中华成人智力量表的初步编制(3)

中国临床心理学杂志２００６年第１４卷第５期 ４４３

机分成两半）为依据，以各分测验粗分计算相关矩阵。采用主轴法提取公因子，采用斜交旋转方法（Ｐｒｏｍａｘ转轴法）求出最终的因素负荷矩阵［７］。探索性因素分析结果见表３。首次因素分析不加以旋转，

因素分析：本研究采用Ａｍｏｓ４．０对４００名被试中的另一半资料进行验证性因素分析，通过考察数据与模型之间的拟合程度，来检验量表的结构效度。根据理论研究和探索性因素分析结果，我们假定的模型有：模型一（一因素）：１２个分测验全部负荷于一个普通因素上。模型二（二因素）：６个言语测验，６个操作测验。模型三（三因素）：４个晶体智力测验，５个流体智力测验，３个注意／记忆测验。因图形拼凑分测验的信度较低，测验稳定性不高，容易影响测验结构。排除该分测验后，其余１１个分测验依次假定构成模型四、五、六：模型四（一因素）：１１个分测验全部负荷于一个普通因素上。模型五（二因素）：６个言语测验和５个操作测验。模型六（三因素）：４个晶体智力测验，４个流体智力测验，３个注意／记忆测验。验证性因素分析结果，见表４。根据模型拟合指标估计值／ｄｆ≤２或≤５、ＧＦＩ≥０．９０、ＣＦＩ≥０．９０、ＡＧＦＩ≥

１２个分测验只抽取出一个特征值大于１的公共因

子，提示所有分测验存在一个普通因素，即所谓的ｇ因素。然后采用主轴法，限定迭代２次，依次指定抽取２、３、４个公共因子。两因素分析表明，词义解释、相似概括、口头计算、常识、领悟负荷于第一个因子，可以命名为言语因子；图画补充、数字符号、积木构图、图形推理、图片排列和图形拼凑负荷于第二个因子，可以命名为操作因子。数字广度分测验一般应负荷于第一个因子，但在此次因素分析中表现不稳定，在第二个因子上的负荷较大。三因素分析表明，词义解释、相似概括、常识、领悟负荷于第一个因子，可以命名为晶体智力因子；数字符号和数字广度负荷于第二个因子，可以命名为注意／记忆因子；图画补充、图形推理、图片排列和图形拼凑负荷于第二个因子，可以命名为流体智力因子。口头计算分测验应负荷第二个因子，积木构图分测验应负荷于第三个因子，在此次因素分析中也表现不稳定。四因子分析则有较多的分测验不稳定，各因子也难以命名。②验证性

表３

０．８０、ＴＬＩ＞０．９０以及ＲＭＳＥＡ≤０．０８［８］，模型三和模型

六是拟合较好的模型。根据／的值，模型一与模型二、模型二与模型三以及模型四与模型五、模型五与模型六之间的增进程度都达到显著性统计差异（Ｐ＜

０．０１）。因此，三因素是拟合最佳的模型，这与本研究

的构想非常吻合。

两因子、三因子、四因子探索性因素分析结果ＩＳＣＡ单因子、

２．３．２

效标效度本研究采用ＷＡＩＳ－ＲＣ、中国联合

型瑞文测验（ＣＲＴ－Ｃ２）以及学生高考成绩作为效标：①ＩＳＣＡ与ＷＡＩＳ－ＲＣ测验结果的比较：随机取样３０名被试，以抗衡顺序（ｃｏｕｎｔｅｒｂａｌａｎｃｅｄｏｒｄｅｒ）前后施测两套测验，其施测间隔时间为７￣４０天，平均１２天。两套量表粗分的相关为０．８４，相应的言语和操作分量表的相关分别为０．６５、０．８２，且具有显著的统计差异（Ｐ＜０．０１）。②ＩＳＣＡ与瑞文测验结果的比较：随机取样３０名被试，以抗衡顺序（ｃｏｕｎｔｅｒｂａｌａｎｃｅｄｏｒ－ｄｅｒ）前后施测两套测验。结果表明，ＩＳＣＡ各分测验与ＣＲＴ－Ｃ２粗分和ＩＱ分相关显著，分别为０．９０、０．７９。③高考学生的ＩＳＣＡ测试结果：对参加２００４年全国高考的３０名长沙学生进行ＩＳＣＡ测试，根据能否录取为本科院校，将他们划分为高考上线组和高考落榜组，发现二者之间的ＩＳＣＡ总分存在极显著的差异（Ｐ＜０．０１）。