少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)量表的概化分析

羅 杰,陳 維,潘 運(yùn),趙守盈

(1.貴州師范大學(xué) 心理學(xué)院,貴州 貴陽 550025;2.貴州師范大學(xué) 心理大數(shù)據(jù)研究中心,貴州 貴陽 550025)

0 引言

近年來，隨著民族地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的繁榮發(fā)展，民族地區(qū)人們的心理、文化結(jié)構(gòu)等也相繼地發(fā)生了變化，為此，積極開展國內(nèi)民族心理學(xué)的研究越來越重要[1]，尤其是少數(shù)民族青少年心理健康及健全人格的培養(yǎng)研究。

韌性素質(zhì)作為少數(shù)民族青少年的積極心理品質(zhì)，是指個(gè)體在遺傳和環(huán)境的共同影響下經(jīng)過實(shí)踐而形成的相對穩(wěn)定的、基本的、且與少數(shù)民族青少年發(fā)展階段相適應(yīng)的、具有在面臨生活逆境、創(chuàng)傷、悲劇以及威脅或其他生活重大壓力時(shí)所表現(xiàn)出來的良好應(yīng)對與適應(yīng)的積極傾向性[2]。潘運(yùn)等[2]認(rèn)為，韌性素質(zhì)包括2個(gè)基本特征：年齡階段，從青少年這一群體限定韌性素質(zhì)的基本內(nèi)容，且主要集中在與少數(shù)民族青少年發(fā)展階段相應(yīng)的心理特征；教育導(dǎo)向，以少數(shù)民族青少年正在接受的學(xué)校教育限定韌性素質(zhì)的性質(zhì)，主要涉及與學(xué)校教育目標(biāo)相適應(yīng)的心理特征。

目前，國內(nèi)用于少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)的調(diào)查工具主要有：修訂國外學(xué)者的量表[3]；自編的本土化工具[2,4-5]。2013年，潘運(yùn)等以心理素質(zhì)和心理健康素質(zhì)為基礎(chǔ)，并參考Olsson等[6]的青少年心理韌性理論(個(gè)人能力和特質(zhì)、家庭支持系統(tǒng)、社會(huì)支持系統(tǒng))所編制的少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)量表(Ethnic minority adolescent resilience diathesis inventory,EMARDI)在我國的侗族青少年[7]，苗族青少年[8]群體中均表現(xiàn)出較好效果。但EMARDI在編制之初以及后續(xù)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均基于經(jīng)典測量理論(Classical test theory,CTT)，心理測量中CTT在檢驗(yàn)測評工具的信效度等結(jié)果指標(biāo)時(shí)卻存在著一定缺陷[9-11]，如：無法識別測量過程中可能產(chǎn)生的各種變異來源及其大小；不能提出如何減少測驗(yàn)誤差的策略方針等。

概化理論(Generalizability theory,GT)在CTT基礎(chǔ)上，引入了實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與方差分析，能夠?qū)y量過程(情景)中出現(xiàn)的各種誤差進(jìn)行分解和控制，進(jìn)而為測驗(yàn)決策提供系統(tǒng)的理論與方法[9-10]。相對于CTT而言，GT可依據(jù)測驗(yàn)誤差的變異來源將總體誤差分解成多個(gè)分量的誤差變異，并在綜合考慮多個(gè)測驗(yàn)誤差來源的同時(shí)進(jìn)行測驗(yàn)信度的計(jì)算，因而進(jìn)行信度估計(jì)時(shí)GT較CTT更加細(xì)致和精準(zhǔn)[11]。在具體開展GT時(shí)主要包括G研究和D研究2個(gè)過程，其中G研究通過估計(jì)測量目標(biāo)和測量側(cè)面的方差-協(xié)方差分量大小，以明確測量目標(biāo)與測量側(cè)面間的關(guān)系，D研究則通過對測驗(yàn)信度變化的估計(jì)來確定哪種決策與方案更好與合理，進(jìn)而為進(jìn)一步改進(jìn)測驗(yàn)提供依據(jù)與參考。此外，概化理論還可分為一元概化理論(Univariate generalizability theory,UGT)和多元概化理論(Multivariate generalizability theory,MGT)。較UGT而言，MGT在處理涉及多維度結(jié)構(gòu)的測量問卷(量表)時(shí)具有獨(dú)特功能[9-11]。國外學(xué)者Nubbaum[12]研究表明，與UGT相比，MGT更加適宜地處理多維度結(jié)構(gòu)量表(問卷)的信度問題，可以發(fā)現(xiàn)全量表信度高而分量表(因子)信度低的現(xiàn)象和問題，并針對該現(xiàn)象提出修改意見和建議。當(dāng)前GT已廣泛用于心理測評工具的編制與驗(yàn)證[13-15]。

為此，本研究擬采用概化理論中的MGT來評估少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)量表(EMARDI)的測量學(xué)屬性，以期為提高EMARDI的測驗(yàn)效力提供參考。

1 研究方法

1.1 研究對象

采取整群抽樣方式，來自貴州、云南和四川等地區(qū)的2 241名少數(shù)民族青少年參與了問卷調(diào)查。其中，男性1 087人，女性1 154人；苗族713人，布依族827人，侗族524，其他民族177人；平均年齡為15.62±1.80歲。

1.2 研究工具

采用少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)量表(EMARDI)，該量表由潘運(yùn)等[2]編制，包括3個(gè)二階因子(個(gè)人支持力、家庭支持力和社會(huì)支持力)和9個(gè)一階因子(積極認(rèn)知、情緒調(diào)控、意志行動(dòng)、家庭期望、家庭關(guān)心、家庭和諧、教師支持、同伴支持和社會(huì)支持)，共36個(gè)題目，量表采取5點(diǎn)記分方式(1=完全不符合，5=完全符合)。根據(jù)量表已有的理論結(jié)構(gòu)，采用Mplus 7.0進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，結(jié)果顯示模型的各項(xiàng)擬合指標(biāo)為：χ2/df=5.468，CFI=0.911，TLI=0.904，SRMR=0.050，RMSEA=0.039。9個(gè)一階因子的α系數(shù)分別是0.76、0.71、0.66、0.74、0.85、0.83、0.84、0.79和0.69；3個(gè)二階因子的α系數(shù)分別是0.75、0.86和0.84，全量表的α系數(shù)是0.88。

1.3 研究設(shè)計(jì)

由于少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)量表(EMARDI)是呈二階多維結(jié)構(gòu)的評估工具，在后續(xù)的多元概化分析中分別考察EMARDI在二階和一階層面的測驗(yàn)精度。研究設(shè)計(jì)均為多元p×i隨機(jī)測量模式，被試(p)為測量目標(biāo)，題目(i)為測量側(cè)面。

1.4 數(shù)據(jù)處理與分析

運(yùn)用SPSS 22.0對所得調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行管理，采用mGENOVA2.1分別運(yùn)行二階和一階層面的多元概化分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 高階與低階因子的G研究

由表1可知：EMARDI的3個(gè)二階因子之間呈中等程度相關(guān)；被試效應(yīng)(被試的方差分量以及被試和題目的交互效應(yīng))較大，而題目的方差分量則相對最小。

表1 3個(gè)二階因子的G研究Tab.1 The G studies of three higher-order factors

按照EMARDI的一階因子結(jié)構(gòu)，運(yùn)行mGENOVA2.1程序可得到各效應(yīng)在9個(gè)一階因子上的估計(jì)結(jié)果，見表2。

表2 9個(gè)一階因子的G研究Tab.2 The G studies of nine lower-order factors

由表2可知：被試在各因子得分之間存在緊密關(guān)聯(lián)(特別是同屬于相同二階因子的各個(gè)一階因子之間)；被試效應(yīng)(各個(gè)因子的方差分量以及被試和題目的交互效應(yīng))較大，而題目的方差分量則相對最小。

2.2 高階與低階因子的D研究

由表3可知：3個(gè)二階因子的概化系數(shù)和可靠性指數(shù)均達(dá)到較好水平，將EMARDI分為3個(gè)二階因子是可行的；基于二階因子結(jié)構(gòu)，EMARDI全域總分的概化系數(shù)與可靠性指數(shù)均較滿意，且全域總分的相對誤差與絕對誤差方差均低于各二階因子的結(jié)果。

表3 3個(gè)二階因子的D研究Tab.3 The D studies of three higher-order factors

表4 9個(gè)一階因子的D研究Tab.4 The D studies of nine lower-order factors

由表4可知：9個(gè)一階因子的概化系數(shù)與可靠性指數(shù)均達(dá)到接受水平，考慮把EMARDI分為9個(gè)一階因子也是可行的；基于一階因子結(jié)構(gòu)，EMARDI全域總分的概化系數(shù)和可靠性指數(shù)達(dá)到理想水平，且全域總分的相對誤差與絕對誤差方差均小于各個(gè)一階因子的結(jié)果。

2.3 各因子對總方差貢獻(xiàn)率的分析

由表5知：家庭支持力和社會(huì)支持力對全域總分的貢獻(xiàn)均大于各自在總量表中的分值，而個(gè)人支持力對全域總分的貢獻(xiàn)低于其在總量表中的分值；同時(shí)個(gè)人支持力對相對誤差和絕對誤差方差的貢獻(xiàn)均最高。

表5 各二階因子對全域總分的貢獻(xiàn)比Tab.5 The contribution ratio of higher-order factors to universe scores

表6 各一階因子對全域總分的貢獻(xiàn)比Tab.6 The contribution ratio of lower-order factors to universe scores

由表6可知：積極認(rèn)知、情緒調(diào)控、意志行動(dòng)和家庭期望對全域總分的貢獻(xiàn)均小于各自在總量表的分值，其余各因子對全域總分的貢獻(xiàn)均大于各自在總量表的分值；情緒調(diào)控對相對誤差和絕對誤差方差的貢獻(xiàn)均最高，家庭期望對相對誤差和絕對誤差方差的貢獻(xiàn)均最低。

3 討論

本次研究的主要目的是基于概化理論視角檢驗(yàn)少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)量表(EMARDI)的心理測量學(xué)屬性。結(jié)果顯示，EMARDI具有較好的測量效能，能同時(shí)用作常模參照測驗(yàn)和標(biāo)準(zhǔn)參照測驗(yàn)。

心理健康素質(zhì)理論認(rèn)為，少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)是一個(gè)多維度、多層級的心理特征，主要涵蓋了個(gè)體、家庭和社會(huì)等層面，同時(shí)前述各層面均包含了一定數(shù)目的次級因子(維度)[2]。本研究中高階因子的G研究顯示，被試在3個(gè)二階因子(個(gè)人、家庭和社會(huì)支持力)得分間存在中等相關(guān)，將EMARDI分為3個(gè)高階因子是可行的，3個(gè)高階因子既相對獨(dú)立同時(shí)也具有一定關(guān)聯(lián)，這初步支持了心理健康素質(zhì)理論關(guān)于少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)高階因子結(jié)構(gòu)的劃分。同時(shí)G研究還發(fā)現(xiàn)，各個(gè)高階因子中被試效應(yīng)的方差分量估計(jì)較大，這說明與被試相關(guān)的變異在測驗(yàn)得分變異中的比重較大，施測結(jié)果能較好反映被試的特質(zhì)；而題目的方差分量估計(jì)相對最小，這說明題目變異在測驗(yàn)得分變異中的比重較小，則量表題目具有較好的測量性能。另外，低階因子的G研究顯示，被試在各個(gè)低階(一階)因子得分之間存在密切相關(guān)，這表明考慮把EMARDI分為9個(gè)低階因子也可行，各低階因子之間既存在關(guān)聯(lián)也具有相對獨(dú)立性。這也初步驗(yàn)證了心理健康素質(zhì)理論關(guān)于少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)的低階因子結(jié)果。同時(shí)各一階因子本身的方差分量較大，題目的方差分量相對最小，這也說明被試相關(guān)的變異在測驗(yàn)得分變異中所占比重較大，而量表題目引起的變異在測驗(yàn)分?jǐn)?shù)變異中所占的比重較小，被試的測量結(jié)果更多的是體現(xiàn)了其自身特質(zhì)，與題目本身的關(guān)聯(lián)并不大。

隨后的D研究結(jié)果顯示，3個(gè)高階(二階)因子的概化系數(shù)和可靠性指數(shù)均達(dá)到較好水平，全域總分的概化系數(shù)與可靠性指數(shù)也在0.85以上，并且全域總分的相對誤差與絕對誤差方差均小于各個(gè)二階因子的相應(yīng)結(jié)果，把3個(gè)二階因子的得分合成1個(gè)量表總分是合理的，合成量表總分可以更好發(fā)揮EMARDI的施測功能。同時(shí)低階因子的D研究也發(fā)現(xiàn)，9個(gè)一階因子的概化系數(shù)和可靠性指數(shù)均達(dá)到接受水平，把EMARDI劃分為9個(gè)低階因子也可行，此時(shí)全域總分的概化系數(shù)與可靠性指數(shù)都達(dá)到0.90以上，將9個(gè)低階因子得分最后合為1個(gè)總量表也合理，9個(gè)因子分合并為1個(gè)量表總分更能發(fā)揮量表的功效。因此，無論二階還是一階層面，G研究與D研究均表明EMARDI既可作為常模參照測驗(yàn)使用，也可用作標(biāo)準(zhǔn)參照測驗(yàn)，且支持了EMARDI原編者所提出的高階多維結(jié)構(gòu)(3個(gè)二階因子和9個(gè)一階因子)。根據(jù)本研究所得，建議心理學(xué)研究者在報(bào)告EMARDI的測驗(yàn)結(jié)果時(shí)，應(yīng)同時(shí)報(bào)告一階因子、二階因子和全量表的測驗(yàn)信度。進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程建模分析時(shí)，既可以考慮將3個(gè)高階因子作為標(biāo)識，亦或者是把9個(gè)低階因子作為測量標(biāo)識進(jìn)行項(xiàng)目打包，均能得到滿意結(jié)果。

另外，本研究也發(fā)現(xiàn)，二階因子對全域方差的貢獻(xiàn)率由大到小依次為：社會(huì)支持力、家庭支持力和個(gè)人支持力。其中，社會(huì)支持力與家庭支持力兩個(gè)高階因子對全域總分的貢獻(xiàn)大于各自在量表中的分值，而個(gè)人支持力對全域總分的貢獻(xiàn)則小于其在量表中的分值，并且該因子對相對誤差與絕對誤差的貢獻(xiàn)均最高。相應(yīng)地，一階因子對全域方差的貢獻(xiàn)最小依次是情緒調(diào)控、家庭期望、意志行動(dòng)和積極認(rèn)知。除家庭期望外，其余因子均屬于個(gè)人支持力。這表明作為內(nèi)在韌性特質(zhì)的個(gè)人支持力及所屬低階因子在總量表中的實(shí)際作用可能還沒有完全達(dá)到相應(yīng)要求，未來對EMARDI開展修訂時(shí)，可著重考慮對個(gè)人支持力因子的題目進(jìn)行修改或更換以提高測驗(yàn)精度。

綜上可知，基于心理健康素質(zhì)理論編制的少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)量表具有較好的測量學(xué)性能，可作為評估我國少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)水平的本土化測評工具。