董 軍 李洪玉 李曌宇 盧 山

（1教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院，天津 300074；2天津師范大學教育科學學院，天津 300387）

1 前言

個體、社區(qū)、國家和國際上越來越重視積極心理學，尤其是監(jiān)測和構建主觀幸福感。從積極心理學的角度來看，良好的心理功能不僅僅是沒有精神疾病，更要關注事物積極的方面，而非簡單地不關注事物的負面（Seligman ＆ Csikszentmihalyi， 2000）。從 20世紀40年代以來，基于文化或種族差異（MacDonald，2006），研究者一直試圖以一種不同于精神疾病的概念來定義精神健康 （Vega＆ Rumbaut，1991）。從歷史上看，精神健康表示沒有精神疾病（Smith，1959）。后來的研究認為，心理健康包含“在心理、情感、行為和社會方面沒有障礙……在心理和社會方面有積極或健康的功能”（Kazdin，1993）。過去對積極心理功能的測量主要集中在成年人身上，但兒童青少年這一群體更具有研究價值（Casas，2011）。在全球范圍內(nèi)，促進兒童青少年的心理健康具有很大的公共衛(wèi)生價值和社會意義。然而，適用于兒童青少年心理健康干預措施的相關心理健康工具卻少之又少。因此，我們在此介紹青少年心理安寧感量表 （EPOCH）。該量表是一個自我報告式調(diào)查問卷，用于評估兒童青少年積極的心理功能和感覺。它是專門針對兒童青少年開發(fā)的，包括五個積極的心理特征，即投入性、堅韌性、樂觀性、樂群性和愉悅性。量表共60個項目，以5點計分，范圍從“非常不符合”到“非常符合”。完成時間不限定。

投入性（engagement）是指個體充滿興趣地、全神貫注地積極參與到當前活動或任務中的一種能力。非常高水平的投入性一直被稱作 “沉浸體驗”（Csikszentmihalyi， 1997）。 堅韌性（perseverance）是指個體即使面對各種困難也堅持追求個人目標的能力。它既是“大五人格”中的“責任心”成分，也是“毅力（grit）”（包括追求長遠目標的堅持性和熱情）中的驅力成份（Duckworth，Peterson，Matthews，＆ Kelly，2007）。樂觀性（optimism）是指對未來充滿希望和信心，從積極的、有利的角度去看待事物，表現(xiàn)為一種將消極事件評價為暫時性的、外在性的和特殊性的歸因風格。樂群性（connectedness）是指個體與他人建立起令人滿意關系的一種意識，相信自己在他人眼里是值得關心、愛護、尊重和珍視的，同時也會對他人表示友好或幫助。愉悅性（happiness）則是指個體擁有一種穩(wěn)定的積極心境，對自己的生活感到滿意的一種持久性情緒。

Kern，Benson，Steinberg 和 Steinberg（2016）編制了EPOCH量表，對青少年的投入性、堅韌性、樂觀性、樂群性和愉悅性進行測量，該量表對西方兒童青少年具有良好的信度和效度。本研究得到了原作者的同意，對EPOCH問卷進行了漢化并進行了修訂，漢化后命名為青少年心理安寧感量表 （EPOCH）學習背景中文版。本研究將其應用于中、小學生樣本中，旨在對該量表的信度和效度進行檢驗。

2 研究一 問卷初測

2.1 研究方法

2.1.1 研究對象

研究對象為天津市和河北省6所中、小學的小學五年級（簡稱小五）、初中二年級（簡稱初二）和高中二年級（簡稱高二）學生，共發(fā)放問卷550份，回收有效問卷417份，問卷有效率75.8%。其中男生216人（51.8%），女生 192 人（46.0%），性別信息缺失 9人（2.2%）；小五學生 157 人（37.6%），初二學生 118人（28.3%），高二學生 142 人（34.1%）；重點校學生225 人（54.0%），一般校學生 192 人（46.0%）；年齡9～19 歲，小五學生平均年齡 11.33±0.52 歲，初二學生平均年齡 14.51±0.58 歲， 高二學生平均年齡17.34±0.54 歲。

2.1.2 研究工具

采用青少年心理安寧感量表（EPOCH）學習背景中文版，翻譯自Kern等（2016）編制的EPOCH量表。該量表共60個項目，對青少年的投入性、堅韌性、樂觀性、樂群性和愉悅性 5個維度進行測量，采用Likert 5點計分（非常不符合為“1”，比較不符合為“2”，不確定為“3”，比較符合為“4”，非常符合為“5”），維度得分越高，代表個體的該維度特征越明顯。該量表在西方兒童青少年中具有良好的信、效度（Kern et al.， 2016）。 本研究中，量表經(jīng) 5 名心理學專業(yè)碩士研究生、2名英語專業(yè)碩士研究生、2名漢語言文學專業(yè)碩士研究生多次翻譯—回譯確定最終的青少年心理安寧感量表學習背景中文版。

2.1.3 研究程序

采取分層抽樣方法選取被試，利用大課間休息時間進行集體施測。所有數(shù)量統(tǒng)計均在SPSS 20.0和AMOS 17.0統(tǒng)計軟件包上進行。

2.2 結果分析

2.2.1 項目分析

2.2.1 .1 高、低分組平均分數(shù)差異的獨立樣本t檢驗

在項目分析過程中，若采用極端組的臨界比值作為參數(shù)，一般將臨界比值的t統(tǒng)計量的標準值設為3。若是題項高、低分組之間平均分數(shù)差異的t統(tǒng)計量小于3，則表示該題項的鑒別度較差，可以考慮將之刪除。結果表明，所有題項的相應t值均顯著大于3，因此建議保留所有項目。

2.2.1 .2同質性檢驗——題項分數(shù)與維度總分的相關系數(shù)

個別題項分數(shù)與總分的相關愈高，表示該題項與整體量表的同質性愈高，所測量的心理特質或潛在行為較為接近。若個別題項分數(shù)與總分的相關系數(shù)未達到顯著性水平，或兩者為低相關（相關系數(shù)小于0.400），則表示該題項與整體量表的同質性不高，建議刪除。本研究中，所有題項的分數(shù)與其對應維度的總分均達到顯著相關，但投入性分量表中第10題的相關系數(shù)為 0.347＜0.400，建議刪除該題項。 其它題項的相關系數(shù)均大于0.400，表示題項與整體量表的同質性較高，建議保留。

“修正的項目—總分相關性”表示的是該題項分數(shù)與其對應維度內(nèi)其它題項分數(shù)加總后的積差相關。若是呈現(xiàn)的數(shù)值小于0.400，表示該題項與同維度內(nèi)其余題項的相關為低度關系，該題項與其余題項所要測量的心理或潛在特質同質性不高。從校正題項與同維度內(nèi)其它題項總分的相關可以看出，投入性分量表中第 10 題（0.212）、第 12 題（0.312）、堅韌性分量表中第16題（0.308）、愉悅性分量表中第52題（0.386）與各自維度內(nèi)其余題項總分的相關系數(shù)較低，可考慮刪除。

2.2.1 .3同質性檢驗——題項刪除后的α值、共同性與因素負荷量

若某題項刪除后分量表的α值大于不刪除時的α值，則建議刪除該題項，否則將保留該題項。據(jù)此，建議刪除5個項目（即投入性第10題、投入性第12題、堅韌性第16題、樂觀性第27題和愉悅性第52題）。

采用探索性因素分析的主成分分析，對每個分維度中的所有項目抽取一個因素，從而得到每個項目的共同性與因素負荷量。對于每個項目來說，若共同性＜0.200，則建議刪除；若因素負荷量＜0.450，也建議刪除。

共同性表示題項能解釋共同特質或屬性的變異量。采取主成份分析抽取共同因素時，初始的共同性估計值均為1，根據(jù)最后共同性萃取值的大小，可以了解題項所欲測量共同特質（因素）的高低。共同性為各題項在共同因素的因素負荷量的平方加總，反映的是共同因素對各題項的解釋變異量，這個值是個別題項與共同因素間多元相關系數(shù)的平方，相當于回歸分析中的R2。一般而言，共同性值若低于0.200，表示該題項與共同因素間的關系不密切，此時，此題項可考慮刪除。在本研究中，投入性第10題（0.066）、 投入性第 12 題 （0.153）、 堅韌性第 16 題（0.139）與共同因素的關系微弱，可考慮將之刪除。

因素負荷量表示題項與因素（心理特質）關系的程度，題項在共同因素的因素負荷量愈高，表示題項與共同因素的關系愈密切，亦即其同質性愈高；相對的，題項在共同因素的因素負荷量愈低，表示題項與共同因素的關系愈不密切，亦即其同質性愈低。在進行項目分析時，若是題項的因素負荷量小于0.450，可考慮將之刪除。本研究中，投入性第10題（0.258）、投入性第 12 題 （0.391）、 堅韌性第 16 題（0.373）、愉悅性第 52 題（0.448）與共同特質的關系不是很密切，可考慮將之刪除。

綜合以上項目分析的結果，刪除有4個或4個以上指標不符合條件的3個題項 （即投入性第10題、投入性第12題和堅韌性第16題），保留其它57個題項，繼續(xù)下一步的數(shù)據(jù)分析。

2.2.2 探索性因素分析

對問卷中剩余57個題項構成的各維度分別做探索性因素分析。結果發(fā)現(xiàn)：（1）投入性維度的反映像相關矩陣（MSA）最低為 0.875＞0.50，KMO＝0.909（極佳），適合進行因素分析。維度所屬項目的因素負荷量均大于0.45。使用主成分分析法，經(jīng)方差最大旋轉法旋轉，提取出1個特征根大于1的因子，累計方差解釋率為50.27%。（2）堅韌性維度的反映像相關矩陣最低為 0.837＞0.50，KMO＝0.908（極佳），適合進行因素分析。使用主成分分析法，生成2個主成份，刪除第2個主成分中最大值0.827對應的堅韌性第20題，重新做探索性因素分析，使用主成分分析法，經(jīng)方差最大旋轉法旋轉，提取出1個特征根大于1的因子，累計方差解釋率為48.05%。（3）樂觀性維度的反映像相關矩陣最低為 0.906＞0.50，KMO＝0.931（極佳），適合進行因素分析。因素負荷量均大于0.45。使用主成分分析法，經(jīng)方差最大旋轉法旋轉，提取出1個特征根大于1的因子，累計方差解釋率為 52.24%。（4）樂群性維度的反映像相關矩陣（MSA）最低為 0.845＞0.50，KMO＝0.884（良好），適合進行因素分析。使用主成分分析法，生成2個主成分，刪除第2個主成份中最大值0.826對應的樂群性第45題，最大值0.716對應的樂群性第38題，重新做探索性因素分析，使用主成分分析法，經(jīng)方差最大旋轉法旋轉，提取出1個特征根大于1的因子，累計方差解釋率為46.91%。（5）愉悅性維度的反映像相關矩陣（MSA）最低為 0.893＞0.50，KMO＝0.930（極佳），適合進行因素分析。生成2個主成分，刪除第2個主成分中最大值0.794對應的愉悅性第52題，重新做探索性因素分析，使用主成分分析法，經(jīng)方差最大旋轉法旋轉，提取出1個特征根大于1的因子，累計方差解釋率為57.88%。

總之，經(jīng)項目分析后刪除了投入性第10題、第12題和堅韌性第16題；經(jīng)探索性因素分析后，刪除了堅韌性第20題、樂群性第38題、樂群性第45題、愉悅性第52題。最后，由53個項目構成正式問卷。

2.2.3 正式問卷的信度和效度分析

正式量表的投入性維度的α＝0.878，堅韌性維度的 α＝0.878，樂觀性維度的 α＝0.915，樂群性維度的 α＝0.873，愉悅性維度的 α＝0.926。

正式量表的驗證性因素分析結果見表1。所有指標均達到合格標準，表明該量表的結構效度良好。

表1 驗證性因素分析的結果

3 研究二 正式問卷的信、效度驗證

3.1 研究方法

3.1.1 研究對象

為了進一步檢驗正式問卷的質量，在天津市和河北省各選取6個學校 （重點學校、一般學校各3所）的小學五年級、初中二年級、高中二年級學生，共發(fā)放問卷2300份，回收2182份。首先刪除數(shù)據(jù)缺失較多的被試54人，其次根據(jù)測謊量表的結果，刪除大于平均數(shù)一個標準差的被試369人，得到有效被試1759人。其中重點學校學生887人（50.4%），一般學校學生 872人 （49.6%）。小五學生 631人（35.9%），初二學生 548 人（31.2%），高二學生 580人 （32.9%）。 男生 886 人 （50.4%）， 女生 832 人（47.3%），性別信息缺失41 人（2.3%）。小五學生平均年齡 11.26±0.44 歲， 初二學生平均年齡 14.42±0.52歲，高二學生平均年齡 17.26±0.49 歲。

3.1.2 研究工具

青少年心理安寧感量表（EPOCH）學習背景中文版初測后形成的正式版，共53個項目。

3.2 結果分析

3.2.1 正式問卷的信度和效度

量表的各維度一致性信度分別為：投入性維度的 α＝0.870，堅韌性維度的 α＝0.870，樂觀性維度的α＝0.917，樂群性維度的 α＝0.875，愉悅性維度的 α＝0.923。

驗 證 性 因 素 分 析 結 果 為 ：χ2／df＝5.625，NFI＝0.859，IFI ＝0.881，TLI ＝0.871，CFI ＝0.81，RMSEA ＝0.051，所有驗證性指標均達到合格標準，量表結構效度良好。

4 討論

青少年心理安寧感量表（EPOCH）學習背景中文版的原量表共60個項目，經(jīng)修訂后，正式版由53個項目構成。青少年心理安寧感量表（EPOCH）學習背景中文版的結構效度良好，各分量表的內(nèi)部一致性信度在0.873～0.926之間。驗證的各分量表內(nèi)部一致性信度在0.870～0.923之間，所有驗證性指標均達到合格標準，量表結構效度良好。吳明?。?010）的研究發(fā)現(xiàn)，卡方值對受試樣本的大小非常敏感，樣本數(shù)愈大，則卡方值愈容易達到顯著，導致理論模型遭到拒絕的概率愈大。χ2值檢驗最適用的樣本數(shù)為100～200。如果是問卷調(diào)查法，通常樣本數(shù)均在200以上，因而整體模型是否適配需再參考其他的適配度指標?？ǚ阶杂啥缺龋é?／df）由于使用卡方值作為分子，因此該指標依然受到樣本大小的影響。

本研究還發(fā)現(xiàn)，重點校學生在各分維度上的得分均顯著高于一般校學生。重點校學生的學習緊張，更看重取得好成績，會積極、主動、自覺地從事和管理自己的學習活動，而不是在外界的要求下被動地從事學習活動，其主要表現(xiàn)形式為激發(fā)內(nèi)在動機。主觀幸福感的目標理論認為，主觀幸福感與人的需要及內(nèi)在動機有著密切的聯(lián)系。Brunstein，Schultheiss和 Gr?ssmann（1998）認為，當目標與人的內(nèi)在動機或需要相適宜時，才能提高個體的主觀幸福感。主觀幸福感的自我決定理論也認為，自主需要、認可需要、關系需要的滿足是主觀幸福感的關鍵因素。與普通校學生相比，重點校學生取得好成績獲得的幸福感更強烈，這說明努力學習對學生的主觀幸福感具有積極影響。研究還發(fā)現(xiàn)，女生在堅韌性和樂群性上的得分均顯著高于男生。這主要是因為我國的家庭、學校和社會教育要求女孩子要比男孩子更穩(wěn)重、聽話。這樣就造成女生的自我教育能力和自我控制能力比男生要強。因此，女生比男生更注重自我培養(yǎng)，并且在學習過程中顯示出較強的堅韌性。女生在社會交往中的語言能力更強，表現(xiàn)出更多的樂群性。本研究還發(fā)現(xiàn)，隨著年級的逐漸升高，學生在各分維度上的得分越來越低，這與學生隨著年齡的增長對個體的評價越來越客觀有關。小學生總是過高地估計自己的幸福感，而高年級學生隨著學業(yè)壓力的逐漸增大，又會低估自己的幸福感。

5 結論

本研究通過問卷修訂的流程，對EPOCH進行了中文版翻譯及其信效度檢驗。青少年心理安寧感量表（EPOCH）學習背景中文版正式問卷保留了原始問卷的53個題目和問卷結構。研究發(fā)現(xiàn)，原問卷的五因素結構得到了驗證。問卷各維度的信度指標均符合心理測量學要求。

本研究發(fā)現(xiàn)，重點校學生在各分維度上的得分均顯著高于一般校學生。在不同性別差異上，女生在堅韌性和樂群性上的得分均顯著高于男生。在年級差異上，隨著年級的逐漸升高，學生在各維度上的得分顯著降低。

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