李立言 范雨欣 雷秀雅

摘??? 要|目的：編制出能夠用來測量殘障群體外顯刻板印象的量表并檢驗其信效度。方法：以 602 名普通公眾為被試，通過自由聯(lián)想法和語義差異量表法，編制殘障群體刻板印象語義差異量表。對收集到的數(shù)據(jù)進行項目分析、探索性因子分析、驗證性因子分析以及信度分析，形成最終問卷。結(jié)果：殘障群體刻板印象語義差 異量表包括溫情和能力兩個維度，共 25 個題目。驗證性因子分析結(jié)果表明模型擬合良好（χ2/df=2.99， RMSEA=0.08，IFI=0.82，GFI=0.85，CFI=0.82，NFI=0.75）?？偭勘淼姆职胄哦葹?? 0.81，內(nèi)部一致性信度為 0.90;分量表的分半信度為 0.77、0.85，內(nèi)部一致性信度為 0.84、0.85。結(jié)論：結(jié)殘障群體刻板印象語義差異量表具有良好的信效度，能夠作為測量殘障群體外顯刻板印象的工具。

關(guān)鍵詞|殘障群體;刻板印象;語義差異量表;公眾

殘障群體是指由于后天或先天的身心缺陷，在生理或心理上存在功能障礙，無法正常參與社會生產(chǎn)生活的人[1]?？贪逵∠笫莻€體將性別、年齡、種族等作為劃分社會類別的依據(jù)，在歸類時產(chǎn)生的有關(guān) 某群體的難以改變的印象[2]。

中國殘疾人聯(lián)合會統(tǒng)計的數(shù)據(jù)顯示，我國殘障群體的總數(shù)已達到了 8500 余萬人，約占中國總?cè)丝?的 6.21%。2019 年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國小學、初中和高中階段有 79 萬多名在讀殘障學生。種種調(diào)查數(shù)據(jù)表明殘障群體已成為社會不可忽視的重要組成部分。然而，國內(nèi)外以往研究以及大量社會新聞表明， 殘障群體的生活現(xiàn)狀不容樂觀。殘障群體在就業(yè)方面會受到限制。有研究表明，相比于殘障群體，公眾更傾向于雇傭正常人[3，4]。此外，殘障群體在人際交往方面會遭受到歧視、偏見和污名[5-7]。有研究表明， 對于更親密的人際關(guān)系，無殘障者對身體殘障者表現(xiàn)出更大的偏見，主要表現(xiàn)為焦慮、敵意和回避[8]?？梢?，殘障群體受到的歧視、偏見和污名對其學習、工作和生活等方面造成了不可忽視的影響，至今仍然是非常重要且亟待解決的問題。

刻板印象被視為歧視、偏見和污名的最初階段[9]。根據(jù)激活方式的差異，刻板印象可以分為兩類 表現(xiàn)型，一類是難以通過意識即時覺察的內(nèi)隱刻板印象，另一類則是能夠被意識察覺的外顯刻板印象[10]。外顯刻板印象體現(xiàn)的是人們對某一群體持有的社會觀念，多以語義圖式形式表征于概念系統(tǒng)，并以可控的概念驅(qū)動形式激活表達于意識層面[11]。外顯刻板印象多采用直接外顯的測量手段。近年來，最為常 見的外顯刻板印象測量方法是將自由聯(lián)想法和語義差異量表法相結(jié)合[12]。但以往殘障群體刻板印象的 相關(guān)研究更多的是以某一特殊群體為被試，如師范生、普校教師等[13，14]，所形成的殘障群體刻板印象 測量工具無法廣泛應用于其他群體，局限性較大。

基于此，為了豐富殘障群體刻板印象測量工具，推動相關(guān)領(lǐng)域?qū)嵶C研究的開展，本研究以普通公眾為測量對象，將自由聯(lián)想法和語義差異量表法相結(jié)合，旨在編制出一份信效度良好的殘障群體刻板印象語義差異量表。

1?????? 收集特質(zhì)詞

1.1?? 被試

通過發(fā)布廣告，招募 35 名普通社會公眾作為收集殘障群體特質(zhì)詞階段的被試，男生 17 名，女生 18 名。

年齡在 18 ～ 50 歲之間（M=25.29，SD=8.19）。

1.2?? 研究工具

殘障群體刻板印象自由聯(lián)想問卷：自由聯(lián)想法是一種簡單且直接測量刻板印象的方法，在刻板印象研究領(lǐng)域受到廣泛應用[15]。主試要求被試盡可能快速地報告出描述殘障群體的10 個形容詞，最多報告15 個形容詞。

1.3?? 研究過程及結(jié)果

步驟一，采用自由聯(lián)想法收集殘障群體刻板印象的特質(zhì)詞。要求每一位被試快速地報告出描述殘障群體的 10 個形容詞，最多報告 15 個形容詞。共收集到 352 個形容詞，通過合并重復詞、剔除無效詞，

得到 254 個形容詞。

步驟二，邀請 6 名心理學專業(yè)研究生組成核心討論小組，對收集到的形容詞進行錄入、整理及歸類。小組成員以形容詞出現(xiàn)的頻率為線索，將高頻率形容詞的反義詞、近義詞進行合并，并逐一將低頻率形容詞并入已經(jīng)有的類別中，每一個類別以具有代表性的形容詞進行命名，盡可能保證所選取的形容詞來自原有數(shù)據(jù)。對存在爭議的形容詞，討論小組成員進行多次討論，最終達成一致意見。經(jīng)過線上線下多次小組會議后，通過查閱漢語詞典、在線字典以及在線反義詞查詢等方式對原始詞語中無法形成互為反義詞的形容詞對的詞語進行匹配，最終獲得 29 對互為反義詞的形容詞對。

步驟三，請 2 位心理學專業(yè)教師對所有形容詞對進行專家審議。核心討論小組綜合了語義差異量表的編制標準以及專家意見，對形容詞對進行調(diào)整。剔除中性的“內(nèi)向—外向”形容詞對。剔除“需要幫助的—無需幫助的”形容詞對。最終確定 27 對互為反義詞的形容詞對作為《殘障群體刻板印象語義差異量表》的初始條目， 結(jié)果見表 1。7 點計分（“1”代表非常符合左邊的詞語，“2”代表比較符合左邊的詞語，“3”代表有點符合左邊的詞語，“4”代表中立，“5”代表有點符合右邊的詞語，“6”代表比較符合右邊的詞語，“7”代表非常符合右邊的詞語）。為防止產(chǎn)生定勢，通過生成隨機數(shù)的方法，設(shè)置了 13 道反向題目和 14 道正向題目，題目呈現(xiàn)的順序也做了隨機化處理。

2?????? 初始量表的施測及結(jié)果分析

2.1?? 被試

共發(fā)放 246 份問卷，回收 222 份有效問卷，問卷的回收率 90.24%。被試年齡介于 8 至 70 歲之間（M=20.04，SD=12.24）。

2.2?? 研究結(jié)果

采用 SPSS 22.0 對數(shù)據(jù)進行處理，分別進行了項目分析、探索性因子分析以及信度分析。項目分析：首先計算出量表的總分，按由低到高的順序進行排列。將總分前 27% 的被試看作低分組，后 27% 的被試看作高分組。對兩組在每個條目上的得分分別進行了獨立樣本 t 檢驗，結(jié)果如表2 所示，27 個條目的 t 值均顯著。

探索性因子分析：對數(shù)據(jù)進行探索性因子分析。結(jié)果表明，KMO=0.86，Bartlett 球形檢驗顯著，p<0.001。由此可見，適合進行因子分析。對 27 個條目進行探索性因子分析。根據(jù)刻板印象內(nèi)容模型理論，采用主成分分析法固定提取 2 個公因子，采用最大方差正交旋轉(zhuǎn)法進行因子旋轉(zhuǎn)。根據(jù)刪減條目的標準，提取了兩個特征值大于 1 的公因子，刪除了因子載荷小于 0.3 的 a8 條目，最終保留了 26 個條目，所有條目的因子載荷介于 0.35 ～ 0.69 之間，兩個公因子累計解釋了總方差的 35.22%，見表 3。參照刻板印象內(nèi)容模型理論[16]，將第一個公因子命名為了溫情，第二個公因子命名為了能力。初始量表的溫情維度包括“冷漠的—友善的”等 12 個條目，能力維度包括“貧窮的—富裕的”等 14 個條目。

信度分析：檢驗了量表的信度，結(jié)果如表4 所示，總量表的分半信度為 0.82，內(nèi)部一致性信度為 0.90; 溫情維度的分半信度為 0.78，內(nèi)部一致性信度為 0.84;能力維度的分半信度為 0.83，內(nèi)部一致性信度為 0.84。由此可見，量表具有良好的信度。

3?????? 正式量表的施測及結(jié)果分析

3.1?? 被試

共發(fā)放350 份問卷，回收345 份有效問卷，問卷回收率達到了98.57%。其中，女生201 人，男生144 人。

年齡介于 8 至 61 歲之間（M=22.07，SD=11.25）。

3.2?? 研究結(jié)果

為進一步檢驗量表的信效度，采用Amos 24.0 進行了驗證性因子分析，采用SPSS 22.0 進行了信度分析。驗證性因子分析：采用 Amos 24.0 進行了驗證性因子分析，根據(jù)修正提示對模型進行適當調(diào)整，刪

除了標準化因子載荷小于 0.35 的 a1 條目，最終共保留了 25 個條目，見表 5。此模型的各項擬合指標如表6 所示，χ2/df=2.99，RMSEA=0.08，達到了優(yōu)秀的標準，IFI、GFI、CFI 均大于 0.8，NFI=0.75，雖沒有達到優(yōu)秀的標準但仍在可接受的范圍內(nèi)。總體來看，此模型擬合良好。最終量表包括溫情和能力兩個維度，其中，溫情維度包括“冷漠的—友善的”“可怕的—可愛的”等 12 個條目，能力維度包括“貧窮的—富裕的”“不善交際的—善于交際的”等 13 個條目。

信度分析：由于刪減了題目，進一步計算了量表的信度。結(jié)果如表7 所示，總量表的分半信度為 0.81， 內(nèi)部一致性信度為 0.90;溫情維度的分半信度為 0.77，內(nèi)部一致性信度為 0.84;能力維度的分半信度為 0.85，內(nèi)部一致性信度為 0.85。由此可見，該量表具有良好的信度。

4?????? 討論

近年來，殘障群體生活現(xiàn)狀逐漸引起社會各界的關(guān)注[17-20]，但殘障群體刻板印象領(lǐng)域的研究仍存 在許多不足[13，14，21]，尤其缺少公眾對殘障群體外顯刻板印象的測量工具。本研究聚焦于當前社會背景和時代發(fā)展下公眾對殘障群體的外顯刻板印象，不僅關(guān)注公眾對殘障群體的消極刻板印象還關(guān)注了積極刻板印象。經(jīng)過開放式自由聯(lián)想問卷收集具有兩極性的特質(zhì)詞、初測以及正式施測，最終得到了信效度良好的殘障群體刻板印象語義差異量表。

本研究的結(jié)果顯示，在信度方面，總量表和分量表的分半信度在 0.77 ～ 0.85 之間，內(nèi)部一致性信度在 0.84 ～ 0.90 之間，達到較高水平。在效度方面，基于刻板印象內(nèi)容模型理論提取的兩個公因子解釋了總方差的 35.22%，且所有條目的因子載荷介于 0.35 ～ 0.69 之間，驗證性因子分析的結(jié)果表明，各項擬合指標均達到了合格的標準，這些都說明了量表的結(jié)構(gòu)合理，結(jié)構(gòu)效度較好?；谝陨辖Y(jié)果，本研究編制的殘障群體刻板印象語義差異量表可以作為相關(guān)領(lǐng)域的測量工具。

前人圍繞刻板印象的內(nèi)容進行了大量研究。其中，菲斯克等人（2002）所提出的刻板印象內(nèi)容模型最具代表性[16]，得到了后人的廣泛應用[9，22-24]?？贪逵∠髢?nèi)容模型認為，雖然個體對不同群體有著不 同的刻板印象內(nèi)容，但是這些內(nèi)容可由一廣義的模型所概括，該模型包括溫情與能力兩個維度，根據(jù)兩個維度上的高低水平就可以判斷特定群體刻板印象的內(nèi)容結(jié)構(gòu)。該理論簡化了復雜的刻板印象內(nèi)容，為在群際層面上對刻板印象進行分析和比較提供了便利。本研究基于刻板印象內(nèi)容模型理論對該量表的兩個維度命名，最終得到了溫情和能力兩個維度，共 25 個題目。溫情維度包括：依賴他人的—自立的、冷漠的—友善的、瘋狂的—理智的、自卑的—自信的、可怕的—可愛的、悲觀的—樂觀的、弱小的—強大的、脆弱的—堅強的、膽小的—勇敢的、無奈的—如意的、有攻擊性的—無攻擊性的、丟臉的—長臉的;能力維度包括：痛苦的—快樂的、貧窮的—富裕的、平庸的—有才的、低能力的—高能力的、邋遢的—干凈的、遲鈍的—敏銳的、可憐的—幸福的、固執(zhí)的—靈活的、孤僻的—合群的、異常的—正常的、可鄙的—可敬的、笨拙的—聰明的、不善交際的—善于交際的。

本研究最后得到的殘障群體刻板印象語義差異量表中的部分題項與以往相關(guān)研究一致[25]，也有部分題項與以往相關(guān)研究不同。例如：孤僻的—合群的、可鄙的—可敬的、冷漠的—友善的、自卑的—自信的等題項與以往研究者編制的《師范生對殘疾學生的刻板印象調(diào)查問卷》中的部分題項一致[13]。脆弱的—堅強的、自卑的—自信的、依賴他人的—自立的、遲鈍的—敏銳的、悲觀的—樂觀的、不善交際的— 善于交際的、貧窮的—富裕的等題項與以往研究者編制的《普校教師對殘疾學生刻板印象的調(diào)查問卷》中的部分題項一致[14]。有攻擊性的—無攻擊性的、瘋狂的—理智的、膽小的—勇敢的等題項則屬于本研究發(fā)現(xiàn)的與以往相關(guān)研究不同的題項，這可能是被試群體范圍擴大、時代背景不同導致的。

信效度良好的殘障群體刻板印象語義差異量表為探究公眾對殘障群體的外顯刻板印象提供了工具， 這將推動相關(guān)領(lǐng)域?qū)嵶C研究的開展，幫助人們認識到公眾對殘障群體的外顯刻板印象。后人可以采用該量表進一步探究公眾對不同類型殘障群體外顯刻板印象的差異。

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The Development of Stereotype Semantic Difference Scale for Disabled Groups

Li Liyan???? Fan Yuxin Lei Xiuya

Department of Psychology， School of Humanities and Social Science， Beijing Forestry University， Beijing

Abstract： Objectives： To develop a scale that can be used to measure explicit stereotypes of the disabled groups and test its reliability and validity. Methods： 602 members of the general public were selected as subjects， and the semantic difference scale of stereotypes of the disabled groups was developed by the free association method and semantic difference scale. The collected data were analyzed by item analysis， exploratory factor analysis， confirmatory factor analysis， and reliability analysis to form the final questionnaire. Results： There were 25 items on the scale， including warmth and competence. The results of confirmatory factor analysis showed that the model fit well （χ2/df=2.99， RMSEA=0.08， IFI=0.82， GFI=0.85， CFI=0.82， NFI=0.75）. The split-half reliability of the total scale was 0.81， and the internal consistency reliability was 0.90. The split-half reliability of the subscale was 0.77 and 0.85， and the internal consistency reliability was 0.84 and 0.85. Conclusions： The semantic difference scale of stereotypes of the disabled groups has good reliability and validity， and can be used as a tool to measure explicit stereotypes of the disabled groups.

Key words： Disabled groups; Stereotype; Semantic difference scale; Public