初中学生学习自我控制量表的编制

初中学生学习自我控制量表的编制（精选3篇）

1.初中学生学习自我控制量表的编制 篇一

【摘要】 目的编制能对限定责任能力进行客观分级的评定工具。方法结合国内外有关的鉴定理论与实践

报道，参考国内外的类似评定工具编制出《限定刑事责任能力评定量表》(dcrrs)；并对该量表进行回顾性测试．分析其信

度和效度。结果《限定刑事责任能力评定量表》具有较好的内部一致性和稳定性、结构合理．其界限值所划分的不同法定能

力等级与专家鉴定间也高度一致。结论dcrrs对于客观地对限定责任能力进行分级具有参考价值。

【关键词】 限定刑事责任能力；量表；信度：效度

【中图分类号】d919-3： d91

4【文献标识码】a

【文章编号】1007—9297(2004)04—0302—0

3a study on the rating scale of diminished criminal responsibility cai wei—xiong, zheng zhan-pei，sha0 yang,et al1．in—

stitute offorensic&‘ rii~ ilinistry ofj~tice． r china,shanghai．200063

【abstract】0bjective to develop a tool to objectively assess diminished criminal responsibility methods after reviewing

the existing tools and literatures，a chinese version of scale，diminished criminal responsibility rating scale(dcrrs)，was

developed． a retrospective trial was carried out for evaluating its validity and reliability results the reliability and validity of

dcrrs were good enough for clinical use，and the decision by dcrrs at cut—of points were similar to the evaluation made by

experts．conclusion dcrrs is useful in objectively dividing diminished criminal responsibility．

【key words】diminished criminal responsibility，scale，reliability，validity

目前 在我国精神疾病患者的刑事责任能力评定

工作中，限定责任能力的评定问题一直是一个难点。一

方面存在着扩大化的倾向，尤其是鉴定人员存在意见

分歧时．往往折中为限定责任能力。另一方面司法人员

认为鉴定结论含糊，对于具体该限定多少往往难以确

定．常给量刑工作造成操作上的困难。ill因此有学者提

出对限定责任能力的程度进行分级，以便于实际操作，提高鉴定工作的科学性。[1-z]但具体如何分级，尚缺乏一

个客观标准。本研究试图通过编制《限定刑事责任能力

评定量表》，来对限定责任能力的案件进行客观评定，并进行分级。

材料和方法

一、研究对象

为2002年1月至2003年12月在司法部司法鉴

定中心司法精神病研究室鉴定的案例，鉴定结论均由

3名以上鉴定人组成的鉴定小组共同完成。鉴定资料

完整。符合标准的共239例，其中男197例，女42例；

平均年龄为33．92~10．35(岁)，年龄最小的为17岁．最

大的为76岁；教育程度：文盲14例，小学63例，初中

88例．高中、技校46例，大专以上28例；婚姻状况：已

婚ll4例。未婚105例，离婚20例；职业：农民81例，无业或待业66例，工人4j4例，其他48例；作案类型：

凶杀ll3例．伤害38例．诈骗6例，强奸、猥亵等1

5例。盗窃30例。其他37例；诊断：精神分裂症67例，情

感性精神病36例。精神发育迟滞25例，脑器质性精神

障碍14例．偏执性精神障碍与其他精神病性障碍9

例，酒中毒精神障碍5例，其他22例，无精神病62例；

责任能力：完全责任能力78例，部分责任能力92例，无责任能力69例

二、研究工具

以湖南医科大学精神卫生研究所编制的责任能力

量表原有的15个条目为基础。再结合其他文献资料及

rogers刑事责任能力量表，又增加3个条目。分别为作

案现实动机、作案前先兆、作案的诱因、作案时间选择

性、地点选择性、对象选择性、工具选择性、作案当时情

绪反应、作案后逃避责任、审讯或检查时对犯罪事实掩

[作者简介] 蔡伟雄(1967一)，男，湖北崇阳人，医学博士，副研究员，主要从事司法精神病学鉴定与研究。

te1：+86—2i-62440148-2613 e-ma11：t s a1 se@126．com

[基金项目] 科技部中央级科研院所2002科技基础性工作专项资金项目(2002deb20076)]

法律与医学杂志2004年第11卷(第4期)

盖、审讯或检查时伪装、对作案行为的罪错性认识、对

作案后果的正确估计、生活自理能力损害、工作或学习

能力损害、自知力损害、现实检验能力损害、自我控制

能力损害等。评分在原有的3级评分的基础上加以细

化，2个条目为3级，12个条目为4级，4个条目为

5级。作为初步编制的《限定刑事责任能力评定量表》。

三、方法

采用回顾性研究方法，由专家对全部案例材料进

行复习，依据修订后的条目对239例案例进行逐一评

分。同时尝试对其中92例限定责任能力的案例重新进

行分级，根据作者先前的研究，分级的标准为：(1)大部

分限定责任能力：精神症状轻，辨认能力、控制能力轻

度减弱；(2)部分限定责任能力：精神症状明显，辨认能

力、控制能力中度减弱；(3)小部分限定责任能力：精神

症状较严重，辨认能力、控制能力明显减弱。对限定责

任能力案例进行分级者与量表评分者之间互盲。最后

对上述资料用spss统计软件进行统计分析，对该量表的一些信度和效度指标进行检验。

结 果

一、评定者间一致性

2名评分者对10例对象联合施评，各条目均有较

高的一致性(kappa在0．5～0．91之间，p<0．05)。表明该

工具有良好的稳定性和可操作性。

二、量表内部一致性与分半信度

全量表cronbach f=0．96，表明各条目具有较好的同源性。按题号分半。奇、偶号题目分之间的相关系数

r=-0．89，p=-0．000。

三、量表评分

经方差分析发现，量表总分在无责任能力组、限定

表1 不同责任能力组间总分比较

table l comparison of total sgores among different criminal respon·

sibility groups

表2 三组限定责任能力案例组总分比较

table 2 comparison of total sgores among diferent diminished crimi ·

nal responsibility groups

· 303 ·

责任能力组和完全责任能力组中有显著差异(表1)。

而将限定责任能力组划分成3组后，量表总分也有显

著差异(表2)。

由于总分越高，责任能力越大。作者初步采用均值

加减标准差的方式作为评定l临界值(小部分组的下限，大部分组的上限用两倍标准差)，即小部分组为大于

15分、小于24分，部分组24～28分，大部分组大于28

分、小于37分划分3组。而15分以下为无责任能力，37分以上为完全责任能力。

四、经验效度

表3 量表分责任能力等级与专家鉴定结论之间的一致性

table 3 the coherence between scale scores and expert conclusions

kappa=o．85 p=0．000

以上述的划分界得到的评定结果与专家鉴定结论

(责任能力无、限定和完全，以及限定责任能力组中的划分)之间高度一致(表3)。

讨 论

近年来，不断有学者建议对限定责任能力进行分

级，从而为案件的量刑提供较为具体可行的依据。不过

在应当分为几级、具体的分级标准该如何界定等问题

上还没有一致意见。0-4]作者以往的研究发现，t5-71以疾病

严重程度作为医学标准，辨认和控制能力的受损程度

作为法学标准，将限定责任能力分为3级是完全可行的，这样也可以使司法机关在量刑时更加精确。为了准

确地对限定责任能力进行分级，同时也能精确地同完

全责任能力和无责任能力做出区分，作者尝试编制限

定责任能力量表以进行量化评定

在选择量表的条目时，作者考虑，条目应当准确地

反映出对限定责任能力进行分级的医学标准和法学标

准。对于医学标准而言，疾病的严重程度最终要通过疾

病对工作、学习生活能力和自知力的损害程度来反映，这是和ccmd一3中的疾病严重程度标准相符合的，同

时法学标准中对辨认能力和控制能力的削弱程度的判

断也最终要落实到作案动机、作案的预谋准备、自我保

护和对作案性质后果的认识等一系列客观指标上，这

一设想得到了以往研究的支持，上述内容能够有效地

对限定责任能力进行分级。以作者前期研究成果为基

· 304 ·

础．同时结合国内外相关研究报道和已成熟的责任能

力评定工具，作者初步筛选出了l8项条目，这些条目

基本覆盖了上述内容。之后根据专家鉴定经验对各条

目的评分等级及相应的具体评分标准进行初步设定．

以此编制了《限定责任能力量表》(drrs)用于限定责

任能力案例的评分划分。

对该量表进行的初步测试结果显示．drrs的同

质信度为0．96，分半系数为0．89．提示该量表具有较好的信度。以初步确定的划分界进行分级的结果与专家

鉴定结论之间的一致性也较高(kappa=0．85，p=0。0001，说明drrs具有良好的经验效度。同时在测试过程中，作者感到虽然drrs题目覆盖的方面较广，但结果简

单，易于被评分人员掌握；而且实际测试不必花费太多

时间，通过对案卷的全面复习，能够比较容易地进行评

分，有较强的实用性。综上，drrs对于对限定责任能

力的评定和划分有较好的参考价值。

由于是回顾性研究，也存在一些问题。在根据界限

值区别责任能力等级时有较多重叠，影响了区分效度．

同时个别案例的评分明显偏离均值，所以作者认为对

界限值的划分尚需进一步研究与修正，同时在正式形

成的量表中条目的增减、评分标准的修订还有待于通

过前瞻性研究加以确定。

参考文献

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法律与医学杂志2004年第1 1卷(第4期)

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f7】蔡伟雄，邵阳，管唯，等．精神病患者限定责任能力评定分级依据研究

fj】．法医学杂志，2004，20(3)：145～149

(收稿：2004—09—16)

附：精神病人限定刑事责任能力评定量表

条目 评分

1．现实作案动机：0—3

2．作案前先兆：0—2

3．作案的诱因：0—3

4．作案的时间选择性：0—3

5．作案地点选择性：0—3

6，作案对象选择性：0—3

7．作案工具选择性：0—3

8．作案当时情绪反应：0—4

9．作案后逃避责任：0—3

l0．审讯或检查时对作案事实的掩盖：0—31．审讯或检查时有伪装：0—3

l2．作案行为的罪错性认识：0—4

l3．作案后果的正确估计：0-4

l4．生活自理能力损害：0—3

l5．工作学习能力的损害：0—3

l6．自知力损害：0—2

l7．现实检验能力损害：0—4

l8．自我控制能力损害：0—4

总 分

(上接307页)

4．多中心联合．科学开展多道心理生理测谎技术的信度及效度研究，摒弃商业因素的影响．从科学的角

度阐述该技术的科学准确性。

5．从专业角度全面准确介绍当今世界各国，尤其

多道心理生理测谎技术运用广泛的国家关于测谎技术的立法状况，提出科学的立法建议

参考文献

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(收稿：2004—08—27)

2.初中学生学习自我控制量表的编制 篇二

1 对象与方法

1.1 对象

采用整群随机取样的方法,共抽取上海市4所高校的有效被试1 241名。

1.2 量表题目的编制

根据学习挫折的定义和理论研究,编制开放式问卷。对上海大学大一到大四的130名学生进行开放式问卷调查和访谈,将收集到的信息加以分类整理。在仔细分类研究并征求专家意见的基础上,形成了93个项目的原始量表。量表采用Likert 4级评分,不符合记1分,不大符合记2分,基本符合记3分,符合记4分。93道题目中包括10道反向题目和2道测谎题目,得分越高,表明学习挫折越大。

对上海大学大一到大四的本科生进行初测,获得有效问卷312份。以量表内项目的决断值(CR值,又称临界比)和项目与总分的相关为标准,删除决断值未达显著性的题目以及项目和总分的相关低于0.30的题项。对剩余的题目进行主成分分析,删除在所有因子上负荷量小于0.30的项目和在2个或2个以上因子上负荷量大于0.35的项目。征求专家的意见,确定了30道题目,并设计了2道测谎题,作为剔除无效问卷的参考标准,形成了由32个项目组成的量表。

将32个项目组成的量表施测于上海大学、华东师范大学、上海交通大学、上海对外贸易学院4所高校的本科生,有效量表799份。其中男生359名,女生440名;文科学生359名,理科学生228名,工科学生158名,体育艺术和医学类学生54名;大一学生173名,大二学生252名,大三学生275名,大四学生99名。再次通过项目分析、因素分析等,删除了14道题目。考虑到问卷题量不大,便不再设置测谎题。故此,形成了由16道题目组成的量表。

1.3 数据处理

调查数据采用FoxPro 5.0软件进行录入与管理,然后用SPSS 11.0软件进行统计分析。

2 结果

2.1 项目分析

对量表的项目分析结果表明,项目与总分的Pearson相关为0.316～0.578,量表的α值为0.853;如果删除任何一个项目,量表的α均值都会降低,说明确定这些项目为正式量表是恰当的。

2.2 因素分析

对大学生学习挫折量表的16个项目进行因素分析,碎石图见图1。

采用主成分分析法,并进行方差最大旋转(Varimax)。对数据的合适性进行考验,结果表明,KMO为0.881,Bartlett 球性检验值为3 551.778(P<0.01),说明总体相关矩阵不是单位矩阵,拒绝球性。由图1可见,特征根呈突然下降,说明数据适合进行因素分析。以Kaiser准则的特征值大于1为标准,同时参考Cattell所倡导的特征值图形的碎石检验,抽取出5个因子,其累积贡献率为62.626%。见表1。说明量表具有较好的建构效度。

根据各因子所包括的题项内容,对各因子进行命名,分别为学习挫折引起的消极情绪、学习过程的挫折、学习的积极认知、学习结果的挫折、教师相关的挫折。

2.3 信度分析

从表2可见,各分量表的内部一致性系数为0.589～0.766,分半系数为0.597～0.767。说明该量表具有较好的信度。

2.4 效度分析

本量表的项目来源于文献研究和130名学生的开放式问卷调查整理后的结果,对师生进行了个别访谈,并征求了一些专家的意见,从而保证了量表的项目能反映当前大学生学习挫折的实际情况,并进行了预测,请同行专家对量表的项目进行多次审查,所以量表具有较高的内容效度。

注:P值均<0.01。

3 讨论

研究结果表明,大学生学习挫折量表包括学习挫折引起的消极情绪、学习过程的挫折、学习的积极认知、学习结果的挫折和教师相关的挫折共5个因子。笔者认为,这几个因子非常有效地反映了学习挫折的概念:学习挫折引起的消极情绪直接反映了学习挫折的概念。学习挫折包括认知和情感的成分,所以,消极情绪是学习挫折的直接体现。学习过程的挫折和学习结果的挫折是学生对自己的学习过程和学习结果的认知和评价,也直接反映了学习挫折的含义,而且该2个因子与学习效能非常相似。学习效能是个体对控制自己的学习行为和学习成绩的能力的主观判断,学习过程和学习结果与学习行为和学习成绩正好相对应。如果量表中全部都是负向的题目,则会难以判断被试是否认真作答。在研究中设计一些反向的题目,形成了学习的积极认知。对于学生来说,教师可以说是非常重要的他人。在访谈中,许多学生谈及教师的授课情况、教师的评分等都会对学生的心理带来非常重大的影响。如果学生对教师的授课情况不满意,对教师的评分不满意等,则非常容易产生挫折感。

本研究以内部一致性系数(Cronbach's α系数)和Spearman-Brown分半系数来衡量量表的信度,结果各分量表的内部一致性系数和分半系数都达到统计学要求,说明该量表具有较好的信度。本研究严格按照量表编制的程序来进行研究,从而保证了量表具有较高的内容效度,而且5个因子从不同侧面反映了学习挫折的认知和情感成分;因素分析的指标均达到了统计上的要求,从而保证了量表的建构效度。因此,该量表可以作为大学生学习挫折的有效测量工具。

摘要：目的 编制大学生学习挫折量表,为相关研究提供测量工具。方法 在理论研究、访谈、开放式问卷等基础上,编制大学生学习挫折量表,并施测于上海市4所高校的799名大学生,进行信度和效度分析。结果 大学生学习挫折量表共16个项目,包括5个因子,分别为学习挫折引起的消极情绪、学习过程的挫折、学习的积极认知、学习结果的挫折和教师相关的挫折,累积贡献率为62.626%。各分量表的内部一致性系数为0.589～0.766。结论 大学生学习挫折量表具有较高的信度和效度,可以作为大学生学习挫折的测量工具。

3.大学生品牌依恋量表的编制 篇三

关键词 大学生；品牌依恋；量表；编制 分类号 B841.7

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2016.01.003

1 引言

1989年，Schultz的博士论文《个人-所有物依恋的实证研究》标志着依恋理论从心理学领域进入营销学领域。随着市场竞争日益激烈，品牌依恋问题成为心理学和营销学共同关注的热点问题之一（温飞，沙振权，龙成志，2011）。随着研究的不断深入，对品牌依恋出现了四种不同的理解：一、社会认知性定义：品牌依恋是消费者与品牌的感知联结或者说是品牌与消费者自我概念的联结；Ball 和 Tasaki（1992）认为品牌依恋是消费者利用占有的、期望占有的或者曾经占有的消费对象来支撑其自我概念的程度，持类似观点的还有Schultz，Kleine和Kerman（1989）。 二、情感性定义：品牌依恋是消费者与品牌的一种情感联结；Thomson和Park（2005）认为品牌依恋是消费者与品牌之间的一种富有情感的、独特的纽带关系，包含感情、热情和关联三个构面；Thach和Olsen（2006）、Lacoeuihe和Samy（2007）以及刘跃怡（2013）等人的观点与之较为相似。三、社会认知和情感相结合的定义：品牌依恋是消费者与品牌之间认知和情感的联结；其中较为典型的是Park，Deborah和Joseph（2006）的观点，他们认为品牌依恋是消费者与品牌之间的认知和情感的联结强度，是一种心理状态，包含品牌-自我联结程度和认知与情感纽带的强度两个因素。 四、综合认知、情感和意向三方面的定义：品牌依恋是消费者与品牌之间的认知和情感的联结以及相应的行为倾向；姜岩和董大海（2008）认为品牌依恋不仅仅是一个涉及情感成分的单维概念，更是包括认知、情感和意向三种成分的多维概念。不难发现，情感因素作为品牌依恋的概念核心业已达成共识，分歧主要体现在：品牌依恋是单维还是多维的？

概念理解上的分歧，导致了品牌依恋测量工具编制的差异，纵观前人编制的量表，大致可以分为三大类：一、单维量表：其中有代表性的有Thomson和Park（2005）开发的包含激情、感情和关联三因子10个项目的单维情感性量表；此外，还有Buttle和Adlaigan（1998）的17项目量表以及Ball和Tasaki（2001）的9题品牌依恋量表。二、二维量表：杨春（2009）编制了包含情感联结、信任保障、品牌-自我关联三个因子的13项目量表；Park，macinnis，Priester，Eisingerich，Iacobucci（2010）开发了包含品牌-自我联结和品牌特异性两个因子的8项目量表，它们都立足于情感和认知两个维度，为双维量表。三、三维量表：张丽菲（2012）编制了包含信任保证、情感联结、关系管理和品牌-自我一致四个因子的涉及知、情、意三个维度的量表。

这些量表虽然为品牌依恋的测量和研究提供了方便，但是大多数立足于单维或两维理论，内容效度受到质疑；张丽菲的量表立足于三维度理论，在内容上有一定的创新，对后续研究的深入有一定的帮助。但是，该问卷被试量较少，且大部分集中于中国大连地区，将其作为中国多元文化影响下大学生的代表，易受质疑；另外，多数量表是在西方文化背景下编制而成，由于中西方经济文化的较大差异，简单的“拿来主义”往往导致测量工具出现生态效度问题。“工欲善其事，利必先利其器”，因此，立足本土文化，编制包含知、情、意三个维度，且能较为准确地反映中国大学生品牌依恋心理结构的量表显得十分必要。

大学生群体作为时代潮流的追随者，拥有获得优质商品的强烈动机，加之其较强的主观能动性，其品牌消费能力受到越来越多的关注。鉴于此，该研究通过现场访谈和问卷调查，提出符合中国国情的大学生品牌依恋概念结构，并编制大学生品牌依恋量表，为大学生品牌依恋的后续研究提供借鉴与参考。

2 研究方法

2.1 被试

被试选自浙江省及山东省数所大学的全日制在校生，前后进行了两次分层整体随机取样。预测被试为380人，有效样本数为352人，其中男生182人，女生170人，大专生92人，本科生201人，硕士研究生59人。正式施测为550人，有效样本数为507人，男生233人，女生274人，大专生68人，本科生301人，硕士研究生138人。

2.2 问卷项目编制

该研究将品牌依恋界定为：消费者将品牌与自我概念相联系，逐渐形成的一种伴有强烈行为倾向的情感联结，包含认知、情感和行为意向三个维度。

依据对国内外品牌依恋相关文献的分析，该研究立足于三维度理论，将大学生品牌依恋的概念结构进行整理并初步概括为六个因子：认知维度（自我联结因子、产品及相关信息的正性评价因子）、情感维度（积极体验因子、分离悲伤因子）、行为意向维度（关系维持因子、品牌交流与推荐因子）。在此基础上，对8名浙江某大学的在校生进行访谈，对100名在校生进行开放式的问卷调查，问题如下：

（1）您特别喜欢的品牌是什么？为什么喜欢？它在您心中处于什么地位？

（2）您是如何理解品牌依恋的？

（3）您觉得品牌哪些特性让您产生依恋？

（4）您最喜爱的品牌对您的消费行为及态度有哪些影响？请列举您曾经为得到它做出过的努力。

接着，对访谈材料进行整理、归纳，同时借鉴品牌依恋的文献分析，并参考前人的问卷项目，初步确定大学生品牌依恋概念结构量表85个项目。之后，请心理系的硕士研究生和专家教授分别进行评估，以确保项目的内容效度。最后，根据专家的意见整理为70个项目，形成大学生品牌依恋心理结构的初始问卷，包括：自我联结（13个项目）、产品及相关信息的正性评价（16个项目）、积极体验（15个项目）、分离悲伤（5个项目）、关系维持（15个项目）、品牌交流与推荐（6个项目），采用Likert5点量表计分，整个量表得分越高，表示品牌依恋的程度越强烈。

2.3 统计处理

分别使用SPSS13.0和AMOS19.0统计软件进行探索性因素分析和验证性因素分析。

3 研究结果

3.1 探索性因素分析及命名

首先，对初次测试的问卷进行项目分析，采用CR值法和题总相关法（删除题总相关系数小于0.30的项目），删除了10个质量不高的项目。接着，对问卷项目进行探索性因素分析，KMO值为0.908， Bartletts球形检验近似卡方值为2917.816（df=171），p< 0.001，适合采用探索性因素分析技术进行分析。然后，以最大变异法进行正交旋转，对问卷进行主成分分析，删除交叉负荷大于0.45的项目；每删掉一题重新做一次探索性因素分析。品牌交流与推荐因子三个项目出现在关系维持中，因而未能形成独立维度，分离悲伤因子各项目负荷达到0.45以上的少于三个，不符合心理测量学要求，予以删除。最后剩下19个项目，构成四个维度，具体数据见表2。

从表2可以看到，累计方差贡献率61.977%，绝大多数项目的因素负荷在0.60以上。因子一（6个项目）命名为“积极体验”，主要反映消费者在品牌使用时体验到的愉悦情绪，如：增加了消费者的自信、享受体验和亲切感等。因子二（6个项目）命名为“关系维持”，主要反映消费者为维持与品牌的关系所采取的一系列行为，如：优先选择该品牌、延迟或溢价购买、向其他人推荐等。因子三（4个项目）命名为“积极评价”，主要反映消费者对品牌的质量、广告、商标、原产国等物理特性或外围信息方面的喜爱程度，如“觉得该品牌的商标很有创意”。因子四（3个项目）命名为“自我联结”，反映的是品牌与消费者自我概念之间的联结，主要表现为：每当该品牌受到赞赏或批评时，消费者也随之感到被表扬或批评，如“别人无意中夸奖了该品牌，我会感到自豪”等。

3.2 验证性因子分析

该研究在探索性因素分析的基础上，对再次调查的507个有效样本进行验证性因素分析。结果如下：χ2/ df=2.63，说明该模型较好；CFI、NFI、IFI都大于0.90，RMSEA为0.050，说明该模型拟合程度良好。详见表3和图1。

另外，采用因素分析编制测量工具时往往需考虑到各个因素间可能存在的高相关，以及因素间可能存在着内容逻辑上的相融性，为此对已获得的问卷数据，进行相关分析，结果见表4：

如表4所示，各维度相关系数在0.292 ～0.408之间，属于中等偏低相关，表明各维度间独立性较高；各维度与问卷总分的相关系数在0.623 ～0.794之间，属于较高相关，表明各维度与整体概念间一致性较强；因此，该量表结构良好，较为合理地反映了大学生品牌依恋的概念结构。

3.3 信度

该研究采用Cronbach α系数、分半信度作为信度指标对总体样本进行分析。如表5所示，大学生品牌依恋各维度的α系数在0.732 ～0.886之间、分半信度在0.718 ～0.855之间，总问卷的α系数为0.878、分半信度为0.781，问卷总体信度良好。

3.4 效度

该研究采用杨春的“消费者品牌依恋问卷”（13个项目）作为效标，检验该问卷的效标关联效度。如表6所示，大学生品牌依恋量表与“消费者品牌依恋问卷”存在明显的正相关，效标关联效度较好。

4 讨论

该研究在文献分析和对访谈资料进行质性分析的基础上，编制了中国大学生品牌依恋量表，通过因素分析得到中国大学生品牌依恋问卷的二阶四因子模型，较好地吻合了质性研究结论，具有良好的信度和效度，符合心理测量学要求。

积极体验是品牌依恋概念结构中的情感成分。品牌不仅通过功能性资源满足消费者的现实需要，还通过提供感官、享乐或审美的乐趣来满足消费者的自我需要，使其产生积极的情绪体验，满足消费者的精神需求。这种积极情绪体验的反复出现，使得消费者对这一品牌的正性情绪不断增强，最终形成较为稳定的刺激反应联结——依恋。Schultz，Kleine，Kernan（1989）指出消费者强烈的依恋总是与喜爱的感觉相关，而弱依恋则与不喜欢的感觉或不好的消费经历相关。积极的情绪体验总能强化消费者与品牌之间的联结程度，增加消费者的消费行为，促进品牌依恋的形成。高校学生的品牌积极体验主要体现在品牌带来的亲切感、自信感、积极向上感、与众不同感以及美好的怀旧体验；这体现了大学生对品牌的怀旧依恋情感，同时也表现出大学生追求独特和积极向上的个性特点。

关系维持是个体对品牌对象产生品牌依恋时产生的行为意向和反应倾向。正向的意向会使个体亲近、接受和保护态度对象，而负向的意向则会使个体趋于回避、反对或破坏态度对象。品牌关系维持这一正向的行为意向，会使消费者十分热衷于付出自身的资源（包括货币、时间、精力以及自我形象资源）维持与品牌之间的关系，如积极关注、重复购买、溢价购买、延迟购买等等（陈琳，2010）。Park等人（2010）的研究表明品牌依恋能够提高用户的品牌行为，如推荐购买、减少品牌转换等；市场研究公司Gfk（2011）的研究显示，有84%的iPhone用户会再次选购该品牌；刘跃怡（2013）的研究表明，当消费者对某个品牌有强烈的情感依恋时，不但会有溢价支付、口碑传播等行为，还会有“为该品牌投资”“希望加入该品牌企业工作”等品牌支持行为。该研究中高校学生的品牌关系维持维度内容涉及：品牌的认定、优先选择、新品期待、延迟或溢价购买、向他人推荐、加入论坛和别人交流等，这与上述的研究结论相近。

积极评价是品牌依恋概念结构中关于商品物理信息及外围信息的认知部分，即人们对作用于感觉器官的刺激——商品进行信息加工，并形成对商品的强烈认同。根据精细加工可能性模型，即使是对品牌信息本身不感兴趣的低涉入水平的消费者，也可以通过外围信息的影响和暗示不断积累对品牌的积极评价，从而形成品牌信任和积极的品牌态度，进而形成具有强烈联结的品牌依恋（Petty ，Cacioppo ，Sohumann，1983；任新亭，沈芳衣，2013）。该研究发现大学生对品牌的积极评价主要来源于品牌的广告代言人、广告语、商标和产地等，这主要与学生的消费对象有关，如：电脑、手机、服装等；另外，学生平时学习较忙，无暇对产品特点深度涉入也是一个重要原因；而这些也体现了现代企业的经营方式。

自我联结是品牌依恋概念结构中关于品牌个性和自我概念的认知成份，是消费者使用品牌构建、强化以及表达自我概念的程度，与自我一致性程度有关（Wang ，2013）；自我一致性是自我概念与品牌个性的一致性（周松，井淼，2013）。周松和井淼（2013）的研究表明理想自我与品牌个性一致性对品牌依恋的影响作用最强，现实自我与品牌个性一致性对品牌依恋有显著的正向影响；此结论也与姜捷萌（2013）的实证研究结果相同。Park等学者（2006）认为，品牌为消费者提供的享乐性资源、象征性资源和功能性资源，能够满足消费者的自我需要、丰富消费者的自我概念、满足其现实需求并赋予其自我效能感，并能促使他们追求并实现期望的目标。然而，只有当品牌与自我的联结足够强烈时，才能使消费者对品牌产生强烈的认同感，并视品牌个性为自我概念的一部分，进而形成品牌依恋；这时，品牌个性既是消费者真实自我的表征，又是其理想自我的补充，消费者将自己与品牌视为“荣辱与共”的综合体；因此，自我联结是品牌依恋的重要成分。该研究中大学生的品牌依恋的自我联结主要体现在品牌与自我“荣辱与共”的关系上，即他人夸奖、批评、诋毁自己使用的品牌时，自己也感到被夸奖、批评或诋毁。

在问卷编制过程中，原本假设的分离悲伤因子和品牌交流与推荐因子未能进入模型。改革开放以来，市场经济代替了计划经济，卖方市场被买方市场取代，大学生使用的消费品供不应求的现象变得相对罕见，因而分离悲伤因子题目不足、未进入模型也在情理之中。而在因素分析时，品牌交流与推荐因子中有三个题目出现在关系维持中；鉴于早期相关研究的论述，加之该因子所表现出的消费者与品牌之间良好的关系以及消费者趋于维持该关系的逻辑倾向，故而将其归入关系维持之中。

在该问卷的认知维度方面，出现了两个相对独立的因子：积极评价和自我联结。虽然这两个因子都涉及品牌依恋的认知成份，然而从本质上看，积极评价针对的是品牌商品的外围信息和物理特性，而自我联结反映的是品牌的精神特质与消费者的自我概念特别是自尊的联系。因此，积极评价与自我联结两个因子相互独立是合理的。此外，表4的统计数据显示：积极评价与自我联结呈中等程度的相关，也支持了上述结论。

品牌依恋是消费者对品牌对象产生的以依恋情感为核心，涉及知情意三个维度的综合的心理与行为倾向。其中，对品牌对象以及品牌与自我关系的积极认知是品牌依恋形成的基础； 依恋情感是品牌依恋概念结构的核心，也是促使关系维持行为出现的中介因素；而关系维持则是基于消费者对品牌的积极认知与强烈的正性情感而形成的行为结果。

5 结论

大学生品牌依恋结构涉及认知、情感、行为意向三个维度，由积极体验、积极评价、自我联结和关系维持四个因子构成。大学生品牌依恋量表具有良好的信度和效度，可以作为大学生品牌依恋相关研究的测评工具。另外，由于量表是针对大学生编制而成的，对于其他对象是否适用有待进一步验证。

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Abstract：Drawing from literature， interviewing and questionnaire survey about the brand attachment， we found out that the conception of the undergraduates brand attachment. This survey was conducted by investigating 352 subjects for exploratory factor analysising and 507 subjects for confirmatory factor analysising： The empirical results reveal that： （1）brand attachment contains four factors， componentspositive comments， brandself connection， positive experiences and relationship maintenance. We also found that the scale for the brand attachment is well-organized and the scale of the model fitg well， χ2/df=2.63， CFI&NFI&IFI>0.90， RMSEA=0.050. （2）reliability test： the factors of Cronbachs Alpha coefficient， split-half reliability were 0.732 to 0.886 and 0.718 to 0.855， the scale of Cronbachs Alpha coefficient， split-half reliability are 0.878 and 0.781； （3）validity test： the criterion validity of each factors and the whole scale with the Consumers Brand Attachment Scale by YangChun are 0.425， 0.502， 0.513， 0.702， 0.759， they all reached significance level （p<0.01）.