 Advances in Psychology 心理学进展, 2013, 3, 68-74 http://dx.doi.org/10.12677/ap.2013.32011 Published Online March 2013 (http://www.hanspub.org/journal/ap.html) The Revision and Revalidation of Core Self-Evaluations Scale Based on Chinese Indigenous Research Xiangqian Wei1,2*, Hanying Tang2, Sanming Liu2 1Department of M anagement, Shandong Academy of Governance, Ji’nan 2School of Psychology, Central China Normal University, Wuhan Email: weixqian@yahoo.com.cn Received: Dec. 27th, 2012; revised: Jan. 18th, 2013; a ccepted: Feb. 3rd, 2013 Abstract: The present paper reviews the research status of core self-evaluations, and the revision status of core self-evaluations scale (CSES) in China, and investigates 2564 samples, consisting of college students and middle school students, by questionnaire in order to validate again the structure stability for use of CSES under the background of China. The finding indicates that 11 items of CSES load in “Positive Factor” and “Negative Factor”, respectively, except for the second item. Keywords: Core Self-Evaluations Scale; Revision of Scale ; Chine se In digenous Resea rch 中国背景下核心自我评价量表的修订与再验证 魏祥迁 1,2*，唐汉瑛 2，刘三明 2 1山东行政学院管理系，济南 2华中师范大学心理学院，武汉 Email: weixqian@yahoo.com.cn 收稿日期：2012 年12 月27 日；修回日期：2013 年1月18 日；录用日期：2013 年2月3日 摘 要：总结了目前在中国背景下有关核心自我评价的研究情况和对 Judge 开发的核心自我评价量表 (CSES)的修订情况，并通过问卷法调查了中学生及大学生两类群体，共计2564 个样本，以再次验证 CSES 在中国使用的结构稳定性。结果表明：除删除第 2题外，CSES 量表中其他的 11 个题目分别负 荷在“正向因子”和“负向因子”上。 关键词：核心自我评价量表；量表修订；中国本土化研究 1. 引言 “核心自我评价(Core Self-Evaluations, CSE)”一 词起源于工业组织心理学对工作满意度的研究，是一 种潜在的、宽泛的人格结构，是个体对自我能力和价 值所持有的最基本的评价和估计(黎建斌，聂衍刚， 2010)。Judge、Locke 和Durham 于1997 年在综合了 哲学、临床心理学研究、临床心理学实践、工作满意 度、压力、儿童发展、人格理论及社会心理学等 8个 领域的研究成果后，首次提出了“核心评价(Core Evaluations)”的概念。核心评价包含着面向自我、他 人与现实世界的评价，可分为核心自我评价和外在核 心评价(External Core Evaluations, ECE)，核心评价是 评价而不是认知，是包括并影响着所有其他的更加具 体评价的基本特质(Judge et al., 1998)。Judge 等(1998) 论证了 CSE 与ECE 是不同的，前者是由自尊(Self- Esteem)、一般自我效能(Generalized Self-Efficacy)、非 神经质(Nonneuroticism)以及控制点(Locus of Control) 等四种基本特质构成(Judge et al., 1998)。 *通讯作者。 Copyright © 2013 Hanspub 68  中国背景下核心自我评价量表的修订与再验证 在早期的研究中，CSE的测量是间接的(Judge et al., 2003)，即先测量四种基本特质(自尊、控制点、神 经质和一般自我效能)，并在此基础上抽取一个单一 的、高阶的因子作为一个潜变量，然后再进行相关的 研究。后来 Judge 等人(2003)以上述四种基本特质为 依据，开发了一个可以用来直接测量CSE 的工具，即 核心自我评价量表(Core Self-Evaluations Scale，简称 CSES)(Judge et al., 2003)。 2. 中国目前 CSE 的研究现状 最早涉及 CSE 研究的国内研究者是吴超荣和甘 怡群(2005)、程卫凯(2005)以及李虹(2005)。例如，吴 超荣和甘怡群(2005)运用二阶验证性因素分析，证明 了在中国文化背景下依然存在着高阶的CSE，并且甘 怡群、王纯和胡潇潇(2007)认为中国人的CSE 应该反 映中国人的独特性。因此，他们尝试把对于东方文化 非常重要的集体自尊纳入到CSE 的自尊部分，提出中 国人的 CSE 的理论构想包括 4种核心特质，即善良、 才干、处世态度和集体自尊。后来王婷等人(2009)证 明了集体自尊可以包含在中国文化背景下的CSE 中， 而陈慧等人(2010)通过实证研究验证了甘怡群、王纯 和胡潇潇(2007)提出的理论构想。 由于测量CSE 关系到研究变量的操作化问题。目 前国内的大部分研究依然是采用 Judge 曾经使用的两 种重要的CSE 的测量范式：直接测量和间接测量。这 两种研究测量范式都有其优缺点，如Judge 等人认为 间接测量范式存在一些局限性：第一，间接测量会使 CSE 的概念产生混淆，无法验证它是一种潜在结构或 是一种聚合结构；第二，四种分量表集合在一起造成 测量题目过多(共有38 个题目)，这可能会影响到测量 的效度，尤其是在企业环境中更是如此(杜建政，张翔， 赵燕，2007a)。尽管杜卫、张厚粲和朱小姝(2007)验 证了 CSE概念的结构效度和增益效度，认为可以使用 CSE 概念来表示四种人格特质，而且有利于简化研究 的复杂度。但是，这并不是说这四个人格特质是完全 多余的，因为他们的某些部分可能是独特的，不为 CSE 所能完全涵盖的(杜卫，张厚粲，朱小姝，2007)。 2.1. 间接测量范式 所谓间接测量是指先测量与 CSE 相关的四个基 本特质，然后再以这四个基本特质作为指标变量来间 接表示 CSE。 1) 直接使用基本特质来代替CSE 采取这一测量范式进行CSE 研究的基本思路也 是来源于Judge 关于 CSE 的思想，即CSE 包含自尊、 控制点、神经质和一般自我效能等 4种基本特质。但 是，这些研究者们在研究中仅把这 4种基本特质作为 CSE 不同的衡量构面。例如，程卫凯(2005)研究了这 4种基本特质分别与工作满意度的关系；高彩珠(2006) 研究了这 4种基本特质分别在校长的创业家精神对教 职员组织公民行为影响中的调节效应；陈建文和廖建 桥(2007)以自尊、一般自我效能和心理控制源为 CSE 的3个子特质成分；张丽(2007)研究了 4种基本特质 分别与基层民警的职业倦怠的关系；白新杰、李辉和 李芸(2010a，2010b)则研究了 4种基本特质分别与主 观幸福感的关系。 2) 以潜在的高价因子作为CSE 这是比较典型的CSE 的间接测量方式。采用这种 间接测量范式测量CSE 的研究者们都发现了在四种 基本特质上存在一个高阶的CSE，并在研究中以 4种 基本特质为指标，来提取潜在的高阶因子进行相关研 究。这种研究往往要借助结构方程来检验相关变量之 间的关系。例如吴超荣和甘怡群(2005)、杜卫、张厚 粲和朱小姝(2007)、马利军和黎建斌(2009)、甘霖和沈 馨琳(2011)、葛伟丽和陈方辉(2011)等分别验证了CSE 是一个高阶因子。 2.2. 直接测量范式 所谓直接测量就是使用 Judge 等人(2003)编制的 CSES 直接测量“核心自我评价”这一心理变量。我国 有些研究者考虑到 Judge 编制的 CSES量表在中国背 景下使用的文化差异性，在使用 CSES 时先对其进行 了修订。 1) 使用直接翻译的CSES 这种直接测量范式是直接使用翻译的Judge 编制 的CSES 量表来进行相关研究，如谢义忠和时勘等人 (2007)直接使用翻译的 CSES 研究了CSE 对经济困难 和心理健康之间的调节作用；杨晓峰和李玮(2009)及 杨晓峰、许思安和郑雪(2009)使用翻译的 CSES 研究 了CSE 与主观幸福感的关系。另外，还有曾红等(2010, 2011)、胡琳丽、于新和刘雪卿(2011)、孙健敏、王震 Copyright © 2013 Hanspub 69  中国背景下核心自我评价量表的修订与再验证 Copyright © 2013 Hanspub 70 和胡倩(2011)、黎建斌等(2012)等人以及李杰(2012)的 研究均使用了直接翻译的CS E S。 2) 使用修订后的CSES 对中文版 CSES 修订后使用的情况比较复杂，见表 1。这些修订后的量表，有的已经被后来的研究者们陆 续运用在不同的实证研究中。值得一提的是杜建政、张 翔和赵燕(2007b)修订的 CSES 更具有中国文化背景，他 们是在原 CSES 题目上加入了一些新的题目，最后从 24 个题目中筛选出10 个题目(详见张翔(2007))。 鉴于前人在量表修订中出现的不一致现象，为了 进一步检验 CSES 在中国背景下的结构效度，本文选 取了在校的中学生和大学生作为被试，再次检验 CSES 本土化测量是否稳定。 3. 研究方法 3.1. 研究工具 在借鉴张翔(2007)、任 志洪(2007)、林 振桦(2008) 及许思安和杨晓峰(2009)等人翻译的CSES的基础上， 并参考英文原文而整理成初始的中文版《核心自我评 价原始问卷》。原始问卷共计12 个题目，其中偶数项 题目是对自己的消极评价，需要反向计分。然后对12 个题目的得分加总后求均值作为CSE 的得分。分数越 高表示 CSE 就越高。 3.2. 研究对象 三个研究中共涉及 2564个被试，具体情况见表 2。 3.3. 统计工具 使用了 SPSS20.0 和AMOS20.0 两个统计软件分 别对问卷进行了项目分析、探索性因素分析和验证性 因素分析。 4. 研究程序与结果 由于大陆研究者多是以Likert 5点记分的方式来 Table 1. The compares of core self-evaluation (CSES) scale revision u nder the background of China 表1. 中国背景下核心自我评价(CSES)量表的修订对照 研究者 时间 研究样本 记分方式 修订结果(删除题号) 被下列研究者引用 李昌林等 2007 大学生 5点 保留 12 个题目，负荷在 1个因子上 王婷等(2009) 杜建政等 2007b 企业员工 5点 在CSES 的基础上，加入了新的题目，修订后保留 10 个题目，负荷在 1个因子上 郭泽芳(2009)；吴琛(2009)；张翔等 (2009, 2010, 2011)；胡桂春等(2010)； 孙小晗(2010)；王骞(2011)；冯如 (2011)；赵燕(2011) 陈恒盼 2008 企事业员工 5点 保留 12 个题目，负荷在 1个因子上 董秀成等(2010)；王梓臻(2012) 林振桦 2008 企业员工 6点 保留 12 个题目，负荷在2个因子上。正向题因子：1、 3、5、7、9、11；负向题因子：2、4、6、8、10、12 任志洪等 2009 中学生 5点 保留 8个题目(1、3、5、9)，负荷在 1个因子上 滕修攀等(2010)；任志洪等(2011)； 路红等(2011) 张丽华 2009 高中 5点 保留 8个题目(2、4、6、12)，负荷在 1个因子上 许思安等 2009 中小学教师 5点 保留 11个题目(9)，负荷在 3个因子上。积极因子：1、 3、5、7、11 ；消极因子：2、4、6、12；现实—宿命 因子：8、10 孙配贞等(2011) 姚琼等 2010 大学生 5点 保留11 个题目，负荷在 2个因子上：正向评价、负 向评价 Table 2. Descriptive analysis of the samp les 表2. 被试基本情况一览表 研究项目 样本来源 样本量 平均年龄 最小年龄 最大年龄 男 女 研究 1：5点记分 大学生 1105 20.12 ± 1.26 17 25 338 767 研究 2：7点记分 大学生 335 20.03 ± 1.25 17 25 114 221 研究 3：7点记分 中学生 1124 15.57 ± 1.73 11 20 463 661  中国背景下核心自我评价量表的修订与再验证 使用 CSES，而台湾则用了 6点记分的 CSES，而 本 文 尝试对 7点记分的CSES 进行结构验证。因此，本文 分别验证了 5点和 7点两种 Likert记分方式下的 CSES 在中国背景下结构效度。 4.1. 研究一：Likert 5点记分的 CSES的 验证分析 4.1.1. 研究被试 以武汉某高校在校大学生为被试，共发放问卷 1400 份，回收 1265 份，回收率 90.4%；其中有效问 卷1105 份，有效率 87.4%。根据被试的编号进行排序， 然后利用 SPSS20.0 的程序随机选取一半被试(558人) 的数据用于探索性因素分析，另一半被试(547 人)的数 据用于验证性因素分析。 4.1.2. 研究工具 以Likert 5 点记分的中文版《核心自我评价原始 问卷》为研究工具，其中 1~5 分别代表从“非常不符 合”到“非常符合”。研究1使用的 CSES 的内部一致 性系数是0.808。 4.1.3. 探索性因素分析 1) 项目分析 首先，求决断值。以 27%的高低分组法，计算每 个项目的临界比。结果发现12 个题目在高低分组上 差异显著(p < 0.001 )，最 小 的t值是6.34。故保留原量 表中的 12 个题目。 其次，信度分析。整个量表的信度系数是0.828， 除了第 2题外，其余 11 个题的删除该题后的信度系 数都低于0.828，而第 2题的结果是 0.832。故可剔除 第2题。然后再计算信度，这时信度系数是 0.832， 且删除该题后的信度系数都低于 0.832(介于 0.809~ 0.831)。所以可保留除第 2题之外的其余 11 个题目。 2) 探索性因素分析 首先进行 KMO 和Bartlett球形检验，KMO 值为 0.890，Bartlett 球形检验的值为 1627.952，df = 55，显 著性水平为 0.000，说明该样本数据适合用以探索性 因素分析。然后，采用主成分分析和最大方差法，以 特征值大于 1为标准，可以得到比较清晰的两个因子， 两因子的累积解释率是50.65%。如果取因子负荷值 0.4 作为取舍标准，11个题目都没有出现双重负荷的 情况，且题目 3、5、1、9、11、7等6个题目负荷在 第一个因子上，称为“正向因子”，负荷值介于 0.611~ 0.712。而 4、6、12、8、10 等5个题目负荷在第二个 因子上，称为“负向因子”，负荷值介于 0.619~ 0.7 32 。 但是两个因子间存在着中等高相关(r = 0.514, p < 0.001)。 4.1.4. 验证性因素分析 利用随机选取的另一半被试(547 人)的数据进行 验证性因素分析，结果如表 3所示。模型 1是单因子 模型，即 11 个题目都负荷在一个因子上，模型 2是 两因子模型，即探因结果的两个因子。根据林振桦 (2008)的思想，两个因子间具有中等高相关，11 个题 目量表的内部一致性系数是0.811，两个因子间可能 存在一个高阶因子，于是做了模型 3高阶因子的验证 分析。 对表 3中的三个模型进行比较，χ2值越小越好， 而df值越大越好；χ2/df在2.0 到5.0 之间时，可以接 受模型，若χ2/df小于 2，则可以认为模型拟合较好； RMSEA 在0.08 以下，越小越好，低于0.1表示好的拟 合，低于 0.05表示非常好的拟合，低于0.01表示非 常出色的拟合；TLI(NNFI) 、 CFI 和GFI的取值 0~1 之间，NNFI 超过 0.9 认为模型可以接受；CFI 在0.9 及其以上的取值表示模型拟合程度较好；GFI 与CFI 类似，大于 0.9 时，则认为模型拟合观测数据(侯杰泰， 温忠麟，成子娟，2004)。从表 3的结果来看，高阶因 子模型的拟合指标都较好，且优于模型 1和模型 2的 合指标。故可选择高阶因子模型 3。 拟 Table 3. Study one: confirmatory factor analysis of college students’ CSES 表3. 研究一：大学生群体的CSES验证性因素分析 χ2 df χ2/df RMSEA TLI CFI GFI 模型 1：单个因子 223.508 44 5.508 0.086 0.803 0.843 0.921 模型 2：两个因子 281.672 44 6.402 0.099 0.740 0.792 0.922 模型 3：高阶因子 124.266 43 2.890 0.059 0.909 0.929 0.960 Copyright © 2013 Hanspub 71  中国背景下核心自我评价量表的修订与再验证 4.2. Likert 7点记分的 CSES的验证分析 4.2.1. 研究被试 以武汉某三所高校在校大学生和湖北武汉、广西 南宁、广东中山三市的中学生(初中和高中)为被试。 发放问卷 2000份，回收 1732 份，回收率 86.6%；有 效问卷 1459 份，有效率 84.2%。分别对大学生和中学 生被试随机选取一半被试的数据用于探索性因素分 析，另一半被试的数据用于验证性因素分析。 4.2.2. 研究工具 以Likert 7 点记分的中文版《核心自我评价原始 问卷》为研究工具，其中 1~7 分别代表从“非常不符 合”到“非常符合”。以大学生为被试的 CSES 的内部 一致性系数是0.790，以中学生为被试的CSES 的内部 一致性系数是0.798。 4.2.3. 研究二：大学生样本的探因和验因的结果 利用 4.1.3.的判断标准，临界比的分析结果是保 留12个题目，而信度分析的结果是删除第2题。因 此，删除第 2题，保留 11 个题目用于探因。 首先进行 KMO 和Bartlett球形检验，KMO 值为 0.840，Bartlett 球形检验的值为 613.481，df = 55，显 著性水平为 0.000，说明该样本数据适合用以探索性 因素分析。探因的结果是得到两个因子，可累积解释 54.84%的变异。如果取因子负荷值 0.4作为取舍标准， 11 个题目都没有出现双重负荷的情况。第 11、9、7、 5、3等6题负荷在第一个因子上，称为“正向因子”， 负荷值介于 0.652~0.769；第10、8、6、12、4等5题 负荷在第二个因子上，称为“负向因子”，负荷值介 于0.712~0.813。 利用 4.1.4.的方式进行验因，其结果如表 4所示。 由表 4的结果显示高阶因子模型3的数据拟合指标比 较理想。 4.2.4. 研究三：中学生样本的探因和验因的结果 利用 4.1.3.的判断标准，临界比的分析结果是保 留12个题目，而信度分析的结果是删除第2题。因 此，删除第 2题，保留 11 个题目用于探因。 首先进行 KMO 和Bartlett球形检验，KMO 值为 0.849，Bartlett 球形检验的值为 1663.182，df = 55，显 著性水平为 0.000，说明该样本数据适合用以探索性 因素分析。探因的结果是得到两个因子，可累积解释 52.11%的变异。如果取因子负荷值 0.4作为取舍标准， 11 个题目都没有出现双重负荷的情况。第1、3、11、 9、5、7等6题负荷在第一个因子上，称为“正向因 子”，负荷值介于 0.644~0.777；第 4、12、6、8、10 等5题负荷在第二个因子上，称为“负向因子”，负 荷值介于0.658~0.772。 利用 4.1.4.的方式进行验因，其结果如表 5所示。 由表 5的结果显示高阶因子模型3的数据拟合指标比 较理想。 5. 分析与讨论 综合上述三个研究，不管是 5点记分还是 7点记 分的中文版《核心自我评价原始问卷》的最后修订的 结果都是删除第2题，而保留其余 11 个题目。这 11 Table 4. Study two: confirmatory factor analysis o f college students’ CSES 表4. 研究二：大学生群体的CSES验证性因素分析 χ2 df χ2/df RMSEA TLI CFI GFI 模型 1：单个因子 182.221 44 4.141 0.141 0.593 0.674 0.795 模型 2：两个因子 134.247 44 3.051 0.114 0.734 0.787 0.869 模型 3：高阶因子 102.163 43 2.376 0.093 0.822 0.861 0.894 Table 5. Study th ree: confirmatory factor analysis of middle school students’ CSES 表5. 研究三：中学生群体的CSES验证性因素分析 χ2 df χ2/df RMSEA TLI CFI GFI 模型 1：单个因子 479.225 44 10.891 0.132 0.629 0.703 0.815 模型 2：两个因子 201.272 44 4.574 0.080 0.866 0.893 0.943 模型 3：高阶因子 123.176 43 2.865 0.057 0.930 0.945 0.962 Copyright © 2013 Hanspub 72  中国背景下核心自我评价量表的修订与再验证 个题目分别负荷在“正向因子”和“负向因子”上， 且有一个共同的高阶因子，即CSE。虽然第二个研究 的高阶因子模型 3的拟合指标不是很理想，这可能与 样本量少有关系。但是第二个研究中模型 3的拟合指 标还是要好于模型 1和模型2的各项拟合指标，可以 接受研究二的模型 3。总之，从本研究的三个研究的 结果来看，在未来的研究中可以采用11 个题目之和 的平均值作为CSE 的测量指标。 纵观目前中国研究者已修订CSES 的结果来看， 本文的修订结果除了删除了第 2题外，基本与林振桦 (2008)的修订结果是一致的。林振桦(2008)把CSES 中 的12题中的 6个正向题目与 6个负向题目分别落在 不同的因素上，故可将两因素命名为“正向题因子” 与“负向题因子”。尽管姚琼、黄卫明、马庆玲(2010) 及许思安和杨晓峰(2009)等两个研究团队也是保留 11 个题目，但是，由于姚琼等人的文献中没有具体说明 11 个题目在“正向评价”与“负向评价”两个纬度上 的具体分布，而许思安等的结果是11 个题目分属三 个不同的因子，且删除的是第 9题。而其他的研究者 修订的结果不管保留多少题目都是负荷在一个因子 上。 鉴于目前中国研究者对 CSES的修订结果的不一 致性来看，可能存在以下几方面的原因： 1) 东西文化差异 这一问题与 CSE 理论以及 CSES 的跨文化研究有 关。已有研究初步表明中国人也存在CSE 的高阶结构 (杜卫，张厚粲，朱小姝，2007；马利军，黎建斌，2009； 王婷，等，2009)，也确实发现了中国背景下 CSE结 构的独特性(甘怡群，王纯，胡潇潇，2007)。Heine 和Lehman等人认为东西方两种文化下的自我评价是 不同的，西方文化(以美国为代表)趋向于追求积极的 自我评价，而东方文化(以日本为代表)则存在一种自 我批评的倾向(杜建政，张翔，赵燕，2007a)。因此， 研究 CSE 的本土化理论和CSES测量跨文化的适用性 可作为跨文化研究的下一议题。 2) 量表修订问题 这一问题既可能与东西方文化对同一题目含义 的理解上存在差异，也可能在研究中对原始问卷的翻 译或表述上存在差异造成的。这就要求研究者应该采 用科学的态度，按照规范的问卷翻译和修订程序来进 行相关研究工作，不能为研究而研究，更不能为修订 而修订。如有可能，应该成立全国相关机构来统一管 理和修订相关量表，把测量量表的修订放在一个更大 的更广泛的中国被试群体中做相关研究，以改变目前 小而零散的量表修订和研究工作范式。而这种小而散 的研究范式，由于采用的测量工具的不统一，其获得 的研究结果也不利于未来的研究比较。 3) 施测过程问题 施测过程的不标准是任何一个成熟的测量量表 在使用中经常遇到的问题，也是很难避免的问题。这 就要求研究者在使用量表时，应加强施测过程的管 理，按照标准化的程序来进行施测，以避免污染测量 结果。 参考文献 (References) 白新杰, 李辉, 李芸(2010a). 研究生核心自我评价的现状调查. 中 国健康心理学杂志, 7期, 878-880. 白新杰, 李辉, 李芸(2010b). 研究生核心自我评价与主观幸福感的 关系研究. 现代生物医学进展, 15期, 2964-2967+2973. 陈慧, 甘怡群, 温瑶, 刘鑫, 孙鉴(2010). 中国人核心自我评价构念 的实证研究. 北京大学学报(自然科学版), 1期, 141-146. 陈建文, 廖建桥(2007). 核心自我评价与风险倾向. 管理学报, 5 期, 610-613. 陈恒盼(2008). 核心自我评价与员工满意感、离职意向的关系研究. 浙江大学硕士论文, 杭州. 程卫凯(2005). 基层党政干部核心自我评价与工作满意度关系研究. 苏州大学硕士论文, 苏州. 董秀成, 吴明证(2010). 普通高校辅导员的职业认同与工作满意度 的关系. 心理科学, 1期, 241-243+231. 杜建政, 张翔, 赵燕(2007a). 核心自我评价: 人格倾向研究的新取 向. 心理科学进展, 1期, 116-121. 杜建政, 张翔, 赵燕(2007b). 核心自我评价的结构验证及其量表修 订. 开封: 第十一届全国心理学学术会议论文. 杜卫, 张厚粲, 朱小姝(2007). 核心自我评价概念的提出及其验证 性研究. 心理科学, 5期, 1057-1060. 冯如(2011). 用核心自我评价矫正大学生网络依赖的团辅干预研究. 漳州师范学院硕士论文, 漳州. 甘霖, 沈馨琳(2011). 中小学教师核心自我评价、工作压力与职业倦 怠关系的实证研究. 教育学术月刊, 7期, 42-45. 甘怡群, 王纯, 胡潇潇(2007). 中国人的核心自我评价的理论构想. 心理科学进展, 2期, 217-223. 高彩珠(2006). 校长的创业家精神与教职员的组织公民行为关联性 之研究: 以台湾区国民中学之学校组织经营为例. 台湾国立成 功大学硕士论文, 台南. 葛伟丽, 陈方辉(2011). 五年制高职学生学习倦怠与核心自我评价 的相关关系研究. 学理论, 33期, 176-177. 郭泽芳(2009). 中学教师核心自我评价、成就动机与工作满意度的 关系研究. 河北师范大学硕士论文, 石家庄. 侯杰泰, 温忠麟, 成子娟(2004). 结构方程模型及其应用. 北京: 教 育科学出版社. 胡桂春, 李莎莎, 周郁秋, 纪橡梓(2010). 护士核心自我评价对其 工作投入状态的影响. 护理学杂志, 20期, 56-58. 胡琳丽, 于新, 刘雪卿(2011). 大学生领悟社会支持、核心自我评价 Copyright © 2013 Hanspub 73  中国背景下核心自我评价量表的修订与再验证 与主观幸福感的关系. 青岛大学师范学院学报, 3期, 40- 43. 李昌林, 孙庆民(2007). 大学生核心自我评价与主观幸福感关系研 究. 社会心理科学, 22期, 49-51. 李虹(2005). 领导者核心自我评价特质对组织绩效的影响作用研究. 上海: 第十届全国心理学学术大会. 李杰(2012). 核心自我评价对工作家庭冲突和负性情绪的调节作用. 社会心理科学, 4期, 66-72+76. 黎建斌, 马利军, 陶惠斯, 池思晓(2012). 成败反馈对大学生核心 自我评价的影响: 任务重要性、外向性的调节作用. 心理科学, 2 期, 364-368. 黎建斌, 聂衍刚(2010). 核心自我评价研究的反思与展望. 心理科 学进展, 12期, 1848-1857. 李玉环(2010). 大学生核心自我评价的理论构想及其相关研究. 漳 州师范学院硕士论文, 漳州. 林振桦(2008). 核心自我评价、核心他人评价与员工态度的关系. 台湾东吴大学硕士论文, 台北. 路红, 郑志豪(2011). 大学生网络成瘾与主观幸福感核心自我评价 的关系. 中国学校卫生, 8期, 951-952. 马利军, 黎建斌(2009). 大学生核心自我评价、学业倦怠对厌学现 象的影响. 心理发展与教育, 3期, 101-106. 任志洪(2007). 核心自我评价、班级环境对中学生抑郁影响的多层 线性模型研究. 福建师范大学硕士论文, 福州. 任志洪, 江光荣, 叶一舵(2011). 班级环境与青少年抑郁的关系: 核心自我评价的中介与调节作用. 心理科学, 5期, 1106-1112. 任志洪, 叶一舵(2009). 核心自我评价量表的中文修订. 福建师范 大学学报(哲学社会科学版), 4期, 157-163+172. 孙健敏, 王震, 胡倩(2011). 核心自我评价与个体创新行为: 集体 主义导向的调节作用. 商业经济与管理, 4期, 27-33. 孙配贞, 郑雪, 许庆平, 余祖伟(2011). 小学教师核心自我评价、应 对方式与工作倦怠的关系. 心理发展与教育, 21期, 188-194. 孙小晗(2010). 核心自我评价与工作倦怠的关系研究. 河南大学硕 士论文, 开封. 滕修攀, 马丽(2010). 中学生核心自我评价、生活满意度和人际信 任的关系研究. 社会心理科学, 7期, 34-38+44. 王骞(2011). 用核心自我评价矫正自考生学习倦怠的干预研究. 漳 州师范学院硕士论文, 漳州. 王婷, 高博, 刘君, 孙鉴, 甘怡群(2009). 科研技术人员核心自我评 价与工作倦怠、工作投入的结构方程分析. 应用心理学, 2期, 148-154. 王梓臻(2012). 中国情境下核心自我评价与工作满意度的关系研究. 华东理工大学硕士论文, 上海. 吴超荣, 甘怡群(2005). 核心自我评价: 一个验证性因素分析. 北 京大学学报(自然科学版), 4期, 622-627. 吴琛(2009). 中学生核心自我评价与归因方式及社交焦虑关系研究. 曲阜师范大学硕士论文, 曲阜. 谢义忠, 时勘, 宋照礼, 牛雄鹰(2007). 就业动机因素与核心自我 评价对失业人员心理健康的影响. 中国临床心理学杂志, 5期, 504-507. 许思安, 杨晓峰(2009). 核心自我评价: 教师心理幸福感的重要影 响因素. 中国特殊教育, 3期, 90-96. 杨晓峰, 李玮(2009). 内蒙古大学生核心自我评价与主观幸福感关 系分析. 中国学校卫生, 6期, 537-539. 杨晓峰, 许思安, 郑雪(2009). 大学生社会支持、核心自我评价与主 观幸福感的关系研究. 中国特殊教育, 12期, 83-89. 姚琼, 黄卫明, 马庆玲(2010). 大学生核心自我评价与专业承诺、学 习满意度的关系研究. 安徽理工大学学报(社会科学版), 1期, 88- 91. 曾红, 黎光明, 温海英, 黄文庚(2011). 大学生隐性逃课与人格特征 及核心自我评价的关系. 中国学校卫生, 7期, 793-794+799. 曾红, 李玮, 杨晓峰, 黎光明(2010). 内蒙古大学生核心自我评价 与学习倦怠的关系. 中国学校卫生, 9期, 1073-1075. 张丽(2007). 基层民警职业倦怠及核心自我评价与其相关的研究. 南京师范大学硕士论文, 南京. 张丽华(2009). 青岛市高中生核心自我评价与主观幸福感的关系研 究. 吉林大学硕士论文, 长春. 张翔(2007). 核心自我评价的测量及其对员工工作态度和工作绩效 的影响. 河南大学硕士论文, 开封. 张翔, 杜建政(2011). 核心自我评价对员工心理与行为影响的实证 研究. 心理研究, 1期, 44-48. 张翔, 赵燕(2009). 师范专科生核心自我评价与心理健康状况的关 系. 中国学校卫生, 2期, 129-130. 张翔, 赵燕(2010). 核心自我评价与员工工作态度 的关系研究. 石 家庄学院学报, 3期, 89-92. 赵燕(2011). 企业员工核心自我评价与工作绩效的关系研究. 重庆 交通大学学报(社会科学版), 3期, 71-73. 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