒等性假設，否則就不拒絕。從表6易于計算出，因子載荷恒等模型與因子結構恒等模型的ΔCFI＝0.9097-0.9005＝0.0092＜0.01，遵循上述判斷標準，應該接受因子載荷恒等模型。簡言之，本文認為，修訂中文版Grasmick量表在四個樣本之間的一階因子載荷恒等模型獲得了必要的經驗支持。

然而，在因子結構恒等模型、一階因子載荷恒等模型的基礎之上，進一步限定二階因子載荷恒等時，盡管該模型的絕對擬合指標RMSEA在0.05的臨界標準下依然處于優良水平（實際取值為0.0318），但是，另外兩個常用的擬合指數CFI與GFI均低于0.90的 適 配 標 準 （實 際 取 值 分 別 為0.8931與0.8980）。就此而言，本文認為，修訂中文版Grasmick量表在四個樣本之間的二階因子載荷恒等模型僅僅獲得了邊緣性的經驗支持。進言之，該量表在更高水平上的測量恒等性有待未來的研究者進一步加以檢驗。鑒于此，本文在表6中繼續列舉了一階因子殘差方差恒等以及觀察變量殘差方差恒等模型的擬合指標，以供未來的研究者加以參照。

總而言之，修訂中文版Grasmick量表在四個不同的樣本中同時滿足了因子結構與因子載荷的恒等性假設，這已經為其應用于其他更為廣泛的樣本人口奠定了初步根據。

7 討論與結論

任何量具的標準化過程都不是一蹴而就的，Grasmick量表亦不例外。盡管西方犯罪學家在檢驗自我控制理論時更加倚重Grasmick量表，但是對該量表的測量學性質尚未形成足夠一致和確鑿的結論。此外，隨著該量表逐漸被引入到本土犯罪學界，只有極少數的研究者關注了中文版Grasmick量表的標準化進程，而其他的本土研究大多不加批判地使用了簡單加總的計分規則，這實際上違背了科學嚴謹性的基本要求。

按照自我控制理論的原始論述，自我控制是一個包括了六個維度的單一概念。Grasmick量表作為態度測量法的重要代表，將其作為一階多因子模型偏離了自我控制理論的原始論述，而將其作為一階單因子模型則無法獲得驗證性因子分析方法的經驗支持。對照之下，綜合了既往研究與本文結果的二階單因子模型則可以同時擺脫上述兩種窘境。

更加具體地來說，一項本土研究已經將原始中文版Grasmick量表的24道題目初步修訂為18道題目（楊學鋒，2018a），本文則在四個罪犯樣本中分別使用經典測驗理論和驗證性因子分析方法進一步檢驗了原始與修訂中文版Grasmick量表的信度與結構效度，并最終傾向于支持修訂版量表的二階單因子模型。

另具啟發意義的是，本文初步檢驗了修訂中文版Grasmick量表在不同罪犯樣本之間的測量恒等性。正如一些學者指出的，二階因子模型的測量恒定性檢驗是非常復雜的，其中包括了形等價、一階弱等價、二階弱等價、一階強等價、二階強等價、二階嚴等價、一階嚴等價等七個依次遞進的水平（鄭顯亮 等，2011）。就此而言，本文僅在前三個層次上支持了修訂中文版Grasmick量表的測量恒等性假設，這在一方面為本土學者深入檢驗犯罪學意義上的自我控制理論提供了一種更為適切的量具，也在另一方面為進一步修訂該量表提供了必要的參照與借鑒。

簡言之，本文的最終結論可以概括如下：在本土語境下使用中文版Grasmick量表時，不應再延續使用簡單加總的方式，而應該將其作為二階單因子測量模型納入結構方程之中，并且應該優先選用更加簡潔且適配度更高的修訂中文版Grasmick量表。