Jennifer D. Campbell, Paul D. Trapnell, Steven J. Heine, Ilana M. Katz, Loraine F. Lavallee, and Darrin R. Lehman 英屬哥倫比亞大學 (University of British Columbia)
人格與社會心理學期刊 1996 年，第 70 卷，第 1 期，141-156 頁 版權所有 1996 年，美國心理學會（American Psychological Association, Inc.）
摘要 自我概念清晰度（Self-concept clarity, SCC）指的是自我概念的一個結構層面：個人對自我信念的定義明確且自信、內部一致以及時間上穩定的程度。本文報告了「自我概念清晰度量表」（SCC Scale）的編製，並檢驗了：(a) 它與自尊（SE）、大五人格維度及自我關注注意力之間的相關性（研究 1）；(b) 其效標效度（研究 2）；以及 (c) 其文化邊界（研究 3）。低 SCC 獨立且顯著地與高神經質、低自尊、低盡責性、低宜人性、長期的自我分析、低內在狀態覺察，以及反芻式的自我關注注意力相關。 SCC 量表在兩個外部效標（自我描述的穩定性與一致性）上預測了獨特的變異。與東方和西方「自我建構」理論一致，相較於加拿大參與者，日本參與者表現出較低的 SCC 水平，且其 SCC 與自尊（SE）之間的相關性也較低。
過去幾十年來，心理學家對自我概念的看法經歷了巨大的轉變（Markus & Wurf, 1987）。早期的研究者將自我概念視為一個單一、鐵板一塊的實體——一種穩定、概括性的自我觀點，且通常將研究重心放在自我概念的單一方面：自尊。相反地，當代研究者依賴的是一種多面向、動態的建構，在這種建構中，自我概念被定義為一種認知基模（cognitive schema）——一種組織化的知識結構，包含關於自我的特質、價值觀、情節與語意記憶，並控制著與自我相關資訊的處理（例如，Greenwald & Pratkanis, 1984; Kihlstrom & Cantor, 1984; Kihlstrom 等, 1988; Markus, 1977）。
目前的概念化允許區分自我概念的「內容」與其「結構」。內容可以有效地細分為知識成分（我是誰/我是什麼？）以及評價成分（我對自己的感覺如何？）。知識成分的例子包括對自己特定屬性（如特質、外貌特徵）的信念，以及角色、價值觀與個人目標。評價成分則包括特定自我信念的正向程度與自尊——自尊是將「自我」視為態度對象所產生的整體自我評價。自我概念的「結構」特徵指的是知識成分或特定自我信念是如何組織的。例如，Linville（1985, 1987）創造了「自我複雜度」（self-complexity）一詞，用來代表構成該組織基礎之不同或獨立維度的數量。 Donahue 及其同事（Donahue, Robins, Roberts, & John, 1993）則關注複雜度的另一個層面：這些維度被整合的程度。另一種結構變數可以從 Showers（1992）關於「區隔化」（compartmentalization）的研究中找到，即正向和負向的自我信念存在於不同維度的程度。
本文關注的是自我概念的另一個結構層面，即「自我概念清晰度」（self-concept clarity, SCC；Campbell, 1990; Campbell & Lavallee, 1993）。 SCC 定義為個體的自我概念內容（例如，感知到的個人屬性）定義清晰且具自信、內部一致且具時間穩定性的程度。有兩點有助於使這個清晰度建構變得更加聚焦。
首先，清晰度與許多其他較傳統的建構有重疊之處。一個明顯重疊的建構是「認同」（identity；包括達成、狀態、整合等）。然而，認同包含了比清晰度更豐富、更複雜的元素（例如，Adler, 1959; Allport, 1961; Baumeister, 1986; Erikson, 1959; Marcia, 1980），這些特徵使得認同這個建構在實證評估上相當困難。文獻中也存在著大量比清晰度更為狹隘的重疊建構。例如，Rosenberg（1965）的自我概念穩定性概念著重於自我信念的時間穩定性，而角色變異性（Block, 1961a）與自我一致性（Gergen & Morse, 1967）建構則涉及自我信念的內部一致性。此外，霍根人格量表（Hogan Personality Inventory）的認同量表（Hogan, 1986）以及認同整合量表（O’Brien & Epstein, 1988）著重於對自我的普遍確定性，結合了確定性的表現形式，如果斷性與定義明確的長期目標。
其次，清晰度是人們對自己的信念（即他們的自我概念）的一種特徵。它對於這些信念的「準確性」保持沉默（不作預設），因此並不必然意味著擁有洞察力或意識到自身行為潛力的那種「自我認識」（Wicklund & Eckert, 1992）。一個人可以持有高度清晰表述的自我信念，但從行為的基礎來看，這些信念可能被認為是不準確的。
清晰度以及前述的其他結構變數（如自我複雜度），在理論上是獨立於自我概念內容的。也就是說，任何特定的自我信念集合，原則上都可以被組織成不同的複雜度，或以不同程度的自信與穩定性來持有。然而，Campbell（1990; Campbell & Fehr, 1990; Campbell, Chew, & Scratchley, 1991; 另見 Baumgardner, 1990）證明了清晰度與整體自尊（內容的評價成分）之間存在關聯。雖然高自尊者對自我持有正向、表述清晰的信念，但典型低自尊者相較之下並「沒有」一個定義明確的負向自我觀點。低自尊者的自我概念用「評價中立」來描述會更貼切，且更重要的是，他們的自我概念特徵是相對較高的不確定性、不穩定性與不一致性（亦即低清晰度）。
事實證明，自我尊嚴-清晰度關係的展現在理論上非常有用，有助於理解自尊文獻中許多矛盾、令人困惑且似是而非的發現。雖然篇幅所限無法在此回顧，但一些無法輕易透過提及自我信念正向程度差異來理解的自尊現象（例如，低自尊的可塑性，Brockner, 1984），可以透過高自尊和低自尊者在其自我信念的清晰度或確定性上存在差異這個事實，獲得具說服力且簡潔的解釋（例如，Baumeister, 1993; Blaine & Crocker, 1993; Campbell & Lavallee, 1993; Setterlund & Neidenthal, 1993; Tice, 1993）。
然而，這些解釋的有效性取決於一個假設，即清晰度如同自尊一樣，可以被概念化為一種相對穩定的特質。雖然這個假設看似合理，但目前尚未得到支持。檢驗自尊與清晰度關係的實證研究，通常會先讓參與者填寫標準的自尊自我報告量表，隨後在一些非干擾性（unobtrusive）的清晰度測量上對他們進行測試（例如，他們自我描述的極端性、內部一致性和時間穩定性）；這種關係的證據在於跨研究與測量方法中出現的聚合關聯（Campbell & Lavallee, 1993）。
研究目的
本文的首要目的是確認自我概念清晰度是否是一種相對穩定的個體差異或特質，更具體地說，它是否能被自我報告（self-reports）可靠地捕捉。也就是說，那些自我認知缺乏清晰度的人，是否能充分意識到自己的狀態並報告出來，且這些自我報告是否能隨著時間保持穩定？進一步的目的是，鑑於清晰度與自尊之間已建立的實證連結，要確定清晰度和自尊的特質測量是否能在自我報告中被可靠地區分開來。
這第一個目的絕不否認將清晰度、自尊或自我概念的任何其他成分概念化為一種「狀態」（state，例如動態或工作自我概念 Markus & Wurf, 1987；認同圖像，Schlenker, 1985）的有效性或實用性。用 Conley（1984）的術語來說，自我概念清晰度是一種「自我意見」（self-opinion）——這是一種個體差異類型，既可作為狀態也可作為特質來評估，因為雖然它容易受到環境影響，但它也表現出高度的時間穩定性（Conley 認為，在超過 10 年的時間跨度下，自我意見的穩定性略低於智力和人格特質）。實際上，自我意見個體差異的雙重性質，在自尊文獻的理論論述中，也被強調在清晰度、暫時自尊水平與工作自我概念之間的預設相互作用中（例如，Campbell & Lavallee, 1993）。
第二個目的是透過檢驗清晰度與其他潛在人格特質的關係，來探索清晰度建構的律則網路（nomological network）。我們檢驗的其他特質是基於大五（Big Five）人格模型，由於其被證實的全面性（Briggs, 1992; Goldberg, 1990, 1993; Wiggins & Trapnell, in press），目前是測量正常範圍特質維度的首選模型。我們預期清晰度將與神經質（Neuroticism）、盡責性（Conscientiousness）和外向性（Extraversion）相關（為避免冗長，我們將這些關係的理論依據留到「總討論」中說明），且實證證明這些關係可能產生與在自尊文獻中出現的那些相媲美的效益。
第三個相關的目的是探討清晰度與持續關注自我（即自我意識，self-consciousness）之間的關係。有人認為，較高程度的自我關注應該會產生一個更清晰表述的自我基模（例如，Buss, 1980）。許多研究支持這個主張（例如，Kernis & Grannemann, 1988; Nasby, 1985, 1989; Scheier, Buss, & Buss, 1978），且與這種對自我關注普遍正向的觀點一致，也有研究顯示自我意識可能緩衝壓力生活事件的不利影響（例如，Mullen & Suls, 1982; Suls & Fletcher, 1985; cf. Frone & McFarlin, 1989）。然而，自我關注、負向情感狀態和心理病理學之間的密切關聯，暗示了對自我注意力的一種更為負向的觀點。在他的文獻回顧中，Ingram（1990）發現自我關注水平升高是心理病理狀態和疾病中如此普遍的特徵，以至於他得出結論：「這個過程在疾病中明顯的普遍性，使得我們很難找到任何不伴隨自我關注注意力增加的失調現象」（第 156 頁）。其他研究表明，負向情緒與自我關注注意力的增加有關，甚至可能導致自我關注注意力的增加（Wood, Saltzberg, & Goldsamt, 1990; cf. Salovey, 1992）。
這兩方面的證據暗示了一個關於心理適應的「自我沉浸悖論」（self-absorption paradox）：儘管高度自我關注的個體擁有較高水平的心理困擾與病理狀態，但他們卻比低度自我關注的個體擁有一個更清晰、定義更好的自我結構。雖然這種模式與文獻中提到的「悲傷但清醒」（sadder but wiser）現象一致（Alloy & Abramson, 1988），但它與正向的「清晰度-自尊」關係（Campbell, 1990）直接矛盾，也與顯示高自我意識者更容易受外部線索和回饋影響的研究（Hull, Van Treuren, Ashford, Propsom, & Andrus, 1988）相抵觸。
為了對這些矛盾的發現提供一些見解，我們檢驗了清晰度與幾個測量氣質性自我關注注意力的量表之間的關係。被最廣泛使用的氣質性自我意識分類（Buss, 1980）是透過公眾與私人自我意識量表（Public and Private Self-Consciousness Scales; Fenigstein, Scheier, & Buss, 1975）來操作化的。「公眾量表」測量對外在自我（將自我作為社會客體）的注意力或覺察；而「私人量表」則測量對個體內在思想、感覺和態度的注意力或覺察。然而，私人量表的單一維度性受到一些研究的質疑（Burnkrant & Page, 1984; Gould, 1986; Lennox & Welch, 1987; Mittal & Balsubramanian, 1987; Piliavin & Charag, 1988），這些研究顯示出兩個明顯不同的因素（但請見 Britt, 1992; Bernstein, Teng, & Garbin, 1986，反對將私人量表分為兩個因素的論點），這些因素通常被稱為「自我反思」（Self-Reflectiveness, PRIV-SR）與「內在狀態覺察」（Internal State Awareness, PRIV-ISA）。 PRIV-SR 包含六個題項，包括「我總是試圖弄清楚自己」和「我經常反思自己」。 PRIV-ISA 包含四個題項，包括「當我解決問題時，我能意識到我的思維運作方式」和「我對自己情緒的變化很警覺」。我們將清晰度與這兩個因素分別進行相關性檢驗（除了整體量表之外），因為儘管低清晰度可能合理地導致個體進行頻繁的自我分析（為了試圖「弄清楚自己」），但它也可能與個人自覺缺乏對內在狀態、情緒和感受的意識有關。
我們也使用了 Trapnell 和 Campbell (1995) 最近提出的一種氣質性自我注意力的第二種分類。該模型區分了兩種引導注意力轉向自我的假定動機狀態：好奇心（curiosity）和焦慮（anxiety）。我們開發了「反思-反芻問卷」（Reflection-Rumination Questionnaire, RRQ）來測量在這兩種動機上不同的自我意識種類的個體差異。「反思量表」測量一種與對自我產生認識論興趣相關的自願性、情緒正向形式的自我關注（例如，「我喜歡探索我的『內在』自我」）。「反芻量表」測量一種與威脅或不確定性相關的非自願性、情緒負向形式的自我關注（「有時我很難關掉關於我自己的想法」）。量表的發展和驗證在其他地方已有報告（Trapnell & Campbell, 1995），但我們在此指出，反思和反芻 (a) 是相對獨立的自我意識形式（r < .25），(b) 與 PRIV-SR 子量表的相關性同樣高（rs > .50），(c) 與 PRIV-ISA 子量表的相關方向相反，以及 (d) 與不同的大五維度相關——反思與開放性相關（r > .60），而反芻與神經質相關（r > .60）。
最終的研究目標是探索 SCC 建構的文化邊界。 Markus 和 Kitayama (1991) 認為，來自西方和東方文化的人對自我有著截然不同的建構。「西方（或獨立）的自我建構」將自我視為一個獨立、自給自足、自治的實體。自我擁有獨特且穩定的內在屬性組合，掌控個體在不同情境中的行為。「東方（或相互依賴）的自我建構」將自我視為一個相互關聯的實體，只有被置於人際脈絡中時才最有意義。內在屬性被視為依情境而定，即使認知到不變的屬性，這些屬性往往也不被視為對自我的診斷，而是為了與他人達到和諧而需要控制或調節的方面。
SCC 看來是一個與西方自我建構密切一致的建構——獨立的（而非相互依賴的）自我應該擁有清晰定義、一致的內在屬性集，且在不同情境中保持穩定。為調查這種可能性，我們在加拿大和日本樣本中測量了清晰度和自尊，期望：(a) 加拿大人會表現出較高平均水平的清晰度；(b) 因為清晰度捕捉到了僅在西方文化中規範性規定的特徵，所以在加拿大人中會發現清晰度與自尊之間有更顯著的關聯。
研究概述
在研究 1 中，我們報告 SCC 量表的開發，並檢查其與自尊、大五人格維度以及不同形式自我關注注意力的關聯。評估一個量表的聚合效度、區別效度與建構效度，包含證明其與其他建構測量指標的相關模式符合 (a) 建構的定義或概念規範，以及 (b) 關於建構心理前因與後果的理論命題 (Wiggins, 1973) 。因此，本研究不僅擴展了清晰度建構的律則網路，同時也建立在 SCC 量表效度的基礎上（只要其相關模式符合理論預期）。第二方面的效度是外部效度或效標效度（criterion validity），即測驗分數與建構在非測驗表現上以理論一致的方式相關的程度 (Wiggins, 1973) 。我們在研究 2 中檢驗了 SCC 量表的外部效度，使用 SCC 分數來預測自我描述的內部一致性與時間穩定性。在研究 3 中，我們透過對比加拿大和日本樣本中的 SCC 分數與 SCC-自尊相關性，探索了清晰度建構的文化邊界。
研究 1
方法
參與者 三組選修英屬哥倫比亞大學心理學導論課程的大學生完成了一套人格問卷。在研究 1a 中，我們測試了 471 名參與者，年齡介於 17 至 44 歲之間（M = 19.11, SD = 2.51）。在註明性別的人中，167 名為男性，295 名為女性。研究 1b 包含 608 名參與者，年齡介於 17 至 42 歲之間（M = 19.37, SD = 2.55）；262 名為男性，328 名為女性。在研究 1c 中有 465 名參與者，年齡介於 17 至 48 歲之間（M = 19.61, SD = 3.15）；138 名為男性，312 名為女性。所有參與者皆獲得額外的課程學分作為參與報酬。
測量工具 研究 1a-1c 是在連續三個學年中進行的。因為他們在施測的測試組內容上有所不同，我們在下方註明了哪些研究包含哪些測量工具。除非另有說明，參與者對所有量表項目的回應均使用 5 點 Likert 量表，選項範圍從「非常不同意 (1)」到「非常同意 (5)」。
- SCC (自我概念清晰度)。研究 1a 的測試組包含最初設計用於測量清晰度的 40 個題項池。有些題項評估感知到的自我信念的確定性、時間穩定性和內部一致性，而其他題項則探究 SCC 相當直接的分支結果，如果斷性和明確表述的目標。最初的 40 題池是透過剔除（並有時修改）測量相關建構的已出版量表（例如 Rosenberg [1965] 的自我概念穩定性量表）中的題項以及建構新題項而生成的。在研究 1b 和 1c 施測的測試組包含了原始題項池中選出的 20 題子集。
- 自尊 (Self-esteem)。我們在研究 1a 中包含了兩種自尊測量方法：Rosenberg (1965) 自尊量表（測量概括的、整體的自我價值感）以及德州社會行為量表 (TSBI; Helmreich, Stapp, & Ervin, 1974，著重於社會自尊或感知的社會能力) 。研究 1b 和 1c 僅包含 Rosenberg 量表。
- 大五人格測量 (Big Five measures)。在研究 1b 和 1c 中，我們使用 NEO-FFI (Costa & McCrae, 1989) 測量了大五人格因素，這是一個包含 60 題的 NEO 人格量表短版 (Costa & McCrae, 1985) 。 FFI 的信效度證據令人印象深刻，五個 12 題 FFI 量表解釋了完整 NEO-PI 聚合標準中約 75% 的變異 (Costa & McCrae, 1989) 。 正向與負向情感量表 (PANAS; Watson, Clark, & Tellegen, 1988) 包含 20 個形容詞，10 個測量負向情感氣質情緒維度（NA；如緊張、敵意、羞愧），10 個測量正向情感（PA；如自豪、熱情、受啟發）。 Watson 和 Tellegen (1985) 將 NA 和 PA 確定為情感體驗最高層次的維度。 NA 與神經質之間以及 PA 與外向性之間的強烈關係 (Meyer & Shack, 1989; Watson & Clark, 1992)，導致一些理論家建議將神經質和外向性重新標記為負向情緒性 (Negative Emotionality) 和正向情緒性 (Positive Emotionality) (Tellegen, 1985; Tellegen & Waller, in press) 。 我們也施測了測量神經質特定層面的量表。研究 1a 和 1c 包括 Taylor 顯性焦慮量表 (TMAS; Taylor, 1953)，研究 1b 和 1c 包括 Beck 憂鬱量表 (BDI; Beck, 1967)，研究 1c 包括壓抑-敏感化量表短版 (R-S: Byrne, 1961) 。 TMAS 是一份是非題問卷，包含 50 個從明尼蘇達多相人格量表 (MMPI; Hathaway & McKinley, 1951) 中基於表面效度選出的題項，用以測量顯性特質焦慮。該量表被認為是 NA 或神經質現有最好的標記之一 (Watson & Clark, 1984) 。我們在研究 1c 中使用 Bendig (1956) 開發的 20 題 TMAS 短版，而非原來的 50 題版本。 BDI 是一個包含 21 題的憂鬱指標，廣泛應用於大學生群體 (如 Alloy & Abramson, 1982) 。 R-S 量表由 MMPI 的是非題項組成，基於表面效度選出，用於操作化「壓抑-敏感化」特質，即在認知上迴避與接近威脅性感知、思想和感覺的傾向 (Bell & Byrne, 1978; Gordon, 1957) 。我們使用了 Paulhus 和 Levitt (1983) 建構的 43 題短版，他們報告的 alpha 信度和基於混合性別樣本的因素結構，與原 R-S 量表報告的結構非常相似。 最後，研究 1c 的測試組包括了一份 18 題短版的認知需求量表 (NCOG; Cacioppo, Petty, & Kao, 1984)，該量表測量參與並享受思考的傾向 (Cacioppo & Petty, 1982)，這個建構與大五人格的「開放性」維度重疊。透過對原始量表進行因素與心理測量分析而建構的這份 18 題短版，可能是比長版本更少問題的建構測量指標，因為長版本曾因其多維度性而受批評。
- 自我意識 (Self-consciousness)。我們在所有三個研究中都施測了自我意識量表 (Fenigstein 等, 1975) 。我們自己樣本中的因素分析一致地複製了其他研究者（如 Burnkrant & Page, 1984）所報告的結果：公眾量表是單一維度的，但私密量表分成了兩個預期因素：PRIV-SR（6 題）和 PRIV-ISA（4 題）。我們分別將對這 6 題和 4 題的回應加總，得出 PRIV-SR 和 PRIV-ISA 的子分數。在研究 1b 和 1c 中，參與者也完成了 RRQ (Trapnell & Campbell, 1995) 。
- 其他測量工具 (Other measures)。我們在研究 1a 和 1c 中施測了 Marlowe-Crowne 社會期許量表 (MC; Crowne & Marlowe, 1960)，包含 25 個是非題，以評估對 SCC 量表的回應與社會期許反應傾向相關的程度。在研究 1a 中，參與者還對 16 個形容詞對自己進行評分，每個形容詞代表 Wiggins (1979) 人際特質環狀模型 16 個扇區之一的標籤。我們在研究 2 中使用了這些前測評分，並在其中檢查參與者自我描述的時間穩定性。
結果
我們首先將重點放在與 SCC 量表開發和信度相關的數據上。接著，我們檢驗 SCC 量表與其他建構測量指標之間的相關性。最後，我們報告迴歸分析，提供了與清晰度獨立的人格伴隨因素的描繪。
SCC 量表 從初始題庫中，我們根據內部一致性和缺乏項目冗餘性的原則選擇了 20 個項目。這個原始的 20 題量表（報告於 Campbell, Katz, Lavallee, & Trapnell, 1991）包含了三個高度相互相關的因素（平均 r = .52），反映了一般清晰度、目標導向和果斷性。我們隨後決定，無論在理論還是實務上，一個專注於自我概念認識論狀態的較短、單向度量表更佳。我們的理由是，儘管果斷性和目標導向無疑是清晰度的邏輯表現，但這兩者各自代表了廣泛的建構，並且與大量其他重要特質建構（例如支配性、盡責性、職業認同）共有許多特徵。因為納入此類項目可能不必要地使對 SCC 量表及其關聯的解釋變得複雜，我們選擇讓項目集保持簡潔且在概念上盡可能明確。因此，我們僅保留了載荷在第一個因素上的那 12 個項目。保留的項目測試了自我信念的感知內部一致性和時間穩定性，以及更一般性的自我確定性項目。¹ 表 1 顯示了選入最終量表的 12 個項目，以及平均因素載荷（主成分分析）和平均校正項目-總分相關。表 2 顯示了三個獨立樣本的量表統計數據。
(譯註¹: 原文腳註 1：項目 12 同時包含果斷性和目標導向內容，但我們保留了它，因為它在第一個因素上的載荷最重。對於曾使用過原始 20 題量表的研究者，研究 1 和 2 中報告的相關性與較早版本量表所獲得的相關性高度相似。)
- 內部一致性。平均 alpha 信度係數為 .86（表 2）。合併樣本的校正項目-總分相關介於 .35 至 .66 之間，平均項目-總分相關為 .54（表 1）。對合併樣本的項目間相關矩陣的檢查顯示，所有項目均呈現正相關，相關係數介於 .10 至 .58 之間，平均項目間相關為 .34（表 2）。 alpha 值、項目-總分相關和項目間相關皆表明具有高水平的內部一致性，且在三個樣本之間這些統計數據幾乎沒有變異。
- 一般性因素的證據。除了信度數據外，對 12 個項目的因素分析為一個單一的、一般性因素提供了有力的證據。在每個樣本中的主成分分析和最大概似法因素分析，通常只產生一個特徵值大於 1.0 的因素。儘管有些分析確實產生了特徵值約為 1.0 的第二個因素，但組成這個第二個因素的項目既沒有在樣本之間重複出現，也沒有在不同的解之間重複出現。在每個樣本中，每個項目都在第一個未旋轉因素上產生了正載荷，最小項目載荷為 .34，這三個樣本中這些載荷之間的平均相關為 .84 。在合併樣本中，所有項目的載荷都大於 .45（表 1）。陡坡檢定（scree test）也支持該量表的單維度性。在合併樣本中，第一個因素解釋了 41% 的總變異，而第二個因素僅解釋了 8% 。
- 重測信度。我們在 4 個月的間隔後對 155 名研究 1a 的參與者重新施測該量表，並在 5 個月的間隔後對 61 名研究 1c 的參與者重新施測。儘管間隔時間相對較長，重測相關係數分別為 .79 和 .70（表 2），顯示了高度的時間穩定性。
- 量表分配與差異。表 2 顯示了三個樣本的 SCC 量表平均數、標準差以及與性別和年齡差異相關的資訊。整體量表平均值在三個樣本中呈下降趨勢，顯示在這三年期間，參與者表現出稍微較低的清晰度水平。儘管這些差異可能反映了某種形式的量表不可靠性（亦即對包含在測試組中其他量表項目的數量或類型的變化敏感），但有理由質疑這種解釋。首先，在研究 1b 和 1c 中，我們構建了五種不同形式的測試組，在其中系統性地改變了 SCC 項目在測試組中的位置。變異數分析顯示 SCC 分數在測試組的五種形式上是不變的（所有的 F < 1）。其次，其他量表的分數也顯示出這三個樣本傾向於隨著時間表現出普遍較高的心理困擾水平。例如，在此三年期間，自尊分數下降，而憂鬱和神經質分數上升。綜合來看，這些數據表明跨研究中 SCC 分數的下降可能反映了我們樣本中的歷史趨勢，而非量表不具信度。²
(譯註²: 原文腳註 2：三年期間 SCC 平均數的下降可能反映了英屬哥倫比亞大學亞洲學生比例的穩步增加，但我們無法測試這種可能性，因為我們在研究 1 中沒有收集有關種族背景的資訊（見研究 3 關於 SCC 的文化差異）。)
表 2 也顯示女性表現出略低於男性的清晰度水平。雖然性別差異在研究 1a 或 1b 中不具可靠性，但它在研究 1c 中確實達到了傳統的顯著水準，F(1, 448) = 5.87, p < .02 。這種相對較小但一致的性別差異與先前的研究一致，這些研究通常揭示了女性在神經質 (Costa & McCrae, 1985) 、焦慮 (Jackson, 1976) 以及負向情感 NA (Woods, Rhodes, & Whelan, 1989) 的水平上略高。 最後，在所有三個研究中，SCC 分數與年齡呈微弱相關 (rs = .08 – .12) 。儘管這些相關的方向與隨著年齡增長自我概念表達或清晰度水平更高的預期發展趨勢一致，但目前的樣本未包含足夠的年齡變異來構成對該趨勢的合理測試。
- 社會期許。 SCC 量表與在研究 1a 和 1c 中施測的 MC 量表呈中度相關；rs 分別為 .32 和 .33 。與 MC 量表的相關程度究竟在多大程度上反映了社會期許反應偏誤，還是在 MC 量表中實質性人格特質變異，仍是一個有爭議的問題，但超出了本研究的範圍 (見 Paulhus, 1991) 。儘管如此，SCC 與 MC 的相關程度與我們在 MC 量表與其他許多測量（包括自尊、神經質、盡責性和宜人性）之間獲得的相關程度高度相似。
(譯註：此處包含 表 1 與 表 2 的說明，具體數據請參見原始 PDF 檔。) 表 1 摘要：提供了 12 題量表各題目的內容、因素載荷 (PCI) 、校正後題總相關 (rit) 、平均數與標準差。 表 2 摘要：列出了各子研究的參與人數、男女各自的平均數與標準差，以及重測信度與 Alpha 值等。
SCC 的人格相關因素 表 3 包含了 SCC 量表與其他測量工具之間的零階相關 (zero-order correlations) 。為了便於解釋這些相關性，我們在表 3 中將理論上（及實證上）與共同潛在維度相關的量表分組。例如，我們將 NEO-FFI 神經質子量表、 NA 量表、 TMAS 、 BDI 和 R-S 量表歸類在「神經質」(neuroticism) 的共同標籤下 (McCrae & Costa, 1987; Watson & Clark, 1984) 。我們也將著重於氣質性自我關注或自我意識的量表分組。
- 自尊。 SCC 量表與自尊測量指標呈現高度相關（平均 r = .61）；清晰度較高的人自尊也較高。因為這些相關性複製了早期使用非干擾性清晰度測量指標的研究結果（Baumgardner, 1990; Campbell, 1990），它們為 SCC 量表的建構效度提供了證據。
- 神經質。我們對清晰度與神經質或 NA 之間存在高度相關的預期也得到了證實。 SCC 量表與 NA 量表（平均 r = -.50）、 NEO-FFI 神經質子量表（平均 r = -.64）、 TMAS（平均 r = -.61）、 BDI（平均 r = -.49）以及 R-S 量表（r = -.63）呈現強烈的負相關。
- 大五人格的其他維度。 SCC 量表與 NEO-FFI 盡責性量表呈現相當高的相關性，表示清晰度較高的人較有盡責心。該量表也與外向性呈現中度相關（與 PA 量表的相關比與 NEO-FFI 外向性量表的相關更明顯一些）——清晰度較高的人更外向。此外，與 NEO-FFI 宜人性維度有中等程度的相關，高清晰度與較高程度的宜人性相關。最後，SCC 量表與 NEO-FFI 的「開放性」量表無相關（平均 r = -.01），但它與 NCOG 量表相關（r = .20），這表明自我概念較確定的人可能比低清晰度對照組更喜歡參與或享受思考。
- 自我意識。我們區分了私人自我意識的兩種亞型：長期自我分析 (PRIV-SR) 與內在狀態覺察 (PRIV-ISA)，並區分了動機上不同的兩種私人自我意識：反思 (reflection) 和反芻 (rumination) 。私人自我意識量表中的 PRIV-SR 和 PRIV-ISA 子量表彼此相對獨立（平均 r = .26），RRQ 的反思和反芻量表分數也是如此（平均 r = .22）。然而，反思量表和反芻量表與 PRIV-SR 子量表都呈現高度相關（平均 rs 分別為 .52 和 .51），表明長期自我分析的傾向，可能同等機率反映對自我的認知興趣或對自我的焦慮性沉迷。 SCC 與總體的私人自我意識量表呈中度相關（平均 r = .27）。然而，檢視兩個私人子量表顯示，雖然 SCC 與自我反思子量表呈強烈負相關（平均 r = -.43），但它與內在狀態覺察子量表卻呈現微弱的正相關（平均 r = .15）。這種模式表明，自我概念較混亂的個體有更大的傾向進行長期自我分析，但在察覺自身內在狀態方面可能不如自我基模較為清晰的個體。 與 RRQ 的關係產生了另一個分歧。雖然 SCC 與反芻量表呈強烈的負相關（平均 r = -.52），但它與反思量表僅有微弱相關（平均 r = -.12）。這些相關進一步表明，低清晰度的人表現出高水平的自我分析，並非由對自身的求知慾驅動，而是採取情感負向、侵入性的自我相關思考形式。 最後，SCC 量表與公眾自我意識量表呈中度、負向的相關（平均 r = -.26），暗示自我概念較混亂的人可能對他人如何看待和評價自己的行為更敏感或更在意。
迴歸分析 雖然零階相關為自我概念清晰度的潛在相關特質提供了一些見解，但我們測量的一些人格特質彼此相關（例如，自尊與神經質或 NA 呈強烈負相關；Watson & Clark, 1984）。因此，確定這些特質與清晰度表現出獨立於其他特質的關聯之程度，在理論上很重要。例如，在控制了清晰度和自尊都與神經質呈負相關的事實後，清晰度仍然是自尊的重要伴隨變數嗎？
為了解決這個問題，在研究 1b 和 1c 中，我們對 Rosenberg 自尊量表、由 NEO-FFI 分數評估的大五人格維度以及五種自我意識指標（未包含私人自我意識總量表，因為其與自我反思和內在狀態覺察子量表重疊）在 SCC 分數上進行了迴歸分析。研究 1a 沒有包含全部的測量工具，但我們使用這組數據進行了類似的分析，將 Rosenberg 自尊量表、 TMAS（神經質）、正向情感量表（外向性）和三種可用的自我意識分數（PRIV-SR 、 PRIV-ISA 和公眾自我意識）在 SCC 分數上進行迴歸。
這些迴歸分析在研究 1a-1c 中分別解釋了 SCC 分數中 56% 、 56% 和 52% 的變異。關聯的模式（beta 權重顯示在表 4 中）在三個樣本間非常一致。在所有三個樣本中，清晰度獨立地與較高的自尊、較低的神經質或 NA³、較少的自我反思或長期自我分析，以及較高的內在狀態覺察相關。在包含相關測量指標的兩個樣本中，它也獨立地與較低程度的反芻、較高程度的盡責性及宜人性相關。與公眾自我意識、開放性及由好奇心驅動的自我關注注意力（RRQ 反思量表）相關的 beta 權重則始終較小且不顯著。唯一在各樣本間未能呈現一致模式的特質是外向性，它在研究 1a 中呈現不顯著的正向 beta 權重，在研究 1b 中呈現接近零的 beta 權重，但在研究 1c 中卻呈現顯著的負向 beta 權重。⁴
(譯註³: 原文腳註 3：雖然我們在迴歸中報告了 FFI 神經質子量表（因為 FFI 用來評估大五的另外維度），但用其他「神經質」指標（如 PANAS 的 NA 量表）替換 FFI 量表會產生非常相似的結果。然而，不同的神經質指標彼此冗餘，如果任何一個進入迴歸，其他的便不會產生可靠貢獻。)
(譯註⁴: 原文腳註 4：考慮到清晰度與自尊之間已知的重疊，我們還計算了一階偏相關，以控制自尊。除了以下兩個例外，表 3 中報告的所有可靠的零階相關仍維持顯著：與兩種外向性指標（PA 和 FFI 外向性量表）以及 NCOG 量表的相關性逼近於 0 。)
儘管為了簡化呈現，我們在這些迴歸中將 SCC 分數視為效標變數，但結果並不一定意味著顯著的預測特質「導致」了清晰度的差異。事實上，在迴歸分析中將任何可靠的預測因子視為效標變數時，會產生可比較的結果。例如，當自尊被當作效標變數時，在控制了所有其餘特質的變異後，SCC 量表對自尊做出了顯著的增量變異（incremental variance）貢獻。因此，迴歸結果應該被視為表明：清晰度要麼是產生可靠 beta 權重的那些特質的「獨立原因」，要麼是其「獨立結果」。
討論
研究 1 的結果表明，清晰度是一種相對穩定的特質，可以透過自我報告來測量。 SCC 量表展現出極佳的信度，無論是在內部一致性或時間穩定性上。該研究還為量表的效度提供了初步證據。雖然我們將有關清晰度之人格伴隨變數的實質性討論延後到一般性討論中，但相關性模式通常與先前的研究（例如自尊與清晰度的關係）以及該建構的理論描述一致（例如，低清晰度與長期自我分析相關）。然而，研究 1 未涉及的另一種重要效度形式是效標效度（criterion validity）。因此，我們轉向研究 2，旨在透過使用非干擾性、自然的清晰度指標來證明 SCC 量表的效度，而不是以其他自我報告測量為基礎。
研究 2
先前的研究（例如，Campbell, 1990）探討了自尊與清晰度的關係時，使用了非干擾性的清晰度測量指標，包括參與者自我描述的時間穩定性和內部一致性。在研究 2 中，我們使用了這兩個清晰度指標來評估 SCC 量表的效標效度。
方法
參與者 我們招募了 4 個月前參加研究 1a 的一部分參與者 (N = 155)，參加一項有關「自我描述」的研究。並未提及研究 1a，且參與者的選擇與 SCC 分數無關。然而，考量自尊和清晰度之間已建立的關係 (Campbell, 1990)，我們確保大約一半參與者的分數落在 Rosenberg 自尊量表中位數之上，一半在中位數之下。這個程序產生了一個包含 48 名男性和 107 名女性的樣本，其 SCC 平均分數為 29.07，這與研究 1a 完整樣本的平均值 (29.88) 幾乎相同。
程序與材料 參與者以 2-4 人為一組報到，但在獨立的隔間內完成任務。他們首先用 16 個形容詞為自己評分，每個形容詞代表人際環狀圖 (Wiggins, 1979) 16 個扇區之一的標籤。由於參與者在 4 個月前的研究 1a 中做過相同的評分，這讓我們能評估其自我描述的時間穩定性。我們評估了自我描述的內部一致性，要求參與者對 56 個形容詞做「是我-不是我」(me-not me) 的決定，其中嵌入了 25 對反義詞（例如：粗心-細心、膽怯-大膽）。這些形容詞由電腦呈現（呈現順序對每位參與者隨機化），參與者被指示如果他們認為該形容詞描述了自己，就按「y」鍵，如果不符合則按「n」鍵。內部一致性被操作化為引發一致反應模式的反義詞對數量（對一個形容詞回答「是我」，並對其反義詞回答「不是我」）。最後，我們重新向參與者施測 SCC 量表以評估量表的時間穩定性（這些結果已報告於表 2）。
結果與討論
我們從 16 個環狀形容詞的兩次評分中，為每位參與者計算了三個時間穩定性指標：(a) 評分發生任何變化的形容詞數量 (NCHG)；(b) 16 個評分各自的平均絕對差值 (ABDIFF)；以及 (c) 兩套評分之間的受試者內相關性（經過 Fisher’s r-to-z 轉換）(CORR) 。前兩個測量指標（評估參與者在兩次測試間評分變化的程度）彼此高度相關 (r = .74)，而這兩個變化指標與 CORR（兩套評分的排序相似度；平均 r = -.67）呈現負相關。然而，內部一致性指標與時間穩定性指標的相關性很小（與兩個變化指標的平均 r = -.08，與排序指標的 r = .09）。
SCC 量表與內部一致性和時間穩定性指標之間的相關性均可靠且符合預期方向（見表 5）。清晰度高的參與者在「是我-不是我」的評分任務上表現出更一致的反應 (r = .31)，且他們在環狀形容詞上的評分變化較小（平均 r = -.31），排序也更相似 (r = .38) 。
與其他研究 1a 人格變數的相關性也顯示在表 5 中。這些相關性的模式與這些其他人格測量指標與 SCC 量表之間的關聯方向和強度相當吻合。低自尊和高神經質與較低程度的內部一致性和時間穩定性相關。外向性（低）、 PRIV-SR 和公眾自我意識表現出相似但較弱的模式。 PRIV-ISA 與效標變數相對獨立。
為了評估 SCC 量表在預測效標變數中的獨特貢獻，我們使用多重行為效標進行了階層迴歸分析。該效標包含內部一致性分數、其中一個變化分數 (NCHG) 和排序分數 (CORR) 的未加權組合，做法是先對這三個分數進行標準化，然後加總。在第一個分析中，我們先輸入 SCC 分數，然後測試其他人格變數能解釋的增量變異（incremental variance）。 SCC 分數解釋了 22% 的變異，F(1, 139) = 39.58, p < .001；其他六個變數，無論是作為一個整體進行測試（5% 增量變異；F[6, 133] = 1.46, ns）還是個別進行測試，都沒有解釋顯著比例的增量變異（公眾自我意識邊緣顯著，2% 增量變異；F[1, 133] = 3.51, p < .07）。在第二個分析中，我們先輸入其他六個變數，然後測試 SCC 量表的增量變異。在控制了其他六個變數後，SCC 量表解釋了 6% 的變異，F(1, 133) = 11.42, p < .001 。
本研究的結果為 SCC 量表的外部效度提供了良好的證據。我們使用的效標變數，儘管基於參與者的自我報告，卻是非干擾性指標，衍生自這些報告在測試情境內（內部一致性指標）或跨測試情境（時間穩定性指標）的模式。此類測量指標的缺點是它們包含更多無關變異，這降低了其信度，並因此降低了效度相關性的整體幅度。然而，這種缺點被其結果較少受自我呈現（self-presentation）或需求特徵（demand characteristics）影響的可能性所抵消。
儘管 SCC 分數與兩個效標都可靠相關，但內部一致性和穩定性指標彼此之間僅有微弱相關（儘管方向正確）。雖然需要進一步調查，但我們認為本研究中較低的相關性可能反映了測量因素。除了非干擾性測量指標信度較弱外，這裡用於評估這兩個效標的任務在許多維度上也有所不同（例如，不同的形容詞、二元決策與評定量表）。在另一項研究 (Campbell, 1995) 中，參與者被要求在兩次場合（間隔 2 天）對相同的形容詞進行「是我-不是我」的決定，內部一致性和時間穩定性指標之間的相關性要高得多（平均 r = .42）。也有可能是因為清晰度的這兩個面向並不高度相關；因為儘管自我不確定性「應該」導致不一致的自我描述，但「不一致」的反應也可能合理地反映了複雜或靈活的自我概念（我在家裡很懶散，但在辦公室很勤奮；見 Campbell, 1990）。儘管源於不確定性的不一致應與不穩定性相關聯，但反映複雜性的不一致則可能不會。
其他人格變數與效標之間的相關性，大致平行於這些其他變數與 SCC 量表之間的相關程度。自尊的相關性複製了早期的研究 (Campbell, 1990，研究 2 和 4)，神經質的相關性也不出人意料，因為這個維度與清晰度和自尊皆有重疊。與 PRIV-SR 和公眾自我意識量表的相關性更有趣，它暗示了兩種形式的氣質性自我注意力——傾向進行長期自我分析和將自我視為社會客體的注意力——與不一致和不穩定的自我概念有關聯。
SCC 量表在本研究中展現了增量效度（incremental validity）；在控制了其他被測量特質的影響後，它在效標中解釋了顯著的變異。鑑於預測因子中存在高度的多元共線性（特別是 SCC 、自尊和神經質），我們認為這個結果有些幸運的成分，因為一些零階相關中相當小的變化可能就會改變結果。然而，增量效標效度本身既不是建立量表效度的必要條件，也不是充分條件。
研究 3
自我概念清晰度指涉的是在西方文化中佔主導地位的自我建構（self-construal）；自我被視為一個自主不可侵犯的實體，包含一組獨特、清晰表達、在各種情境下保持穩定的內在屬性 (Markus & Kitayama, 1991) 。也許正是因為清晰度建構捕捉到了在西方文化中屬於規範的自我基本特徵，它在加拿大樣本中才表現出與自我評價層面（如自尊）如此顯著的相關。相反地，東方人的自我是由其社會環境所維持和塑造的 (Markus & Kitayama, 1991)，這意味著情境變化將伴隨著自我的變化。因此，自我的不一致不應挑戰東方自我規範性觀點，這表明在東方樣本中，清晰度與自尊的關聯不會那麼強烈。為驗證此可能性，我們進行了三項研究，在其中我們比較了西化加拿大與日本學生樣本中的平均 SCC 分數以及 SCC-自尊相關性。我們選擇日本學生作為比較樣本，是因為日本代表了典型的東方文化 (Markus & Kitayama, 1991) 。
方法
參與者 我們在三個研究中比較了來自日本和加拿大的樣本。在研究 3a 中，日本樣本包含 80 名來自日本京都市立命館大學（Ritsumeikan University）的交換學生，他們在英屬哥倫比亞大學學習了大約 6 個月。在研究 3b 中，日本數據是在日本長崎大學心理學導論課程學生 (n = 112) 和立命館大學研究方法課程學生 (n = 84) 中收集的。由於這兩個樣本展現出相似的 SCC 和自尊分數，因此將它們合併。在研究 3c 中，日本樣本包含 100 名來自立命館大學的交換學生，施測時他們在加拿大不滿一週。除了少數在其他東亞國家出生的人之外，日本受訪者都是在日本出生和長大的。 三個研究的加拿大數據皆收集自英屬哥倫比亞大學的心理學導論與社會心理學課程。由於加拿大籍學生的文化背景相當多元，樣本被縮減至僅包含符合我們「西化加拿大」樣本所有標準的參與者。樣本僅包括那些：a) 在加拿大或美國出生；b) 父母在加拿大、美國或歐洲國家出生；c) 聲明其族裔血統屬於歐洲文化；以及 d) 為了使年齡範圍與日本樣本相若，年齡在 25 歲以下者。在研究 3a-3c 中，分別有 112 、 90 和 82 名參與者符合所有這些標準，組成了西化加拿大樣本，簡稱「加拿大人」。
材料 參與者填寫問卷包，包含 SCC 量表、 Rosenberg (1965) 自尊量表，以及一些本報告未包含的其他測量指標。⁵ 日本參與者全部完成日文版的問卷。原始英文版被翻譯成日文，然後由第二位翻譯者回譯成英文，以確保意義的比較性與等值性 (Brislin, 1970) 。
(譯註⁵: 原文腳註 5：此處報告的少部分研究 3a 數據包含在 Heine, Lehman, Okugawa, and Campbell (1992) 中。此外，研究 3b 數據來自 Heine and Lehman (1995) 使用的參與者樣本。)
結果與討論
我們預期 (a) 日本人在 SCC 量表上的得分會低於加拿大人對應群體，以及 (b) 日本人中 SCC 與自尊量表之間的相關性會較低。表 6 中顯示的平均 SCC 、自尊分數以及 SCC-自尊相關性表明，這些預期在三個樣本中都實現了。日本人的 SCC 分數低於加拿大人 (所有 ps < .01)，並且，與先前的研究一致 (Bond & Cheung, 1983; Mahler, 1976)，他們的自尊（SE）分數也較低。加拿大樣本中 SCC 與自尊量表之間產生了實質性的相關，與研究 1 先前報告的相關性相當。日本樣本中的相關性始終較小——在研究 3a 和 3c 中，比較日、加樣本之間相關性差異的檢定顯著 (ps < .01)，而在研究 3b 中邊緣顯著 (p < .07) 。
為了更詳細地探討這些文化差異，我們合併了三項研究的樣本，並對 12 個 SCC 量表項目的每一個進行了比較分析。如表 7 所示的結果指出，每一個 SCC 項目在加拿大人中與自尊的相關都比日本人中更實質 (ps < .05)，並且在 12 個項目中的 10 個項目上，SCC 出現了整體平均值的差異。其他 2 個項目則出現了不顯著的反轉，加拿大人的分數略低於日本人。
這些例外情況提供了豐富的訊息。其中一個反轉項目是項目 5，它與項目 2 、 8 和 9 一起，用以測量自我信念的時間穩定性。項目 5 與其他穩定性項目的不同之處在於它詢問關於自我相對較長一段時間的連續性，而其他三個項目則側重於相對較短時間內的跨情境一致性。 Markus 和 Kitayama (1991) 指出，相互依賴的自我傾向於為了實現與他人連結的文化任務，而根據不斷變化的情境調整行為，從而暗示了日本人跨情境的一致性較低。然而，情境的變異性並不一定意味著「過去的自我」與「現在的自我」缺乏連續性。似乎我們的日本參與者雖然認為自我跨情境較不一致，但他們並不認為這種調適自我的行為代表隨時間過去的連續性較低。
另一個呈現輕微反轉的項目是項目 7，該項目要求參與者比較他們了解自己的程度與了解別人的程度。雖然只是推測，但對這種反轉有幾個可能的解釋。首先，這個項目可能反映了對他人理解程度感知的文化差異。在其他一般清晰度項目上，日本參與者聲稱他們比加拿大人更不了解自己。例如，他們較不可能同意「總的來說，我很清楚自己是誰，是個什麼樣的人」這個項目。鑑於自我認識程度較低的證據，日本參與者相對不願意同意項目 7，似乎是因為他們也不認為自己非常了解「其他人」。這個反轉的第二個可能解釋是，該項目反映了謙虛的文化差異。有些參與者可能覺得「了解別人勝過了解自己」類似於「知道別人的事情比自己知道的還好」。在這樣的程度上，日本人可能猶豫是否同意該項目，因為他們不願意相信自己對別人了解得那麼透徹。
總結來說，研究 3 針對清晰度平均水平和清晰度與自尊關係方面的文化差異，提供了理論預測的穩定支持。因此，這些研究不僅補充了記錄對自我建構存在文化變異之逐漸增長的文獻（例如，Bond & Cheung, 1983; Cousins, 1989; Heine & Lehman, 1995; Mahler, 1976; Markus & Kitayama, 1991），更與研究 1 和 2 一起，為 SCC 量表的效度提供了聚合證據。
綜合討論
我們的目的之一是確認清晰度是否可視為一種相對穩定，且可透過自我報告來測量的特質。為實現這項目標，我們開發了 SCC 量表，並檢驗了其心理測量屬性、與其他特質測量的關係，以及其與清晰度建構非干擾性指標的預測關聯。我們進一步旨在擴展清晰度建構的律則網路，探索自我沉浸悖論，並檢驗清晰度的文化邊界。以下我們將討論這些目標的每一項（與後三個目標相關的數據也涉及 SCC 量表的效度，為避免重複，在第一節中省略）。
SCC 量表
對 SCC 量表心理測量屬性的檢驗產生了支持其信度的有力證據。高內部一致性和因素完整性的證據表明，量表項目探究了測量單一屬性的一般性因素 (Briggs & Cheek, 1986) 。此外，兩項檢驗 4 個月和 5 個月重測信度的測試也為該量表的時間穩定性提供了證據。
SCC 與自尊分數之間的強烈關聯，如先前的理論 (如 Erikson, 1959; Rosenberg, 1965) 和研究 (如 Campbell, 1990) 所預期，支持了 SCC 量表的建構效度。然而，其他方面的證據也支持了區分清晰度與自尊的理論和實證效用。首先，迴歸分析（研究 1）證明，在控制了與自尊的重疊變異後，SCC 量表表現出與許多其他特質一致的可靠關係模式。其次，研究 2 顯示，在控制自尊後，SCC 量表在外部效標中預測了獨特的變異。⁶ 最後，研究 3 證明，在西方樣本中獲得的與自尊的強烈相關性，在沒有規範個體必須持有一套清晰表達的不變屬性這種文化任務的日本樣本中，被大大減弱。綜合這些研究結果表明，儘管清晰度和自尊在西方樣本中強烈關聯，但它們是不同的建構。然而，未來的研究應檢查清晰度與自尊除了高低水平以外的特徵有多少重疊。因為低清晰度的人應該更容易受到社會環境的影響和依賴（Campbell, 1990），清晰度應該與整體自尊的不穩定性（穩定性、確定性）高度重疊（例如，Kernis & Waschull, 1995; Roberts & Monroe, 1992）。
(譯註⁶: 原文腳註 6：研究 1 和 2 的迴歸分析也指出清晰度與神經質（或 NA，這也是與清晰度強烈相關的另一項特質）是有所區別的。)
研究 2 提供了量表效標效度的證據。在研究 2 之前 4 個月紀錄的 SCC 分數，可靠地預測了參與者自我描述的內部一致性和時間穩定性。該研究還測試了包括自尊、神經質、外向性和自我意識在內的許多其他測量指標的預測效用。效標與這些其他特質之間的相關性，大致平行於這些特質與 SCC 量表之間的關聯程度。最後，迴歸分析表明，在控制這些其他測量指標後，SCC 量表在效標中預測了獨特的變異。
與大五人格維度的關係
SCC 與神經質呈強烈相關，與外向性、宜人性和盡責性呈中度相關，且與對經驗開放性不相關。控制自尊、其他大五維度和自我關注變數後的迴歸分析一致地顯示，SCC 獨立地與神經質和盡責性相關，而在較小程度上與宜人性相關。這種模式與清晰度的理論定義一致，且與先前對概念上與清晰度相關的特質形容詞和問卷的研究結果吻合。例如，諸如「不確定」、「不確定」和「優柔寡斷」之類的特質形容詞展現出的大五人格關聯模式，與 SCC 量表獲得的模式相似（例如，Goldberg, 1990）。內外控傾向也報告了類似的大五關聯模式（Costa, McCrae, & Dye, 1991），這與高清晰度個體不易受社會環境影響的觀念相符（Campbell, 1990）。
神經質 (Neuroticism) 鑑於先前的實證顯示自尊與神經質維度相關變數之間存在強烈關係（例如，Watson 等, 1988），神經質的關聯是預期之中的。然而，神經質成為清晰度的獨立伴隨因素這一事實表明，神經質除了憂鬱（低自尊）之外的其他面向，可能也牽涉自我不確定性。的確，有證據顯示清晰度可能與神經質的多數面向有關。例如，Costa 和 McCrae (1995) 將加州 Q 分類 (CQS; Block, 1961b) 上的自我評定與神經質面向量表進行了相關分析，發現「具有明確、一致的人格」項目是神經質的焦慮、憤怒敵意和衝動性面向的最高相關因子之一（另見 McCrae & Costa, 1992）。
盡責性 (Conscientiousness) 與盡責性的關係是在自我理論著作（例如，James, 1890; Murray, 1938, 第 138 頁）以及大量關於與清晰度相關特質的實證發現中所預期的。在 Goldberg (1990) 對特質形容詞的綜合因素分析中，幾個與清晰度相關的形容詞群（如不一致、優柔寡斷）在盡責性因素上的負載最高。同樣，Costa 和 McCrae (1995) 發現 CQS 項目「具有明確、一致的人格」是盡責性三個面向（責任感、自律和審慎）最強的相關因子之一。這個 CQS 項目也是行為延遲滿足測量指標的最佳預測因子之一 (Funder & Block, 1989) 。綜合這些發現表明，盡責性中前攝性（目標導向）和抑制性（衝動控制）的方面，可能涉及發展和維持一個穩定、一致、清晰的自我形象（或者，清晰度對於盡責性的發展可能很重要）。
外向性 (Extraversion) 果斷性 (Assertiveness) 通常被認為是外向性的一個核心面向 (McCrae & Costa, 1983) 。人們會期望果斷的個體在自我信念的報告上比膽怯的個體更清晰，而 SCC 量表一致地顯示與外向性測量有中度的零階相關。然而，在迴歸分析中，外向性並未作為清晰度的獨立伴隨因素出現。這表示外向性中與清晰度重疊的部分，也與其他一些預測變數重疊。因為果斷性面向與神經質和盡責性密切相關（Goldberg, 1990; Trapnell & Wiggins, 1990），很可能是這部分解釋了清晰度與外向性之間的零階相關。
宜人性 (Agreeableness) 宜人性與清晰度呈中等程度的相關，這種關聯在迴歸分析中仍具顯著性。這些結果證實了 Donahue 及其同事（1993）最近的研究成果，他們報告說，除了適應不良和盡責性低之外，自我概念碎裂（fragmentation）的間接測量指標與低宜人性相關。他們進一步證明，21 歲時的低社會化程度（低盡責性和低宜人性的混合體）能預測 30 多年後的自我概念碎裂。
對經驗開放性 (Openness to Experience) SCC 量表與 FFI 開放性量表不相關，但與 NCOG（認知需求）量表呈現中度相關 (r = .20) 。 Sadowski, Moore 和 Sellers (1994) 最近報告了 SCC 和 NCOG 量表之間近乎完全相同的相關性⁷，他們認為這種關聯支持了認知體驗自我理論 (Epstein, 1990) 。然而，我們的數據表明，SCC 和 NCOG 量表之間的相關性可能只是反映了與自尊或神經質的共變異；在控制自尊 (r = .02) 或神經質 (r = -.02) 之後，SCC 與 NCOG 之間的相關性就逼近於 0 。
(譯註⁷: 原文腳註 7：該研究使用的是 20 題版的 SCC 量表 (Campbell, Katz, Lavallee, & Trapnell, 1991) 。)
與自我關注注意力的關係
SCC 量表與私人自我意識各種指標的關係，為「自我沉浸悖論」(self-absorption paradox) 提供了相關線索。雖然 SCC 量表與私人自我意識量表有中度相關，但其與兩個私人子量表的相關性揭示了顯著的差異。測量長期自我分析傾向的 PRIV-SR 子量表與低清晰度密切相關，但內在狀態覺察（PRIV-ISA）子量表卻與高清晰度略微相關。迴歸分析進一步揭示這兩個子量表皆在 SCC 分數中預測了獨特的變異。這些結果支持了 Piliavin 和 Charng (1988) 的主張，即這兩個子量表可能以相反方向與認同尋求的指標相關聯，這對於那些基於「沒有證據顯示任何效標會被這兩個子量表區分預測」（Bernstein 等, 1986, 第 473 頁）而主張維持私人量表單一結構的人提出了挑戰。
與 RRQ（評估私人自我意識的兩種假定動機：好奇心和焦慮）的相關性揭示了另一種分歧。 SCC 與反芻（Rumination）量表強烈相關，但與反思（Reflection）量表無關。低清晰度的人似乎並不比高清晰度的人有更多內省的慾望（即反思），但他們仍然報告經歷了更多（侵入性）自我相關的思想。因為反芻量表實質上與神經質相關，而反思量表與開放性相關，可能有人會認為這種模式只是複製了 SCC 與這些大五維度的關係。然而，反芻量表始終作為（低）清晰度的獨立伴隨因素出現，這表示反芻量表所評估的自我注意力過程為自我概念表達提供了獨特的變異貢獻。
關於自我沉浸悖論，這些結果表明，感知自我認知與自我關注注意力之間的關係可能關鍵性地取決於：區分自我關注注意力的不同形式與關注自我的不同動機。一般認為自我關注注意力的頻率與自我認知有關，但可能這種關係更多取決於「為何」關注自我（動機），而不是「多常」關注。
SCC 建構的文化邊界
與近期跨文化文獻一致（例如，Markus & Kitayama, 1991），研究 3 揭示了加拿大和日本在 SCC 分數上的差異。加拿大人有比日本人更高的 SCC 分數，且加拿大人的 SCC 分數與他們報告的自尊之間關聯比日本人更緊密。清晰度建構是在西方文化的背景下發展出來的，西方文化習慣上關注個體，項目的選擇也是為了反映個體自我信念的清晰度。然而，在日本文化中，個體是透過社會環境來定義自我的 (Cousins, 1989)，這暗示了日本自我概念表面的不一致性和不穩定性可能是他們相互依賴及脈絡性質的結果。事實上，在抽象情境下，沒有提供任何脈絡資訊就詢問關於自我概念的清晰度，對日本人來說可能顯得很奇怪。雖然在西方文化中將一個不一致、不穩定的自我概念標籤為「清晰度低」或「混亂」是有意義的，但這些標籤在像日本這樣更依賴脈絡的文化中並不適當。在此文化下，較高的 SCC 分數極可能反映了「在規範上被要求具備脈絡靈活度或反應能力」的自我概念。支持這一推論的是，日本人的 SCC 和 SE 之間的相關性明顯較低。因此，我們敦促在非西方樣本中解釋 SCC 分數時要格外謹慎。未來的努力若能開發出平行的量表，用於測量在那些重視依情境變化和動態自我感知文化中的自我信念，將可能會成果豐碩。
總結與結論
我們提出證據表明，SCC 是一種相對穩定的特質，可以使用 SCC 量表進行可靠且有效的測量。我們透過證明自我信念的結構完整性是自尊、神經質、盡責性、宜人性、長期自我分析、反芻及內在狀態覺察的重要獨立伴隨因素，展現了此建構的理論實用性。關注其他標準的研究者也證明了此建構的理論益處。例如，Smith, Wethington, 和 Zhan (1994) 最近發現，低清晰度（見註腳 7）與偏好被動因應方式具獨特關聯（控制了自尊、憂鬱、焦慮和感知到的社會支持）。同樣地，Setterlund 和 Neidenthal (1993) 報告指出，低清晰度操弄在預測個體無法使用涉及自我的決策策略（即原型匹配 prototype matching）時，表現出獨特的預測力（控制自尊後）。此外，儘管本文的重點是氣質性（特質）的清晰度，但 Lavallee 和 Campbell (1995) 最近記錄了在理解人們對與個人目標相關和無關的日常負面事件反應時，狀態自我概念清晰度（state changes in SCC）變化的重要性。
然而，所有的這些數據對於清晰度與其相關因素之間的「因果關係」都未作表述。在討論清晰度-自尊關係時，Campbell 和 Lavallee (1993) 提供了合理的理論機制，並引用實驗數據來支持這兩種可能性——清晰度導致自尊，反之亦然。因為就這裡報告的許多其他關係，也同樣可以提出類似論點（和一些數據），因此很可能，至少在成年人中，因果關係是雙向互惠的。儘管如此，我們希望持續的研究最終將能闡明清晰度的病因學/起源。例如，一致的證據顯示神經質和盡責性具有中等程度的遺傳性 (見 Loehlin, 1992)，這暗示這些特質在一個穩定自我概念的發展和維持上可能扮演著因果作用。