羅 杰,陳 維,潘 運,趙守盈

(1.貴州師范大學 心理學院,貴州 貴陽 550025;2.貴州師范大學 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)社會經(jīng)濟的繁榮發(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)，是指個體在遺傳和環(huán)境的共同影響下經(jīng)過實踐而形成的相對穩(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所表現(xiàn)出來的良好應對與適應的積極傾向性[2]。潘運等[2]認為，韌性素質(zhì)包括2個基本特征：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)展階段相應的心理特征；教育導向，以少數(shù)民族青少年正在接受的學校教育限定韌性素質(zhì)的性質(zhì)，主要涉及與學校教育目標相適應的心理特征。

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：修訂國外學者的量表[3]；自編的本土化工具[2,4-5]。2013年，潘運等以心理素質(zhì)和心理健康素質(zhì)為基礎，并參考Olsson等[6]的青少年心理韌性理論(個人能力和特質(zhì)、家庭支持系統(tǒng)、社會支持系統(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)計檢驗均基于經(jīng)典測量理論(Classical test theory,CTT)，心理測量中CTT在檢驗測評工具的信效度等結(jié)果指標時卻存在著一定缺陷[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?。徊荒芴岢鋈绾螠p少測驗誤差的策略方針等。

概化理論(Generalizability theory,GT)在CTT基礎上，引入了實驗設計與方差分析，能夠?qū)y量過程(情景)中出現(xiàn)的各種誤差進行分解和控制，進而為測驗決策提供系統(tǒng)的理論與方法[9-10]。相對于CTT而言，GT可依據(jù)測驗誤差的變異來源將總體誤差分解成多個分量的誤差變異，并在綜合考慮多個測驗誤差來源的同時進行測驗信度的計算，因而進行信度估計時GT較CTT更加細致和精準[11]。在具體開展GT時主要包括G研究和D研究2個過程，其中G研究通過估計測量目標和測量側(cè)面的方差-協(xié)方差分量大小，以明確測量目標與測量側(cè)面間的關系，D研究則通過對測驗信度變化的估計來確定哪種決策與方案更好與合理，進而為進一步改進測驗提供依據(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)時具有獨特功能[9-11]。國外學者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。當前GT已廣泛用于心理測評工具的編制與驗證[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)的測量學屬性，以期為提高EMARDI的測驗效力提供參考。

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)，該量表由潘運等[2]編制，包括3個二階因子(個人支持力、家庭支持力和社會支持力)和9個一階因子(積極認知、情緒調(diào)控、意志行動、家庭期望、家庭關心、家庭和諧、教師支持、同伴支持和社會支持)，共36個題目，量表采取5點記分方式(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進行驗證性因素分析，結(jié)果顯示模型的各項擬合指標為：χ2/df=5.468，CFI=0.911，TLI=0.904，SRMR=0.050，RMSEA=0.039。9個一階因子的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 研究設計

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精度。研究設計均為多元p×i隨機測量模式，被試(p)為測量目標，題目(i)為測量側(cè)面。

1.4 數(shù)據(jù)處理與分析

運用SPSS 22.0對所得調(diào)查數(shù)據(jù)進行管理，采用mGENOVA2.1分別運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個二階因子之間呈中等程度相關；被試效應(被試的方差分量以及被試和題目的交互效應)較大，而題目的方差分量則相對最小。

表1 3個二階因子的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)，運行mGENOVA2.1程序可得到各效應在9個一階因子上的估計結(jié)果，見表2。

表2 9個一階因子的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聯(lián)(特別是同屬于相同二階因子的各個一階因子之間)；被試效應(各個因子的方差分量以及被試和題目的交互效應)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個二階因子的概化系數(shù)和可靠性指數(shù)均達到較好水平，將EMARDI分為3個二階因子是可行的；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個二階因子的D研究Tab.3 The D studies of three higher-order factors

表4 9個一階因子的D研究Tab.4 The D studies of nine lower-order factors

由表4可知：9個一階因子的概化系數(shù)與可靠性指數(shù)均達到接受水平，考慮把EMARDI分為9個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一階因子的結(jié)果。

2.3 各因子對總方差貢獻率的分析

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

表5 各二階因子對全域總分的貢獻比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比Tab.6 The contribution ratio of lower-order factors to universe scores

由表6可知：積極認知、情緒調(diào)控、意志行動和家庭期望對全域總分的貢獻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均最高，家庭期望對相對誤差和絕對誤差方差的貢獻均最低。

3 討論

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

心理健康素質(zhì)理論認為，少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)是一個多維度、多層級的心理特征，主要涵蓋了個體、家庭和社會等層面，同時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個二階因子(個人、家庭和社會支持力)得分間存在中等相關，將EMARDI分為3個高階因子是可行的，3個高階因子既相對獨立同時也具有一定關聯(lián)，這初步支持了心理健康素質(zhì)理論關于少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)高階因子結(jié)構(gòu)的劃分。同時G研究還發(fā)現(xiàn)，各個高階因子中被試效應的方差分量估計較大，這說明與被試相關的變異在測驗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相對最小，這說明題目變異在測驗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，被試在各個低階(一階)因子得分之間存在密切相關，這表明考慮把EMARDI分為9個低階因子也可行，各低階因子之間既存在關聯(lián)也具有相對獨立性。這也初步驗證了心理健康素質(zhì)理論關于少數(shù)民族青少年韌性素質(zhì)的低階因子結(jié)果。同時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，這也說明被試相關的變異在測驗得分變異中所占比重較大，而量表題目引起的變異在測驗分數(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)，與題目本身的關聯(lián)并不大。

隨后的D研究結(jié)果顯示，3個高階(二階)因子的概化系數(shù)和可靠性指數(shù)均達到較好水平，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二階因子的相應結(jié)果，把3個二階因子的得分合成1個量表總分是合理的，合成量表總分可以更好發(fā)揮EMARDI的施測功能。同時低階因子的D研究也發(fā)現(xiàn)，9個一階因子的概化系數(shù)和可靠性指數(shù)均達到接受水平，把EMARDI劃分為9個低階因子也可行，此時全域總分的概化系數(shù)與可靠性指數(shù)都達到0.90以上，將9個低階因子得分最后合為1個總量表也合理，9個因子分合并為1個量表總分更能發(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使用，也可用作標準參照測驗，且支持了EMARDI原編者所提出的高階多維結(jié)構(gòu)(3個二階因子和9個一階因子)。根據(jù)本研究所得，建議心理學研究者在報告EMARDI的測驗結(jié)果時，應同時報告一階因子、二階因子和全量表的測驗信度。進行結(jié)構(gòu)方程建模分析時，既可以考慮將3個高階因子作為標識，亦或者是把9個低階因子作為測量標識進行項目打包，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率由大到小依次為：社會支持力、家庭支持力和個人支持力。其中，社會支持力與家庭支持力兩個高階因子對全域總分的貢獻大于各自在量表中的分值，而個人支持力對全域總分的貢獻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均最高。相應地，一階因子對全域方差的貢獻最小依次是情緒調(diào)控、家庭期望、意志行動和積極認知。除家庭期望外，其余因子均屬于個人支持力。這表明作為內(nèi)在韌性特質(zhì)的個人支持力及所屬低階因子在總量表中的實際作用可能還沒有完全達到相應要求，未來對EMARDI開展修訂時，可著重考慮對個人支持力因子的題目進行修改或更換以提高測驗精度。

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。