脫貧內(nèi)生動力量表的編制

吳娜 解智宇 傅安國

摘 要 為編制脫貧內(nèi)生動力量表，并檢驗其信效度。本文通過文獻檢索、扎根理論與深度訪談形成問卷的初始項目。選取412名被試進行初測并進行相關分析、項目分析和探索性因素分析，再根據(jù)結果對問卷進行修訂。另外選取422名被試進行正式施測并進行驗證性因素分析。然后，將這兩個步驟獲取的數(shù)據(jù)用來進行信度和效度分析。結果表明：脫貧內(nèi)生動力量表包含20個項目，由價值觀、自我觀、脫貧行為傾向三個維度構成，共解釋總變異的69.57%，驗證性因素分析顯示問卷具有良好的結構效度。效標關聯(lián)效度分析顯示，脫貧內(nèi)生動力總分與生活滿意度（r=0.60）和悅納進取（r=0.72）相關顯著?？倖柧淼腃ronbach's α系數(shù)為0.94，價值觀、自我觀和脫貧行為傾向三個維度的Cronbach's α系數(shù)為0.89、0.82、0.82，組合信度分別為0.89、0.81、0.83。本研究編制的脫貧內(nèi)生動力量表信度和效度良好，可以用于相關的貧困心理研究與心理扶貧實踐。

關鍵詞 脫貧內(nèi)生動力;心理扶貧;量表編制;信度與效度

分類號 B841.7

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.01.003

1 引言

莎士比亞曾說：“如果做好心理準備，一切準備都已經(jīng)完成。”外因是通過內(nèi)因起作用的，在貧困個體脫貧奔小康的過程中，內(nèi)生動力這一關鍵心理資源的準備更是不可或缺。中共中央、國務院在印發(fā)的《中共中央 國務院關于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的決定》及《中共中央 國務院關于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)三年行動的指導意見》等文件中亦反復強調(diào)“激發(fā)貧困人口內(nèi)生動力”，明確指出要將扶貧同扶志、扶智相結合，發(fā)揮扶貧對象的主體作用，增強貧困群眾內(nèi)生動力和自我發(fā)展能力，實現(xiàn)可持續(xù)穩(wěn)固脫貧。尤應重視的是，貧困群眾內(nèi)生動力不足是需要長期面對的問題，脫貧攻堅期內(nèi)不可能畢其功于一役，要創(chuàng)造條件分階段逐步解決（習近平，2019）。激發(fā)貧困群眾的脫貧內(nèi)生動力，不僅對于解決脫貧攻堅期內(nèi)的絕對貧困非常重要，而且對于消除將來長期存在的相對貧困亦不可或缺。

顯而易見的是，脫貧“內(nèi)生動力（endogenous power）”不等同于“內(nèi)在動機（intrinsic motivation）”，前者是我國扶貧語境下的本土心理學概念（傅安國，2020;傅安國等，2020;傅若云，傅安國，2020），后者是西方心理學話語中自我決定理論（self-determination theory， Deci & Ryan， 1985）的概念。自我決定理論認為維持個體心理成長、健康和內(nèi)化必備的三種基本心理需要分別是關系、勝任和自主（Ryan & Deci， 2000， 2017）。個體若要維持或增強內(nèi)在動機，組織環(huán)境就必須讓其體驗到工作活動的選擇感、意志感和意愿感等三種基本心理需求，一旦個體得到滿足，就會有更加高效持續(xù)的工作績效和較佳的身心健康（Gagné & Deci， 2005）。但是，我國的貧困人口大多生活在變化緩慢、長期封閉的貧困地區(qū)，許多人一輩子沒有見過外面的世界，更不可能意識到自身的貧困，生活在此種環(huán)境中的個體很難產(chǎn)生自下而上的自主脫貧行為。正如美國著名人格心理學家大衛(wèi)·范德（Funder， 2017）所言，自我決定論認為追求關系、勝任、自主這類需求源于人類本質(zhì)的、內(nèi)在的源頭，這顯然忽視了文化的熏陶及環(huán)境的影響。換句話說，內(nèi)在動機的提出是基于西方學者對于人性的具體信念和假設（Markus & Kitayama， 1998）， 如與社會相分離的、自主的、獨立的，亦即基于猶太教—基督教的“好人”假設與高度個人主義的信念，因而它是一種北美和西歐文化的產(chǎn)物（Guisinger & Blatt， 1994; Sampson， 1989）;但中國情境下的扶貧是由國家主導的，是基于集體智慧與力量的一種自上而下的減貧行動，通常個體能否脫貧關乎責任、義務、道德等價值觀念，受到儒家文化主導下的集體主義信念所支配，因而脫貧內(nèi)生動力應當是一個中國化的心理學概念（傅安國等，2020）。

既然脫貧內(nèi)生動力對個體脫貧的重要性不言而喻，那么根據(jù)心理測量學的原則編制出一套《脫貧內(nèi)生動力量表》（endogenous power scale for poverty elimination）就更加刻不容緩?！睹撠殐?nèi)生動力量表》主要有三方面的作用：一是為后面開展脫貧內(nèi)生動力的實證研究，生產(chǎn)與之相關的知識提供科學的工具;二是為培育內(nèi)生動力做準備，用來了解貧困群體的內(nèi)生動力現(xiàn)狀，確定某一特定群體是否需要以及需要哪方面的心理扶貧;三是用來評估扶貧開發(fā)工作的績效，不僅能直接評估內(nèi)生動力激發(fā)的效果，還能間接評估外部資源扶貧的效果。傅安國等人（2020）通過扎根理論研究發(fā)現(xiàn)，脫貧內(nèi)生動力結構是由價值觀、自我觀與脫貧行為傾向三要素組成的層層嵌套的“洋蔥模型”，貧困者只有具備三要素的積極方面，才能成為積極的進取者，才可能脫貧奔小康。本研究在該研究基礎上，以相對貧困個體、成功脫貧個體及扶貧干部為研究對象，探索脫貧內(nèi)生動力的結構維度，編制脫貧內(nèi)生動力量表，以期開發(fā)出信效度良好、結構穩(wěn)定的測量工具。

2 對象與方法

2.1 對象

初測樣本：采用便利取樣的方式，從某省的貧困村中，選取未脫貧個體、已脫貧個體及基層扶貧干部作為研究對象，共計發(fā)放問卷500份，回收有效問卷412份，問卷有效率為82.4%。其中，男性238人（57.8%）， 女性174人（42.2%）; 20～29歲96人（23.2%）， 30～39歲88人（21.3%）， 40～49歲81人（19.6%）， 50～59歲93人（22.5%）， 60歲以上55人（13.4%）; 未脫貧個體128人（31.0%）， 已脫貧個體227人（55.2%）， 本地村干部23人（5.6%）， 派駐扶貧干部34人（8.2%）。

正式施測樣本：采用整群隨機取樣的方式，從某省的貧困村中抽取5個生產(chǎn)隊，選取未脫貧個體、已脫貧個體及基層扶貧干部作為研究對象，共計發(fā)放問卷500份，回收有效問卷422份，問卷有效率為84.3%。其中，男性244人（57.8%）， 女性178人（42.2%）; 20～29歲92人（21.7%）， 30～39歲103人（24.3%）， 40～49歲74人（17.6%）， 50～59歲90人（21.4%）， 60歲以上63人（15.0%）; 未脫貧個體146人（34.6%）， 已脫貧個體214人（50.8%）， 本地村干部26人（6.2%）， 派駐扶貧干部35人（8.4%）。

對文化程度較低的被試，由經(jīng)過專門訓練的研究人員對照問卷進行提問，并根據(jù)被試作答進行勾選。

2.2 問卷的編制

2.2.1 項目來源

根據(jù)探究先前扎根理論所得出的脫貧內(nèi)生動力結構維度的編碼，結合開放式訪談的代表性條目與脫貧內(nèi)生動力“三因素洋蔥模型”的理論基礎（傅安國等，2020），編制出涵括3個維度的《脫貧內(nèi)生動力初始量表》。從以下三個方面來對問卷題項進行初篩：⑴為保證初始量表的內(nèi)容效度，研究者分別征詢尚未脫貧個體、成功脫貧個體及基層扶貧干部的意見，對初始量表的題項逐一進行斟酌，以確保題項達到以下兩個標準：a. 所有的題項能夠被貧困個體所理解（能讀懂或聽懂）;b. 題項反映了脫貧的內(nèi)生動力現(xiàn)狀。⑵邀請了心理測量學、人格心理學及貧困治理方面的11位專家（包括3位心理測量學教授、2位人格心理學教授、3位人格心理學博士研究生、3位貧困治理的副教授）對題項的陳述句式和內(nèi)容一一進行審查，以確保題項達到以下三個標準：a. 題項真實地反應了脫貧內(nèi)生動力的特征;b. 每個題項反映了脫貧內(nèi)生動力的相應維度;c. 題項的表述通俗易懂無歧義。研究者根據(jù)專家的反饋意見對題項進行完善和調(diào)整。⑶根據(jù)本研究對量表三個維度的內(nèi)涵闡釋，研究者邀請了2位心理測量學的教授和1位人格心理學的教授將相關的題項歸類到所屬類別。然后與研究者的歸類預設進行比較，僅保留2人以上（含2人）與預設相同的題項，最終形成40個題項的初始量表，采用Likert五點量表評分。

2.2.2 初測問卷的編制與篩選

對預測樣本被試集中發(fā)放預測問卷，然后依次采用項目分析、相關分析和探索性因素分析等方法，參照以下標準逐步篩選問卷題項：（1）刪除題總相關不顯著或相關在0.3以下的項目;（2）刪除項目分析中區(qū)分度較低的項目（t值小于3或t值不顯著）;（3）刪除因素分析中特征值大于1但包含項目低于3個的維度，刪除明顯雙重負荷的項目;刪除因素分析中負荷小于0.4及共同度低的項目。最終獲得的脫貧內(nèi)生動力正式量表由20個項目組成。

2.2.3 正式問卷的施測與分析

對正式樣本被試采用前面取得的正式量表進行測量，將回收的數(shù)據(jù)用來進行驗證性因素分析。將這兩個步驟獲取的數(shù)據(jù)拿來進行內(nèi)部一致性信度、組合信度和效標關聯(lián)效度的檢驗。

2.3 效標工具

2.3.1 幸福傾向量表中文版

采用在中國情境中修訂（Chen， 2010）過的幸福傾向量表（Peterson， Park， & Seligman， 2005）。修訂后的幸福傾向量表共18道題，包括意義幸福感、享樂幸福感和投入幸福感三個維度，每個維度包括6個題項，其Cronbach內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.77，0.74和0.66。在本研究中量表的Cronbach's α系數(shù)為0.87。

2.3.2 悅納進取量表

采用戴吉等（2013）編制的悅納進取量表。悅納進取量表共25道題，包括悅納和進取兩個維度，悅納包括14個題項，進取包括11個題項，其Cronbach's α系數(shù)分別為0.67和0.72。在本研究中量表的Cronbach內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85。

2.4 統(tǒng)計工具

項目分析、相關分析及探索性因素分析等采用SPSS 20.0軟件，驗證性因素分析采用AMOS 22.0軟件。

3 結果

3.1 項目分析

對初測樣本進行項目分析，各個題項得分由低到高進行排序，得分排后27%的為低分組，得分排前27%的為高分組。對低分組和高分組進行獨立樣本t檢驗，結果顯示40個項目的決斷值都具有統(tǒng)計學意義（p<0.01）。

3.2 效度分析

3.2.1 結構效度

探索性因素分析：采用初測樣本中的數(shù)據(jù)進行探索性因素分析，結果分析，KMO值為0.93，Bartlett球形檢驗近似卡方值為4938.59（自由度df=476），達到顯著性水平（p<0.001），表明非常適合進行因素分析。采用主成分分析法和快速斜交旋轉法，對題項進行探索性因素分析。抽取初始特征值大于1的因子，刪除因素載荷小于0.50的題項，最終得到由3個維度構成的20個項目的量表。根據(jù)各因素內(nèi)項目的含義與扎根理論的探索性研究（傅安國等，2020），3個維度分別命名為：價值觀、自我觀、脫貧行為傾向。價值觀主要指對命運的認識、對勞動及財富的觀念、認知的開放度、對家庭和子女的責任感等方面。這里的價值觀是核心價值觀 （與經(jīng)濟利益關聯(lián)），而非外在價值觀 （與社會贊許度密切聯(lián)系）。自我觀主要內(nèi)容包括：獨立自強且不服輸?shù)木?、自我概念和自我調(diào)節(jié)等方面。脫貧行為傾向主要指脫貧策略、脫貧素質(zhì)和獲取幫助等方面。3個因素對方差總變異的解釋量達到69.57%，20個題項的共同度在0.55～0.75之間，因素分析結果詳見表1。

驗證性因素分析：使用正式樣本測量得到的數(shù)據(jù)對上面獲得的三因素模型進行驗證性因素分析。本文還比較了可能存在的競爭模型，以確定三因素模型是否為最優(yōu)，競爭模型分別是單因素模型（假定脫貧內(nèi)生動力量表的20個題項均測量一個共同因素）和雙因素模型（將代表內(nèi)隱心理認知成分的“價值觀”“自我觀”合并為一個因素，將偏重于外顯行為層面的“脫貧行為傾向”當作另一個因素），結果見表2。

參照心理測量學的優(yōu)良模型擬合標準（吳明隆，2017），χ2/df應在1～3之間（介于3～5之間表明模型可接受），PNFI與PCFI的值應大于0.50，RMSEA的值應小于0.05（數(shù)值在0.05～0.08之間表示擬合合理），CFI、TLI和IFI通常要大于0.90。從上表可知，三因素模型的各項擬合指標均優(yōu)于其他兩個競爭模型，是非常理想的模型。

3.2.2 效標關聯(lián)效度

將初測樣本和正式樣本一起（N=834）進行效標關聯(lián)效度分析，脫貧內(nèi)生動力量表總分及各維度得分與兩個效標變量（幸福傾向、悅納進?。┲g的相關系數(shù)（Pearson相關），結果見表3。

由表3可知，脫貧內(nèi)生動力量表總分及各維度得分與幸福傾向、悅納進取都存在顯著的正相關（p<0.01，雙側檢驗），表明脫貧內(nèi)生動力量表具有較高的效度。

3.2.3 區(qū)分度

將正式調(diào)查樣本中的未脫貧個體（146人）與已脫貧個體（214人）進行獨立樣本t檢驗，在所有題項上未脫貧樣本與已脫貧樣本的t值均差異顯著，表明所有題項均具有較高的區(qū)分度，t檢驗所得出的脫貧內(nèi)生動力量表各題項的CR值如表4所示。

3.3 信度分析

3.3.1 內(nèi)部一致性信度

將初測樣本和正式樣本一起（N=834）進行脫貧內(nèi)生動力量表的內(nèi)部一致性信度分析，結果表明脫貧內(nèi)生動力量表總體的Cronbach's α系數(shù)為0.94，價值觀、自我觀和脫貧行為傾向三個維度上的Cronbach's α分別為0.89、0.82、0.82。表明脫貧內(nèi)生動力量表及其三個維度都具有良好的內(nèi)部一致性信度。

3.3.2 組合信度

組合信度又稱為構念信度，主要是用來評價一組潛在構念指標之間的一致性程度（黃芳銘，2005），通常被當作檢驗潛在變量的信度指標（吳明隆，2017）。組合信度的計算公式如下：

在此公式中，θ是觀測變量中的誤差變異量，λ是觀測變量在潛變量中的標準化參數(shù)估計（即因素載荷量）;一般認為潛變量的組合信度高于0.60時，說明模型有較高的內(nèi)部一致性程度（吳明隆，2017）。本文中各個潛變量的組合信度依次為：0.89、0.81、0.83，高于0.60的標準，表明各維度具備良好的組合信度。

4 討論

本文在理論分析和質(zhì)性探究的基礎上，根據(jù)心理測量學的原則和程序，對脫貧內(nèi)生動力的內(nèi)容結構進行了探討。首先，根據(jù)先前探究扎根理論所得出的脫貧內(nèi)生動力結構維度的編碼，結合開放式訪談的代表性條目與脫貧內(nèi)生動力“三因素洋蔥模型”的理論基礎（傅安國等，2020），確定量表的結構與初測題項，并邀請相關專家對題項進行審查和歸類。然后依次經(jīng)過項目分析、EFA、CFA以及信效度檢驗，得到正式的脫貧內(nèi)生動力量表。研究結果表明，量表的信度和效度均符合心理測量學的要求，驗證性因素分析表明三因素的量表結構模型擬合指數(shù)良好，且問卷具有較好的區(qū)分效度，表明本文編制的脫貧內(nèi)生動力量表是合理有效的。脫貧內(nèi)生動力量表不僅能夠為系統(tǒng)量化的研究開展提供工具，為貧困的精準治理提供依據(jù)，而且還能用來評估扶貧開發(fā)工作的績效。

4.1 脫貧內(nèi)生動力量表的各維度內(nèi)涵

研究結果顯示，中國脫貧攻堅情境中的脫貧內(nèi)生動力為三因素結構，亦與質(zhì)性研究提出的脫貧內(nèi)生動力三因素洋蔥模型（傅安國等，2020）相一致，它涵括價值觀、自我觀和脫貧的行為傾向三個維度。結合進一步的訪談研究發(fā)現(xiàn)，已脫貧的個體在脫貧內(nèi)生動力量表的三個維度上均為積極正向的表現(xiàn)（如圖1），因而量表可從價值觀、自我觀和脫貧的行為傾向三個方面對個體能否脫貧進行區(qū)分。脫貧內(nèi)生動力量表具有如下特點：

首先，量表的第一個維度是價值觀。它既處在人格的核心位置又處在內(nèi)生動力的核心地位，是人們判斷好壞、美丑、對錯、益損及違背或符合自身意愿的信念系統(tǒng)，它為人們自認為正當?shù)男袨樘峁├碛芍?，并影響著人們在生活中做出各種選擇，不斷引導著人們的理想追求（黃希庭，2014; 2017）。價值觀是人們在社會化的過程中逐步形成的具備文化特殊性的價值信念，因此，價值觀是社會文化的產(chǎn)物，它一旦形成就很難改變（黃希庭，2014）。貧困個體選擇何種生活方式和人生目標都由其價值觀決定，它為貧困個體的行為提供信念支持，是其行為的核心動力（傅安國，邱林晚，2018;傅安國，吳娜，黃希庭，2019a，2019b;傅若云，傅安國，2020）。脫貧內(nèi)生動力的價值觀在題項上表現(xiàn)為人生價值觀、勞動價值觀、觀念開放性及家庭價值觀等，探究貧困個體的價值觀具有非常重要的實踐意義。脫貧者在價值觀上表現(xiàn)出高分，表明其擁有的正確價值觀，必定是集體主義取向的，且與其責任、義務和道德相關聯(lián)的，而自私自利、對家庭沒有責任感的個體是很難以脫貧的。如果價值觀不正確，貧困個體就很難產(chǎn)生積極正向的內(nèi)生動力。正確的價值觀是脫貧致富并獲得幸福的源泉。樹立了正確的價值觀，對未來抱有信心，個體就更傾向于做長遠的打算，也就更容易脫貧（傅安國，2020;傅安國等，2020）。

其次，量表的第二個維度是自我觀。自我觀是一個人關于自己、自己與他人、自己與社會及環(huán)境的觀念系統(tǒng)，它建立在自我統(tǒng)一性的基礎上（黃希庭，鄭涌，2005）。自我觀不僅決定著個體對未來的期待，還決定著個體對自身經(jīng)驗的詮釋，人們的行為方式往往與其自我觀念相一致（黃希庭，尹天子，2016）。在自我觀上得分低的貧困個體，往往認為自己能力有限、難以改變貧困狀況，那么他就很難產(chǎn)生主動脫貧的行為。譬如，在政府的幫扶下養(yǎng)幾頭豬在一場豬瘟中全死了，他更傾向于解釋自己能力不行、改變不了任何東西，脫不了貧正是自己“期待”的結果。自我觀念會引發(fā)自我實現(xiàn)的預言，即個體傾向于采取與自我觀念相一致的行為，進而使得對自我的預期成真（黃希庭，鄭涌，2005）。因此，擁有積極自我觀念的個體，能將各種經(jīng)驗或期待都賦予積極含義;若自我觀念消極，那么各種期待或經(jīng)驗就會同消極的自我評價及行為聯(lián)系起來。脫貧內(nèi)生動力量表的自我觀在題項上包括自強動力、自我概念和自我調(diào)節(jié)等方面。只有在正確價值觀的基礎之上，個體才能被引導形成自信、自愛、自省、自強與自立的積極自我概念（黃希庭，2017）。

最后，量表的第三個維度是脫貧行為傾向。高分的已脫貧個體呈現(xiàn)主動脫貧的行為傾向，第一是要確立脫貧的目標并制定脫貧規(guī)劃，還要有能力擴充家庭的增收渠道;第二是要具備脫貧的素質(zhì)，以及具備觀察學習的文化水平、掌握脫貧致富的技能與知識并有克服困難的意志（而不是畏難情緒）;第三是要獲取身邊的人際支持，整合周圍的資源（傅安國，2020;傅安國，黃希庭，2018）。積極的價值觀和積極的自我觀就決定著個體是否表現(xiàn)出積極主動的脫貧行為來。

4.2 脫貧內(nèi)生動力量表的構念與相關理論的比較

本量表的三因素“洋蔥模型”得到了不少研究的支撐。例如，Verplanken和Holland通過實證研究發(fā)現(xiàn)，只有當價值觀位于自我觀的核心位置且被激活時， 個體的行為才會受到影響（Verplanken & Holland， 2002）。例如，當自我關注的核心是利他價值觀時，個體就會表現(xiàn)出更多的捐贈行為;人們的環(huán)保價值觀處于自我觀念的核心時，就會表現(xiàn)出更多環(huán)保導向的消費行為。另有研究者將價值觀內(nèi)化到個體的自我系統(tǒng)當中，激活并凸顯自我，結果發(fā)現(xiàn)行為受價值觀的影響加強（Tao & Au， 2014）。新近的研究通過更系統(tǒng)地探究自我與價值觀的關系，發(fā)現(xiàn)處于自我概念中的價值觀比不包含在自我概念中的價值觀更能預測環(huán)保行為等大類別行為（傅安國，2020;傅若云，傅安國，2020等; Ehret， 2019）。據(jù)此可以認為，針對個體人格來說，自我觀比價值觀更具有統(tǒng)合功能，價值觀相對來說處于更核心的位置。

同時，從中國的扶貧實踐來看，與重視文化系統(tǒng)的社會文化自我模型（sociocultural self model）（尤瑾，楊蕾，商士杰，余詩景，2016）相比，內(nèi)生動力三因素洋蔥模型以個體價值觀為扶貧抓手，更便于心理扶貧措施的落地操作。因為貧困群眾的內(nèi)生動力三要素，尤其是核心的價值觀，是能夠培植、開發(fā)、測評與干預的;因此，講好中國的扶貧故事，建構出契合中國扶貧情境的知識，有利于我們采取有的放矢的精準干預措施，亦有利于我們準確地理解中國的治貧和減貧，更有利于我們?yōu)槿驕p貧事業(yè)貢獻中國方案和中國智慧（傅安國等，2020）。

綜上，本研究根據(jù)心理測量學原則開發(fā)出來的《脫貧內(nèi)生動力量表》包括價值觀、自我觀和脫貧行為傾向三個維度，量表具有較高的信度、效度和區(qū)分度，可以作為將來開展脫貧內(nèi)生動力實證研究的工具。當然，本研究也存在不足之處。為了順利獲取有效的數(shù)據(jù)并方便監(jiān)督量表回收的過程，本文的樣本選取區(qū)域均為與研究者建立了較好合作關系的貧困縣且都局限在一個省內(nèi)，因此本文的結論在推論至其他地方時要持審慎的態(tài)度。從講好中國扶貧故事的角度來看，未來應擴展研究取樣范圍，以便對《脫貧內(nèi)生動力量表》進行精度驗證。

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