爱情态度量表LAS中文版在中国内地大学生中适用结果分析(7)

论文

尤其在大样本的情况下，卡方值会变得比较大，因此不能说明模型拟合得不好ｆ“。总之，修正后的模型有较好的构想效度，同时也说明，中国大学生的爱情观具有多面性。２．２跨组不变性检验

以上模型的拟合检验是对全体１００９

名被试作出的，而这些被试有性别和有无恋爱经验的差异，这实际是假设了不同性别的学生之间和有无恋爱经验的学生之间有相同的结构模式。为了更有效地说明量表的性能，我们进一步对模型结构的跨组不变性作出检验。

首先分析男、女性别的模型结构，按照侯杰泰等口］推荐的方法，事先按理论构想设定若干模型。Ｍｍ是男生单独估计，Ｍｆ是女生单独估计，Ｍｌｌ是两组同时估计但不设限制，Ｍ１２是进一步限制负荷等同，Ｍ１３除了限制负荷等同外还限制因素协方差等同，最后，Ｍ１４限制负荷、因素协方差和误差方差均等同。结果见表３。

从总体上来看，Ｍｍ、Ｍｆ、Ｍ１１的拟合度均可以接受 说明模型的形态在男女两组等同，也就是说爱情风格６类型理论模型吻合男女数据，因此可以进行多组比较。在限定负荷等同的情况下，Ｍ１２中．ｚ２（１６）一２６．３３５（Ｐ＞０．０１），其它指数有所改善，因此可认为男女组的负荷是等同的。在进一步限制了因素协方差相等之后，Ｍ１３中，ｚ２（３１）＝６８．４８３（Ｐ＜０．０１），说明因素协方差在两组有显著差异。部分指数有所恶化，但仍有部分指数可以接受，且ＲＭＳＥＡ有所改善，因此认为因素的协方差在男女两组是等同的。最后，Ｍ１４中，Ｙ２（５３）一１３６．４７０（Ｐ＜０．０１），男女两组的误差方差差异显著，ＲＭＳＥＡ虽改善，但其它指数有所恶化，因此也不能认为两组的信度是等同的。不过，实际中很难做到误差等同（侯杰泰

等，２００４）Ｅ”。

裹２爱情态度量襄各分量裹的项目负荷

浪漫

项目

７１３３ｌ３７

游戏

旦堡

负荷

０．５４０ｏ．４０７０．６５７

现实

负荷

０．７３７ｏ．３９７０．４３８

占有

负荷

ｏ．５６７ｏ．４８１ｏ．３６７ｏ．６５９

奉献

负荷

ｏ．４６７０．４５５ｏ．３８０ｏ．６１５

负荷

０．３９８ｏ．６２５ｏ．４７ｌｏ．３９７

项目

１４２０３２

项目

１５３３３９

项目

４１０３４４０

项目

１１１７３５４１

项目

６１８３６４２

负荷

ｏ．６１５ｏ．６１３０．５６５ｏ．５３０

表３男女结构模型比较验证性因素分析的拟台结果

ＭｏｄｅｌＭｍＭｆＭ１１Ｍ１２Ｍ１３Ｍ１４

Ｙ２

ｄｆ２００２００４００４１６４３１４５３

ｙ２／ｄｒ

２．１５１２．２７３２．２１２２．１９ｌ２．２１２２．２５５

ＧＦＩ０．９１６０．９３１０．９２５０．９２２Ｏ．９１８０．９１２

ＡＧＦＩ０．８９４０．９１３０．９０５０．９０５０．９０４０．９０２

ＮＮＦＩ０．７３６０．８１１０．７８１０．７８５０．７８１０．７７４

ＣＦＩ０．７７１０．８３６０．８１１０．８０７０．７９６０．７７８

ＲＭＳＥＡ

０．０５２０．０４７０．０３５０．０３４０．０３５０．０３５

４３０．２２４４５４．６６７８８４．９１９９１１．２５４９５３．４０２１０２１．３８９

我们还在有无恋爱经验的学生之间进行了比较。其中，Ｍｎ、Ｍｙ分别是没有恋爱经验学生组和有恋爱经验学生组单独估计，Ｍ２１是两组不设限制同时估计。各指标同样显示了模型的形态在两组等同，因此继续进行比较（见表４）。Ｍ２２限制负荷等同，Ｚ２（１６）＝７．２３５（Ｐ＞０．５０），Ｍ２３进一步限

制因素协方差等同，Ｚ２（３１）＝２８．１４４（Ｐ＞０．５０），因此可以认为因素负荷及因素协方差在两组没有显著差异。可是，当Ｍ２４再对误差方差进行限制等同时，Ｚ２（５３）一１１７．９３６（Ｐ＜０．０１），因此不能认为量表在鼹组的信度是等同的。

２．３各分量表的信度检验将被试在分量表的项目分累加

信度的同时，分男、女或有、无恋爱经验又分别计算了信度。具体见表５。各信度系数介于０．６４８～０．８６５之问，其中，样本全体的信度系数介于０．７０６～０．８１８之间。

除以项目数，得到该分量表的得分。各分量表得分两两之间的相关介于０．１０８～０．５１９之间。在计算样本全体各分量表

裹５爱情态度各分量表信度（ａ）

２．４爱情现的性别及有无恋爱经验的差异对不同性别及有无恋爱经验大学生的６种爱情观分别进行独立样本ｔ检

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