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结果令人信服地证明了，某些激素和神经递质对应于诸如外向和冲
动之类的行为。但是，朱克曼总结他的结果时却很慎重，他说，“我们
不是这样继承人格特性或甚至行为机制的。”（p．331）他指出我们所
继承的化学模板以一种尚不知道的方式与赫布提出的那些因素相互
间发生着影响。“只有通过学科间的交叉，发展与比较心理生理学的
研究，才能提供答案”（pf 332），这些答案是关于因素闻的交互作用。
变量介绍
在这里我们只以一种类型的个别差异（智力）为例来说明，但其
一般原则也同样适用于其他的个别差异。
因变量
智力研究中的因变量是每个实验者使用的智力测量。由于不同
的实验者对关于智力是什么的问题回答不同，所以很难制订一个能
被所有人接受的统一的涮量。实证的途径通常是基于对儿童成长过
程的观察。随着年龄的增长，儿童总是能完成更复杂和更困难的任
务。对任何一个给定年龄的个体来说，都可以通过测试大量的有代
表性的样本来确定该年龄段在完成某些特定任务（或题目）时的平均
水平。这些特定的任务或测验项目将根据它们与学业成功的客观标
准（如分数和阅读水平）和主观标准（如教师评定）的相关来选择。在
任何一个特定的年龄水平，都有一个儿童通过的平均项目数。如果
一个7岁儿童通过的测验项目数与9岁儿童的平均项目数相同，那
么我们可以说这个儿童具有了9岁的心理年龄。智力商数，或IQ，
是指心理年龄腺以足龄再乘以100，或者（在这个例子中）9/7×lOO
= 129。根据定义，100分意味着一个个体得到了她或他的年龄段的
平均成绩，并且每距这个平均数15分时就表明差了一个标准差（见
附录B）。IQ的变式可以被用作智力的指标。
一个纯粹分析的智力测验（目前一般的使用中根本见不到）将包
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笔十二章个戳差异s爱最』
含许多被设计出的亚测验以测量人们信息加工系统的许多具体特
性。例如，短时记忆能力和扫描率、长时记忆组织和通路时间、各种
任务中信息的最大传递率以及注意分配的能力等都属于信息加工系
统的特性。就像实证的测验那样，在这些任务上的作业水平可以与
标准分数进行比较。计算出个体在所有单独任务上的得分就能够进
一步获得一个综合分数，该分数可以被用来预测将来的学业水平。
自变量
所有的个别差异，包括智力，都是被试变量而不是真正的自变
量。人类智力方面的研究常常是为了确立基因的，而不是环境的因
素在智力形成过程中的相对重要性。一种方法是考察，在同样的家
庭和不同的家庭中长大的，同卵（一模一样的）孪生儿、异卵（不一样
的）孪生儿、其他的兄弟姐妹以_及不相关的儿童。在这些研究中有关
基因相似性这一变量做了如下的设计：同卵孪生儿（当然）有着完全
相同的基因遗传＋异卵孪生儿以及其他普通的兄弟姐妹之间的基因
相似性程度低于同卵挛生儿，而不相关儿童之间的基因相似性程度
最低。而环境相似性则是这样变化的；即在同一个家庭中长大的儿
童比在不同家庭中长大的有着更多的类似经验。
针对环境相似性的定义，同时叉出现了许多的反对意见。首先，
假定同一家庭中的每对儿童之间具有相同的类似经验是没有道理366
的。如果没有其他特别的原因，孪生儿，尤其同卵孪生儿，在遇到各
种家庭事件时常常会比同年龄其他的配对孩子受到更为相似的对
待。此外，养子女和亲子女也可能是以略微不同的方式被对待的，即
使他们的年龄相同。第二个反对源于养子女比亲子女来到家庭的时
间略迟，即使有的只迟几周或几个月。尽管在10到15岁或更大些
时所测量的智力几乎没有表现出上述的种种细微差异，但许多研究
都已证明了早期经验对儿童的智力发展至关重要。第三个反对源于
成为一名家庭成员之前那段日子发生的经验的潜在影响，部在出生
前环境中的经历。与基因遗传的状况一样，这些出生前的经验，一般
来说，孪生儿最相似，普通的兄弟姐妹次之，而不相关的儿童之间则
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最差。出生前和出生后早期经验的相似性可能因此会与基因相似性
相关，那么再据此把一个或另一个解释为与所测量的智力相关就很
冒险了。
控制变■
在智力研究中，很难一一指出它的控制变量。惟独有一个需要
控制的最重要因素，即通常具体的学习被认为会影响测验结果。如
果某些特定的被试之前学过许多测验项目的答案，而不是测验时“推
导”出答案，那么他们显然要比那些没学过这些特定事实、单词或关
联的个体表现得更聪明。尽管，为了保证更多的“文化公平”或减少
特定学习经验的影响，许多项目已经从现代的智力测验中删除了；但
完全消除学习、语言的运用、动机、文化知识、测验以及其他已知会干
扰智力测量的因素的影响是不可能的。如果智力只被解释为在校成
功的可能性，那么这就不是问题了，因为这些其他的因素无疑会影响
在校的表现。但如果智力被解释为“心理容量”或诸如此类的结构，
那么这些无关变量的影响必须被减少到最小。
12。1 实验主题与研究范倒
主鹰测量信度
范例智力与发展的研究设计
当心理学家说到信度时，他们是指对某一数量的多次测量的一
致性。你可能会假设你对同一事情的几次测量都将产生同样的数
目，当然这是在不考虑已经存在误差的情况下。事实上，在一组测量
中几乎总是会有变异｝变异量决定了测量仪器和程序的信度。心理
学家提到了“误差”一词，顾名思义，它并非由某个人不小心造成的，
而是某些特定的不可避免因素引起的无法预测的数据变异。这些误
差源常常超出了研究者的控制，以至需要在相继场台中相同条件下
的施测来增加测验信度。
如果同样的条件能够被保证，那么测量中的变异将是由所测量
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第十二章个瓢差异s发鼠／
的真正变化引起的。如果你的身高被测量了两次，结果是5'8”和
5'IO“，那么请问这是由误差引起的还是由你身高的真正变化引起
的？答案可能是非此即彼，也可能是两个都有。但条件越相近，就越367
不可能把差异归结为身高的真正变化。你知道身高的变化速度，或
者说知道一个人真正身高的稳定性。
智力比身高还难于测量，因为其误差源更难以发现。一个人的
智力测验成绩可能受很多即时无关变量的影响，诸如，这个人昨天晚
上的睡眠情况，测验前她或他是否吃得好，等等。若想了解智力的稳
定性情况同样也很难。智力是变化的，还是终其一生都很稳定？如
果它变化得很明显，那么它在一周、一月、一年、或十年之内能变化
吗？这些是心理学家想要回答的问题；回答它们就需要测量智力。
但是警觉的读者会发现，我们现在已经把自己推进了一个逻辑上的
循环之中。让我们再从头开始并试着走出来。
一般而言，同一数量的几次测量确实不会一致。这个变异可能
是误差或测量量的真正变化引起的。没有一些额外昀假设，我们不
能判定在我们的测量中有多少误差。因此，如果智力变化了，我们怎
样才能发现呢？一个有用的假设——能够打破逻辑循环的假设——
是在一个相对短时期内测量量保持相对稳定。（如果一个研究者早
上测量丁你的智力之后下午又重测了，那么任何的变化都可以被假
定为是由测量误差引起的而不是智力上的真正变化。）使用这个假
设，研究者就能够估算测量误差，并试着去提高和详细说明测量仪器
的信度。那么有关量的稳定性问题，本例中指智力，就能够被回
答了。
我们先来回顾一些测验发展者用来评估他们的测量信度的技
术。然后再回顾一个多年来尝试着确定智力稳定性的研究。
测验信度
起初我们注意到，智力的概念并没有从理论上被很好地定义。
一些理论家假定了许多独立的心理能力，或许已超过了100种
（Guilford； 1967）。另一些人则相信，存在一个基本的心理能力和其
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他被分离出来的许多具体能力，但这些具体能力不及基本能力重要
（Herrnsteiri和Murray，1995）。这个基本能力被描述为“一种抽象
推理和问题解决的能力”（Jensen，1969，p．19）。为了对它进行测
验，我们集合了许多问题或任务并呈现给个体，同时要求他们在一个
给定的时间内解决。把每个个体的分数与其他人的进行比较，在完
全相信这些分数之前，我们还需要知道它们的信度。如果我们在第
二天或一周后再测验他们，还会得到同样的分数吗？由于我们不相
信在如此短的时间内这个根本能力会发生明显的变化，因此，如果出
现了测验分数的大变化，我们就可以归结为测量误差，这也说明我们368
的测验没有信度。在一个短时期内相继给出两次同样的测验以确定
一个测量的被称之为测验一再测信度的东西。它通常以对大样本被
试的第一次和第二次测验分数之间的相关来表示。
一个略有差别的程序可以避免诸如特殊的练习效应乏类的问
题。这个技术需要在两次施测中提供一个该测验的预备或平行形
式。如果此时两次测验分数的相关仍然很高，那么就证明了测验信
度是存在的。而且，该测验的两种形式是否等值也可以以这种方式
来确定。
第三个计算信度的程序是通过呈现一个单独的测验来进行的。
这个技术提供了分半信度，它把同一个测验的项目随意地分成两组
（诸如序号为奇数的一组和序号为偶数的一组）并计算在该测验两个
半组上得分的相关。如果相关高，则说明测验信度确实存在。此外，
测验项目之间的等值也被确立了。
智力铡■的稳定性
通常能在现代的智力测验中发现很高的测验一再测信度（大约
0。 95的相关）。如果我们把这些测验看作是有信度的，那么我们就
能进一步问：个体被测量到的智力终其一生的稳定性如何。有许多
纵向研究已经开始探讨这个问题了，并且大约每十年总有一些报告
发表以便于当代人了解。一个研究报告（Kangas和Bradway，
1971）包括了不同时间在同一组被试身上进行的测验结果。其测验
的具体时间是：被试的平均年龄只有4岁多的1931年时首次进行的
斯坦福一比纳测验，以及后来的1941年、1956年和1969年进行的重
测。最初的样本是由旧金山海湾地区的儿童组成，他们是斯坦福一比
纳量表修订时所需要的全国标准化群体中的一部分。研究中运用了
两种形式的测验。在1941年，用同一个量表对138名被试进行了再
测；在1956年，IlI名被试受到了韦克斯勒成人智力量表和斯坦福一
比纳测验的再测。在1969年，只剩下48名被试同意被再谟l。
在探讨这个研究的结果之前，我们应该知道它们只能代表那些
被收集数据的被试群。当然，它们也将代表与上述被试类似的群体。
它们可能会也可能不会代表在重要方面与上述被试不同的群体。
坎加斯（Kangas）和布雷德韦（Bradway）提供的数据表明，在
1969年所测的48名被试与1956年施测的111名被试没有什么差
异。他们提供了两个年段的平均数和标准差以及每个年龄的斯坦
福一比纳测验的IQ值，并发现这两个样本之间没有差异。
作者还对分数之间进行了配对相关的计算，其中1931年取的是
两个平行铡验值的平均数。在每个年龄都使用了斯坦福一比纳（S…B）
智力测验，而在1956年相1 969年还使用了韦克斯勒成人智力量表
（WAIS）。结果列在表12…1中。注意：WAIS包含一个言语部分和
一个作业部分，两部分的分数放在一起才能得到完整的分数。当你
从左往右看这个表时，你能看到，随着测验阃隔时间的增大，系列测369
验之间的相关减小。当计算平均年龄为4。1岁的学前儿童智力与其
他分数（表的最上边）之间的相关时，这种减小尤其明显。当计算成
人的相关时，它们的系数就要大得多。但是，所有表12…1中列出的
相关都具有统计上的显著性；因此可以说儿童4岁时测出的分数能
够在某种程度上（0。 41的相关）预测他们将来，哪怕是41； 6岁时的
情况。（我们应该也注意到，给4岁儿童施测的智力测验在问题的类
型上与年长儿童有很大的不同；这可能有助于解释他们之间的低相
关。）
当从表的上部看到底部时，你可以看得出随着被试年龄的增长
1969年的测量值与前几年之间相关的增大。当只用S…B分数而
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表n…i 1931…1~69年期问四个年龄的IQ谢验舟教之间的相关
测 验
1941｛ N
…。 138） 1956《 N …。 109…111 ' ） 196e（ N…48）
WAIS WAIS
r》c舅黼碧警蒋胁碧警
J931 S…B
（L和M形式） 0； 65 0；59 0。 64 0t 60 0。 54 0； 41 0。 39 0。28 0。29
1941 S…B
（L形式） 0。 85 0… S0 0。81 0~t 0。 68 0。 53 0。 57 0； 18
1956 S…B
（L形式） 0。 83 0。 89 0＋ 46 0。77 0。58 0。 68 0。 14
1956 WAIS
总分 0＋ 87 0＋ 84 n 72 0。 73 0。 69 0＋ 41
言语分 O＋ 59 0＋ 73 0＋ 63 0。700。 20
操作分 n 36 0＋ 67 0。 47 0。 57
1969 S…H
（L…M形式） 0。77 0。 86 0。 36
1969 WAIS
总分 0。 87 0。 74
言语分 0。 38
洼：S…B是斯坦福一出纳测验，它在所有的年龄段上都旖测丁；WAIS是韦克
斯勒成人智为量表，它只在1956和1969年杖施测了＋所有的相关都
在0。 OI水平上显著。（取自坎加斯和布雷德韦，1971，表2。此表的
1931…1956部分是从布雷德韦和汤普森1962年发表于教育心理学杂
志上的一篇文章中摘取重印的。版权归美国心理学会。重印时得到了
许可。）
*由于两个被试的数据不完整，因此计算任何一个相关时所需要舶总被试
数就从109变成丁111。
不是WAIS分数之间求相关时，其相关系数还更高l并且反之亦然。
由于斯坦福一比纳测验是言语的，所以它不可能与WAIS作业部分
有相当高的相关。表12…1中列出的结果表明，对于这个而言，37年
间智力相当稳定。
坎加斯和布雷德韦研究的另一个有趣的发现是＋从4。 1…41。6
岁每个测试年龄上测验分数都增多了。这个增多对男性和女性（各
B～
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24人）进行了分别的探讨，并且又把这两个组进一步分成高得分组、
中等得分组和低得分组，组员分别是每个性别中最高分数的八人、中
等分数的八人和最低分数的八个人。结果被显示在图l