当被问及“我是谁”这个问题时，回答者可能会根据不同的意识形态(如宗教、职业、政治、价值观)和人际关系(浪漫、友谊、家庭、性别角色)来定义自己^[1]。军人自我形象，即是军人个体用职业来定义自己时，其对自身状态的主观认知与评价。本研究将其操作性定义限定为：当军人通过自己的社会身份(军人)体验自身状态时，所激活的与“军人”相匹配的自我概念。也就是说，军人自我形象是军人个体基于自己职业身份所具有的认知表征。

自心理学诞生以来，自我形象受到研究人员的广泛关注，并表明自我形象对许多行为和结果具有显著影响，包括焦虑、抑郁、自伤行为等^[2-4]。在涉及身份领域的自我形象时，研究人员主要强调身份发展的过程(人们如何发展他们的身份)，而相对较少强调身份的内容(身份是什么)^{[1, 5]}。确定身份内容可以帮助了解缺陷的具体内容，从而有利于制定相应的干预方案，且涉及身份的自我形象内容因其文化、社会角色以及日常体验等的不同而有所差异^[1]。那么在军事经历和军营文化的影响下，军人自我形象的内容包括哪些？其与心理健康状态之间的关系如何呢？

目前国内对军人自我形象的探索还处于初步阶段，其主要瓶颈可能在于测评工具。以“自我概念”与“军人”、“自我概念”与“官兵”、“自我概念”与“士兵”、“自我形象”与“军人”、“自我形象”与“官兵”、“自我形象”与“士兵”为关键词，在中国知网上搜索发现，其评估工具多采用Wallace自我概念量表(Wallace Self-Concept Scale，WSCS)，该量表共1个维度，由15个双极形容词组成，测量个体对“我是一个什么样的人”的整体知觉。从其形容词本身来看，该量表的形容词与热情、主动、愉悦等感觉有关，不能凸显“四有”军人特点。因此，本研究拟采用量表研制技术编制军人自我形象内容的测量工具，并利用此工具对陆、海、空、火箭军军人展开调查，且初步探索军人自我形象与心理健康状态的关系，为提升军人自我形象、维护军人心理健康提供支撑。

1 对象与方法 1.1 调查对象

对象1：采用方便抽样的方式，依托部队心理培训班、为兵心理卫生服务、重庆高校、中学以及人口密集的广场、商场、工厂、培训班家访、农村等场所发放问卷1 905份，剔除人口学信息不全或缺失、年龄 < 12岁等无效问卷23份，问卷有效率98.8%。其中男性918名，女性964名；军人606名，社会人士611名，学生665名。采用社会调查的公式计算样本量(https://www.surveysystem.com/sscalc.htm)，即

其中Z_a/2为可靠性系数，即置信度；σ²为方差，方差未知时，取最大值，即σ²=P(1-P)的最大值为0.25；E为误差。当置信度为95%，控制误差在5%以内时，样本量n≈384，考虑20%的脱落率，实际样本量应大于384×(1+20%)≈461。此外，本研究采用分层设计，目标期望将每层的误差控制在5%以内，因此，最终计算样本量为461×3≈1 383人。

对象2：以“中国军人”为关键词，采用八爪鱼数据采集器分别抓取：1)《人民网》军事专栏网页下2020年12月16日以前发表的相关文章3 802篇，并根据以下条件进行筛选：①删除内容空白的文章；②重复的文章只保留一篇，经作者整理后保留文章3 591篇。2)2021年1月7日新浪微博话题下讨论数量排名前10的博文话题下博文内容的33 475条评论，并根据以下条件进行筛选：①删除空白未抓取到的评论；②删除字母、表情符、标点符号等无实际意义的评论，经作者整理后保留评论32 237条。

对象3：整群抽取火箭军、海军、陆军、空军的基层官兵2 756名。排除执勤、休假等人员，剔除漏答、人口学信息缺失等无效问卷，共获得有效问卷2 345份，问卷有效率85.09%。被试年龄18~50(22.86±3.73)岁，其中男性2 266名(96.63%)，女性79名(3.37%)；义务兵1 357名(57.87%)，士官901名(38.42%)，军官87名(3.71%)。2周后重测样本为59人。根据因子分析样本量至少为条目数的5~10倍的原则确定样本量。军人自我形象初始量表的条目数为40个，考虑20%的脱落率，计算样本量应大于40×10×(1+20%)=480，考虑探索性因子分析和验证性因子分析为相互独立的两个样本，因此，实际样本量应大于480×2=960。本研究经陆军军医大学伦理委员会批准(2021第33-01)。

1.2 方法

1.2.1 军人自我形象量表编制

形容词来源：包括问卷调查和网络爬取两部分。问卷调查的问题只有1个，即“请写出有关描述中国军人的形容词”，问卷调查对象为“对象1”；网络爬取的目标是“对象2”，结果处理：利用Python3.8分别对“对象2”的文章/评论进行中文文本分析预处理，包括分词、去除停用词、词性标注并选择形容词等。

形容词清洗：包括词频清洗、词义清洗和同义词合并。词频清洗采用经验法(词频>3)和借助高低词频的分界公式(T：高低词频的分界频次，I₁：文章/评论中词频为1的词数量)选择高频形容词^[6]；词义清洗由1名心理学教授和4名心理学研究生独立进行；同义词合并由3名语言学专业研究生进行，其中两名独立对形容词进行合并，另1名对合并结果进行核对检查。

问卷调查：包括半开放问卷调查和初始问卷调查。半开放问卷调查是让调查者按照同意与否对形容词进行选择，并提出建议和修改意见，研究者根据半开放问卷结果及文献记录修改部分形容词的表述，形成初始量表，该量表采用李克特五点计分法，即1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，分数越高，符合程度越高；初始问卷调查是利用初始量表对“对象3”进行施测，检验信效度，形成最终量表。

1.2.2 人口学信息表

用于采集性别、年龄、是否独生子、居住地等人口学资料。

1.2.3 军人心理健康状态量表

该量表由赖薇^[7]编制，包括精神病性、抑郁状态、自杀倾向、创伤应激状态、睡眠问题、社交恐惧、反社会倾向7个因子。共58个题目，每个题目采用李克特5点计分，总分为各题目之和，总分越高，代表心理健康状态越差。该量表Cronbach’α系数为0.960，各因子Cronbach’α系数为0.801~0.917。在本研究中量表及各因子Cronbach’α系数为0.911~0.979。

1.3 统计学分析

采用统计软件SPSS 26.0对所得数据进行项目分析、探索性因素分析、信度分析、Pearson相关分析；采用统计软件AMOS21.0对量表进行验证性因子分析。高自我形象组和低自我形象组军人心理健康状态总分及各维度得分差异比较采用独立样本t检验，以x±s表示；军人自我形象与心理健康状态得分的相关分析采用Pearson相关分析。以P < 0.05为差异有统计学意义。

2 结果 2.1 项目分析

为保证测试条目对被试的心理特质水平具有鉴别能力，本研究采用临界比值法、题项与总分相关法、同质性检验进行项目分析。具体指标及判断标准为：①决策值t≥3；②题总相关系数r>0.4；③删除后的信度α≤该量表的整体信度(α=0.982)；④共同性≥0.2；⑤因素负荷量≥0.45，删除标准为：有1条指标不达标即删除该条目，见表 1。根据分析结果和判断标准，第6题不符合标准，应删除。

2.2 效度分析

将收集到的数据进行奇偶分半，一半(下文称“样本1”)用于探索性因子分析，一半(下文称“样本2”)用于验证性因子分析。

2.2.1 探索性因子分析

采用SPSS 26.0软件对“样本1”(n=1 172)进行Bartlett球形检验，KMO=0.982，表明对该数据进行探索性因子分析的适切性极佳。具体采用：主成分提取法、直接斜交旋转方式。筛选标准为：①特征值>1；②每题项的因素负荷量>0.4；③抽出的每个公因子应包括3个及以上题项；④抽出的每个公因子至少能解释3%的总变异。除此之外，还结合碎石图确定公因子个数，删除在公因子上具有共同载荷的题项，并根据题目的实际意义确定该题项的因子归属。经探索，抽取两个公因子，总方差累计解释率为77.227%；保留12个题项(1、7、8、9、12、13、18、19、22、23、25、26)，因子负荷量在0.597~0.969之间，见表 2。根据因子条目的含义进行因素命名。因素1包括7道题，包含的形容词为：果断的、聪慧的、强壮的、沉着冷静的、善于作战的、自信的、勇敢的，其中果断的、聪慧的、沉着冷静的、自信的、勇敢的体现军人的心理素质^[8]，强壮的体现军人的身体素质，善于作战的体现军人的军事技能。因此将其命名为军事能力，指军人行为或个体特征中可能表现出的能力部分，分数越高，能力越强。因素2包括5道题，包含的形容词为：爱国爱民的、忠诚的、守纪律的、服从的、责任心强的，其中爱国爱民的、忠诚的体现军人的价值取向，守纪律的、服从的、责任心强的体现军人的行为取向。因此将其命名为军人品德，指军人行为或个体特征中可能表现出的个人品德部分，分数越高，其相应品德越突出。

2.2.2 验证性因子分析

本研究的近似误差均方根RMSEA为0.075，拟合优度指数GFI为0.948，调整拟合优度指数AGFI为0.920，不规范拟合指数NNFI为0.968，规范拟合指数NFI为0.972，增值拟合指数IFI为0.976。相关指标、判断标准及结果见表 3。各公因子所对应题项的标准化因子负荷在0.733~0.900，具有统计学差异(P < 0.01, 图 1)。

2.3 信度分析

采用分半信度、内部一致性系数(Cronbach’α系数)、重测信度作为本研究的信度指标。军人自我形象量表总分及各因素的分半信度(格特曼折半系数)分别为0.845、0.900、0.870；内部一致性系数(Cronbach’α系数)分别为0.951、0.942、0.936；重测信度(皮尔逊相关系数)分别为0.807、0.791、0.794；均达到了心理学的测量标准，见表 4。

2.4 军人自我形象与心理健康状态的关系分析

对军人自我形象总分及因素得分、心理健康状态总分及各因素得分进行相关分析。结果发现军人自我形象及各因素得分与心理健康状态总分及各因素得分在统计学上负相关(r=-0.090~-0.289，P < 0.01)，见表 5。

根据被试在军人自我形象量表总分的平均数，将2 345名被试分为高自我形象组和低自我形象组，采用独立样本t检验比较两组被试的军人心理健康状态总分及各因素得分差异。结果发现，高自我形象组与低自我形象组军人在心理健康状态总分及各因子得分上具有统计学差异(t=3.479~10.910，P < 0.01)，见表 6。

3 讨论

知道“自己是谁”是人类问题的组成部分，自我概念研究为这一问题提供了部分答案。自我图式理论认为，自我概念是一种相对稳定的认知表征或图式，是“个人为理解和解释自己的社会经验而开发的知识结构”，具有稳定性^[9]。越来越多的研究表明，自我概念的建构是一个动态的系统结构，语境可以激活一个人当前的自我分类，如自我分类理论^[10-12]。自我分类理论区分了个人身份(个人自我)和社会身份(集体自我)，并认为个人身份和社会身份，均是个体自发的自我描述特征。当一种身份被凸显时，其他身份的显著性可能会被抑制或排除^[11]。例如，女性和男性参与者在群体间环境(同性二人组与异性二人组争论)中比在群体内环境(两个同性个体表达相互矛盾的观点)中具有更典型的性别特征^[11]，情境化人格测量(例如“在学校”)比一般人格测量具有更高的有效性，且情境化人格测量与相关标准之间的关系显著增强^[13]。在绩效环境中，自我概念内容和清晰性可以影响动机取向，进而对绩效维度产生影响^[14]。也就是说，不同的身份可能具有不同的认知表征或同一认知表征的不同强度，在不考虑身份内容的情况下考察身份的结构、发展过程是不完整的，同时，了解具体的身份内容有助于制定针对性的干预措施。在此背景下，本研究借鉴人格量表编制的词汇学方法^[15]，采用主观评价法，编制符合军人身份内容的军人自我形象量表，为军人自我形象的后续研究奠定基础。

从其维度内容看，军人自我形象量表符合心理学常理。在自我概念的建构研究中，有研究者认为自我评价的核心对象为个体特质和个体能力^[12]，本研究结果与之一致。本研究结果显示道德在军人的印象整饰中具有重要作用，这与其他研究结果相一致。如刻板印象内容模型认为：能力(该群体是否具有能力)和热情(该群体是否具有威胁性)两个维度可以将大部分社会群体划分为四个类型^[16]。程婕婷等^[17]在对刻板印象内容模型的本土化研究中发现：道德从属于热情，且在中国社会群体的刻板印象中占有重要作用。李琼等^[18]的研究也表明：中国人的印象整饰注重道德特征。其原因可能是受到文化价值观的影响，因为我们的传统文化推崇做一个有品德的人，如“君子忧道不忧贫”“静以修身，俭以养德”。

从其信效度结果看，军人自我形象量表具有良好的信度和效度。本研究的信度系数结果达到了戴晓阳等^[19]的推荐值，即量表总分的内部一致性系数和重测系数应≥0.8，各因素的内部一致性系数和重测信度系数值应≥0.75，且达到或高于形容词类的人格量表和自我概念量表^[20-23]；重测信度系数表明该量表具有一定的稳定性。对于公因子的总方差解释率目前还没有统一的标准，有研究者认为不应低于50%^[24]，也有研究者认为总方差解释率最好高于75%，最少不低于60%^[25]。就理论上而言，对于一个量表的因子结构，其抽出的公因子或主成分的总方差解释率应越大越好，总方差解释率越大，意味着被忽略的原始信息越少，其公因子代表的原始成分就越多。本研究结果显示，军人自我形象量表两个因素的总方差解释率为77.227%，达到并超过形容词类的人格量表和自我概念量表，如中文形容词大五人格量表在在校大学生的总方差解释率为63.179%^[25]，中国人人格形容词评定量表(QZPAS)的7因素总方差解释率为40.26%^[15]，青少年理想身体自我量表的总方差解释率为45.92%^[21]，Wallace自我概念量表(WSCS)的总方差解释率为58.7%^[26]。在探索性因子分析的基础上，为更加全面地考虑量表的结构效度，本研究采用了验证性因素分析对其探索出的两因子结构进行验证，结果显示，模型拟合指标达到温忠麟等推荐的传统界值(RMSEA < 0.08、NNFI>0.9)^[27-28]，说明军人自我形象量表的两因素模型拟合良好。此外，本研究结果显示两因素的标准化相关系数为0.77，因潜变量模型限制不能验证二阶模型，但不排除两因素受到一个更高阶潜在特质影响的可能，为此，本研究验证了一阶一因素模型并计算了一阶二因素模型的收敛信效度和组合信度。结果显示，一阶一因素模型拟合不良(χ²=1 208.055，df=49，χ²/df=24.654，RMSEA=0.142，GFI=0.831，AGFI=0.732，NNFI=0.886，NFI=0.913，IFI=0.916)；一阶二因素模型的组合信度CR为0.943、0.931，平均方差抽取量AVE为0.706、0.729，表明一阶二因素模型的内在质量良好，且能有效反映其共同因素构念的潜在特质。综上，军人自我形象量表具有良好的信度和效度，可以作为心理测量的工具使用。

此外，本研究结果显示，军人自我形象与心理健康状态存在低度相关，且高自我形象组军人的心理健康状态总分及各因子得分显著低于低自我形象组军人，说明军人的心理健康状况可能受其自我形象水平的影响，这与以往在其他群体中的研究相一致^[29-31]。心理动力学理论认为，平衡的自我观点是一个健康人的标志，意味着自我概念可能是心理健康维护与促进的重要因素。这与MASON等^[32]的元分析发现具有相似之处，即自我差异和精神病理之间存在小到中等的联系，且与一系列高水平的负面情绪和低水平的一系列积极情绪有关。尽管本研究结果提示军人自我形象水平与心理健康状态存在低度相关关系，但并不能排除第三方因素的影响，未来需要更多的实证研究去验证该量表能够反映心理健康状态的程度。

本研究的不足之处在于：由于研究的人力、物力及财力所限，纳入的人群范围较窄，在未来研究中，应扩大军种范围和样本的区域性，对量表的信效度进行进一步验证；同时，横断面设计意味着关系的时间特征或方向性是未知的，未来研究可采用纵向设计进一步明确军人自我形象与心理健康状态的因果关系。