青少年學生心理賦權現狀研究

李婷婷 賈林祥

摘? ?要： 根據青少年學生心理賦權的特點，結合心理賦權的結構模型，通過文獻分析、調查、訪談等形式確定了青少年學生心理賦權量表。研究表明，青少年學生心理賦權量表的編制符合心理測量學的要求，具有良好的信效度指標，是研究青少年學生心理賦權水平的一個有效工具。采用自編《青少年學生心理賦權量表》對徐州市的青少年學生進行心理賦權現狀分析，結果發現，青少年學生的心理賦權水平在性別、年級、城鄉、是否為學生干部變量上存在顯著差異。研究結果以期對培養學生積極樂觀、健康向上、自信自強的健康品質，對建設平安和諧校園提供一定幫助。

關鍵詞： 青少年學生; 心理賦權; 問卷編制; 現狀研究

中圖分類號： B84? ? ? ? ? ? ? ?文獻標識碼：? A? ? ? ? ? ? ?DOI：10.13411/j.cnki.sxsx.2019.01.024

文章編號： 1673-9973（2019）01-0123-07

一、引言

從上而下的全球化和從下而上的本土化導致了歷史上無與倫比的文化沖突，為了更好地應對新出現的挑戰和機遇，應該也必須要開發一種新的心理學來應對新興的生活環境、生活條件以及后果，社區心理學應運而生。社區心理學的出現標志著心理學向生態化方向的轉變。這種轉變側重于把個體及其所處的環境作為一個整體進行研究，這就使得研究者必須關注學校、社區、網絡等區域，以便了解個體的心理發展。

社區心理學的發展迄今已有50年的歷史，其主要研究社區背景中社會系統與個體福祉之間的關系。社會支持、社區感、社區意識、公民參與、心理賦權以及社會公正等是社區心理學研究的核心概念。但是筆者通過對已有研究梳理發現，有關心理賦權的研究相對較少。一方面是由于目前國內對社區心理學的研究范圍相對比較狹窄，很少有學者關注到社區心理賦權問題;另一方面是由于心理賦權的特殊性，對賦權的概念界定存在著一定的爭議，心理賦權測量工具的缺乏也阻礙了研究的進行。

心理賦權是一個開放式的結構，因為心理賦權會隨著人群、環境、文化和發展時期的變化而不同，因此，只能在特定情景下分析特定的心理賦權結構。在國外，Zimmerman（2005）在大量研究的基礎上，提出了獨具特色的心理賦權三維結構模型，包括個人內心、相互作用和行為成分。王琪等人（2010）結合我國國情，提出了我國社區背景下的心理賦權結構，分別是基于變革的批評傾向、參與能力的自我評價和參與動機的自我調控。不論是國外的還是國內的心理賦權三維結構，都強調三個維度的統一整合。首先，相信自己有能力去影響環境（內心成分）;其次，理解自己與環境之間的關系（相互作用成分）;最后，付諸行動參與社區活動（行為成分）。

量表測量是目前國內外心理賦權研究中最常采用的研究方法，測量工具主要包括社會政策控制量表（SPCS）、覺察到的控制量表（PCS）以及其他領域的心理賦權量表。其中真正廣泛應用于社區心理學背景下的測量工具只有SPCS。國內目前開發使用的社區心理學背景下的賦權量表只有城市居民心理賦權量表（CUCPES）。心理賦權的結構具有開放性，其結果可能由于個人、背景、文化、時間等情景的不同而不同，因此如何準確測量心理賦權的是該領域研究者面臨的重要挑戰。為了正確恰當地測量心理賦權，研究者需要為特定的人群和環境制定相應的量表，不能盲目采用同一種量表去研究不同的人群，亦不存在所謂的通用量表。編制特定背景下心理賦權的測量工具就成了對心理賦權進行實證研究的前提。

目前，國內外有關青少年心理賦權的研究很有限，部分學者認為青少年的自我意識與自主性尚未發展完善，并不適合賦權。Zimmerman（1988）通過對大學生群體及社區居民的研究發現，參與到影響社區生活的決策之中，是發展賦權的一個重要機制。Stephanie Riger（1993）提出心理學強調個人的認知過程，我們研究個人的賦權感而不是增加實際的政治權利，賦權意識的增加并不意味著實際權利的增加，因此半成熟期的青少年可以賦權。Zimmerman（1995）認為青少年心理賦權可以幫助青少年了解成人角色，青少年的心理賦權更多的是想要獲得更多信息或者更熟練、更健康、更多地參與到決策中去。國內研究者陶志瓊（1996）認為賦權是培養學生主體精神的途徑，可以激發學生學習的主人翁精神，培養順境不驕傲自滿，逆境不卑不亢的精神境界。趙宗孝（2011）在研究學生賦權運動時認為，“賦權”的核心在于讓學生通過批判性研究而獲得一種被稱為全新的“獲知手段和創造知識的方法”的“權力認識能力”。目前國內對社區心理學心理賦權的研究大多集中于社區中的成年居民或者弱勢群體等，對青少年學生心理賦權的實證研究尚處于探索階段。

隨著“學校社區（school community）”一詞的流行，已有大量的研究把學校作為社區的重要組成部分，學校社區作為一種典型的“虛擬社區”，被眾多學者類比成與“社區”相似的微環境進行研究。2014年8月，美國、加拿大的課程開發與管理協會（ASCD）提出了“構建健康學校社區”教育計劃。這一計劃中首次提出并使用了“學校社區”一詞，從而更加全面地將學生身心健康發展與學校系統密切聯系起來，加深了學校的內涵與意義。已有研究將社區分為關系型社區和地域型社區，而“學校社區”則處于兩種社區類型之間，學校社區既包括同學、老師、其他工作人員等構成的社會關系，又包括由區域范圍、人文環境等組成的地域型社區。因此，所謂“學校社區”是指在一定區域范圍內，由一定的物理條件、人文環境、硬件設施、社會關系等組成的場所，主要目的是為了給學生提供教育服務，并幫助學生健康成長。

綜上所述，國內基于社區心理學對學校社區青少年心理賦權的研究甚少，適用于學校社區青少年心理賦權的測量問卷有待編制，青少年學生的心理賦權現狀及影響因素有待考察。鑒于此，本研究在已有研究的基礎上，編制符合當代青少年學生心理賦權的測量工具，并對徐州市青少年學生的心理賦權現狀進行調查分析。一方面，為社區心理學中青少年心理賦權研究提供可靠的測量依據;另一方面，有利于學校、老師對青少年學生的認識、發現和管理。

二、《青少年學生心理賦權量表》的編制

（一）項目的收集和編制

筆者基于王琪（2010）的心理賦權理論模型以及王啟忱等人（2017）的學校社區四要素制定了訪談提綱，采用半結構式訪談。根據訪談提綱對80名在校青少年學生進行調查，將調查的結果與訪談收集的資料歸納整理，結合Zimmerman（1995）和王琪（2010）心理賦權的結構模型，初步確立了本問卷的三個基本維度，即心理控制與預期、自我效能和積極歸因，并選擇合適的問卷題項。編制完成后，邀請心理學教授及研究生對題項進行評估。評估的主要內容是：題項是否與青少年學生心理賦權相關;參照各維度的含義，評估題項是否與相應的維度高度相關;題項的語句表達是否得當等。最終整理出29個題項，其中“心理控制與預期”維度包含8個題項;“自我效能”包含14個題項;“積極歸因”維度包含7個題項。題目隨機排列，采用Likert5點計分，1代表完全同意，5代表完全不同意，分數越高表示符合度越高。

（二）研究對象

問卷篩選項目階段，在徐州市六所學校（兩所初中，兩所高中，兩所大學）隨機發放300份問卷，回收295份，回收率98.33%，剔除人口學信息不全、漏題、天花板效應和地板效應等廢卷，有效問卷289份，有效率97.97%。正式施測，采用相同的方法，在徐州市六所學校中隨機發放問卷（兩所初中，兩所高中，兩所大學），共發放500份問卷。回收489份。經篩選，有效問卷為464份，問卷的有效率達94.89%。其中，男生258人，女生204人。

（三）數據分析

采用SPSS23.0進行項目分析、探索性因素分析和信效度分析，采用 AMOS24.0進行驗證性因素分析。

（四）結果與分析

1. 初測問卷的項目分析

通過計算臨界比率即CR值考察各項目的鑒別力，刪除未達到顯著水平的題項;以各項目分數與量表總分的相關性作為區分度指標，剔除相關不顯著或負相關的題項。由表1可以看出，第5、6、7、9、10、11、13、14、18、19、21、22、23、25、27、28題刪除，保留13個題項。

刪除以上不適合項目后，對初測數據進行初步分析得出，KMO值為0.811，Bartlett球形檢驗的χ2值為1688.968（自由度為78），P<0.001，表明該數據適合做探索性因素分析。

2. 初測問卷的探索性因素分析

依據探索性因素分析結果，首先，因子的特征值要大于1;其次，共同度小于0.3的題項需要剔除;然后，載荷低于0.4的題項需要剔除;最后，因子所包含的題項低于三個的需要剔除（吳明隆，2003）。根據以上標準共刪除1和2兩個題項，剩余11個題項，共分為3個因素，累計方差解釋率為61.978%，具體結果見表2。根據原有理論框架和載荷值大小，對抽取的三個因素進行命名。因素1含有4個題項，主要反映青少年學生對自我參與學校活動能力的認知和評價，因此命名為自我效能。因素2包含4個題項，主要反映青少年學生對學校環境的認可和接納程度以及對環境施加控制的努力，因此命名為心理控制與預期。因素3含有3個題項，主要反映青少年學生參加學校活動的內驅力及明確完成目標的成功因素，因此命名為積極歸因。

3. 正式問卷的驗證性因素分析

在本研究中，采用Amos24.0對《青少年心理賦權量表》進行驗證性因素分析，模擬擬合指數如表3所示。結果顯示，該模型的各項擬合指數均處于合理范圍內，表明該問卷的模型擬合良好。

4. 信度檢驗

分析青少年心理賦權量表總量表及三個分量表的內部一致性信度和分半信度，結果顯示，總量表的內部一致性信度系數Cronbach's ɑ 為0.811，分半信度系數為0.719，三個分量表中自我效能量表的Cronbach's ɑ為0.784，積極歸因量表的Cronbach's ɑ為0.745，心理控制與預期量表的Cronbach's ɑ為0.744，從第二次施測的被試中抽取60人所測全量表的重測系數為0.802。由此可見，該量表的信度在可接受范圍內，適宜作為測量評估工具。

5. 效度檢驗

內容效度是指測驗或量表內容或題項的適當性與代表性，即檢測內容能反應所要測量的心理特質，能否達到測量的目的或行為。本研究在Zimmerman和王琪的心理賦權結構模型的基礎上，提出了適合我國青少年學生被試的心理賦權模型。題項匯總后由心理學專業的同學和老師進行評估，根據評估結果修改部分題項。接著又懇請10名青少年學生被試對量表設計的適宜性以及語句表達的準確性和通暢性做了評估，根據他們的意見進一步修改。因此，從量表編制過程來看，本量表具有一定的內容效度。

效標關聯效度又稱實證效度或統計效度，是以測驗分數和特定效標之間的相關系數，表示測量工具有效性的高低，相關性越高，預測能力就越強。效標的選取非常重要，一般選擇與本研究內容相似且公認比較可靠或權威的測驗量表。本研究選擇了Zimmerman和Zahniser（1991）編制的《社會政策控制量表》，用來評估本研究編制的青少年學生心理賦權量表的效標關聯效度。本研究以292名青少年學生作為被試，分別以青少年心理賦權量表和社會政策控制量表進行施測，通過雙變量相關計算出來社會政策控制和自我效能二者之間的相關系數為0.260、社會政策控制和積極歸因二者之間的相關系數為0.450、社會政策控制與心理控制與預期二者之間的相關系數為0.367、社會政策控制與青少年學生心理賦權量表總分之間的相關系數為0.490。這說明編制的青少年學生心理賦權量表與社會政策控制量表呈顯著相關，具有統計學意義。結果見表4：

（五）小結

青少年心理賦權量表包括三個維度，即自我效能、積極歸因以及心理控制與預期。研究表明，青少年學生心理賦權問卷的編制符合心理測量學的要求，具有良好的信效度指標，是研究青少年學生心理賦權水平的一個有效工具。

三、青少年學生心理賦權現狀研究

（一）研究對象

選取徐州市六所學校（兩所高中、兩所初中、兩所大學）的1200名學生作為調查對象。共發放問卷1200份，回收1165份，回收率97.1%，其中有效問卷1129份，有效回收率94.1%。其中，男生620人，女生509人;學校所在地為城市的學生712額外你，農村417人;初中生382人，高中生394人，大學生353人;在本校區學習時間≤1年的334人，2年的334人，3年的226人，≥4年的344人;學生干部328人，非學生干部801人。

（二）研究工具

自編《青少年學生心理賦權量表》，使用SPSS對數據進行分析處理，檢驗方法主要用到了描述性統計、單因素方差分析、獨立樣本t檢驗等。

（三）研究結果

1. 青少年學生的心理賦權總體情況

以下是1129名青少年學生在心理賦權總量表以及各分量表得分情況的描述性統計結果：

問卷采用Likert 5點計分，計分越高代表心理賦權水平越高。由表5可以看出，青少年學生的心理賦權得分處于15-55分之間，均值為44.09分，每題的均分為4.01，表明青少年學生心理賦權水平處于中等偏上。在“心理控制與預期”分量表中，每題的均分最高（M=4.265），表明青少年學生對學校社區環境存在一定程度的不滿，以及試圖控制自己的學校生活和環境;“積極歸因”和“自我效能”分量表每題的均分為3.93和3.81，表明青少年學生在這兩個維度上處于“不確定”和“基本同意”之間，青少年學生參與活動的主動性、自我評價等方面表現一般。因此可以看出，青少年學生能夠及時發現問題，但是在提出問題、解決問題等方面并未展現出較強的積極性。

2. 青少年學生心理賦權的性別差異

采用獨立樣本t檢驗，考察1129名被試在青少年學生心理賦權量表及其分量表得分上是否存在性別差異。

表6表明，被試的心理賦權總量表及“心理控制與預期”、“積極歸因”、“自我效能”分量表在“性別”上存在顯著差異，女生的得分顯著高于男生。因此，女生的心理賦權水平高于男生。

3. 青少年學生心理賦權的年級差異

采用單因素方差分析（One-Way ANOVA），考察不同年級的青少年學生在心理賦權總量表及各分量表上是否存在顯著差異。

對初中、高中和大學三個年級進行差異比較，由表7可知，被試的心理賦權總量表及“積極歸因”和“自我效能”分量表在“年級”上存在顯著差異，而“心理控制與預期”分量表在該變量上不存在顯著差異。經事后檢驗（Post Hoc Tests）發現，在積極歸因、自我效能和心理賦權總量表上，初中生的得分顯著低于高中生和大學生，高中生的得分最高。因此，初中生的心理賦權水平低于高中生和大學生，高中生和大學生之間不存在顯著差異。

4. 青少年學生心理賦權的城鄉差異

采用獨立樣本t檢驗，考察青少年學生心理賦權的城鄉差異。

表8表明，被試的心理賦權總量表及“心理控制與預期”和“自我效能”分量表存在顯著的城鄉差異，而“積極歸因”分量表不存在顯著差異。來自城區的青少年學生心理賦權得分顯著高于來自鄉村的青少年學生。可見，城區的青少年學生的心理賦權水平高于鄉村青少年學生的心理賦權水平。

5. 青少年學生心理賦權在學習時間長短上的差異

采用單因素方差分析（One-Way ANOVA），比較在本校區學習時間不同的青少年學生在心理賦權總量表及其分量表上的得分是否存在差異。

由表9可以看出，被試的“心理控制與預期”分量表在本校學習時間長短上存在顯著差異，心理賦權總量表與“積極歸因”、“自我效能”分量表在本校學習時間長短上差異不顯著。經事后檢驗（Post Hoc Tests）發現，在本校區學習時間4年及以上的學生在“心理控制與預期”分量表的得分顯著高于學習時間低于4年的學生。

6. 青少年學生心理賦權的學生干部差異

采用獨立樣本t檢驗，比較不同學生職務的青少年學生在心理賦權量表及其分量表的得分上是否存在顯著差異。

表10表明，被試的心理賦權總量表和“心理控制與預期”、“積極歸因”、“自我效能”在“是否為學生干部”變量上均存在顯著差異，學生干部被試在心理賦權總量表和各分量表上的得分均高于非學生干部的被試。因此，學生干部的心理賦權水平高于非學生干部的賦權水平。

（四）分析與討論

對青少年學生心理賦權的總分及各個分量表進行描述性統計分析，發現每題的均分都大于3分，表明青少年學生群體的整體心理賦權現狀良好。

對數據進行獨立樣本t檢驗和單因素方差分析，比較不同性別、年級、城鄉、本校區學習時長以及是否為學生干部的青少年學生在心理賦權水平上的差異，結果表明：

不同性別的青少年學生在心理賦權總量表及“心理控制與預期”、“積極歸因”、“自我效能”分量表上均存在顯著差異，女生的得分顯著高于男生，女生的心理賦權水平高于男生。這與以往的研究結果并不一致（Itzhaky，York，2000;王琪，2010）。有的研究表明，性別對心理賦權沒有直接影響，只有通過參與行為間接影響心理賦權（Itzhaky，York，2000）。也有研究證明，心理賦權在性別變量上無任何顯著差異。產生這種結果的原因可能與青少年自身特點有關，以往的研究被試皆是成人，經過了一定的人生閱歷后，其性別差異已被平衡，而青少年時期的個體在身體、情緒、認知、行為等各方面存在差異。女生比男生更注重去發現美好的東西，因此女生更容易發現學校的美好之處，更容易產生學校認同感和歸屬感（毛晉平，高小玲，2013）。女生在參與學校社團活動的動機中更關注個體心理及情感歸屬，在社團活動中注重良性人際關系的維系，在面對壓力時，女大學生更能積極主動地尋求社會支持，通過自我調節的方式消解來自外部的壓力。因此，女生的學校參與、學校歸屬感、社會支持等優于男生，故女生的心理賦權水平高于男生。

不同年級的青少年學生在心理賦權總量表及“積極歸因”和“自我效能”分量表上存在顯著差異，而在“心理控制與預期”分量表上不存在顯著差異。經事后檢驗（Post Hoc Tests）發現，在積極歸因、自我效能和心理賦權總量表上，初中生的得分顯著低于高中生和大學生，高中生的得分最高。根據已有研究，我們之前的假設是年級越高其心理賦權水平越高，顯然結果與此并不一致。產生這種結果的原因包括：首先，不管是初中生、高中生還是大學生均已具備一定的獨立思維和意識，想要獲取主動權掌握自己的生活，而且均能夠發現學校環境中存在的不滿意的地方，因此在“心理控制與預期”分量表上不存在顯著差異;其次，初中階段的學生剛進入青少年階段，對自我的關注較少，而且參與組織活動的能力較弱，大學階段的學生，尤其是大三、大四的學生，其主要精神放在校外的實習、兼職等活動中，更多關注社會適應，對學校活動等比較“佛系”，而高中生自我認知、對外界事物的判斷及評價等都有了自己的理論體系，比較愿意展現自己，因此高中生的分數高于初中生和大學生。

城市和鄉村青少年學生在心理賦權總量表及“心理控制與預期”和“自我效能”分量表上存在顯著差異，在“積極歸因”分量表上不存在顯著差異，來自城市的青少年學生心理賦權得分顯著高于來自鄉村的青少年學生。這與已有研究結果基本一致。以往的研究表明鄉村青少年學生存在自卑和脆弱情緒，與人交往比較害羞和膽怯，缺乏藝術細胞等，而城市青少年學生除了上述優點外，還比較容易接受新事物，愿意嘗試不同的生活方式，因此這可能是造成城市青少年學生心理賦權水平高于農村青少年學生的主要原因。

在本校區學習時間長短也會影響青少年學生的心理賦權水平，在本校區學習時間4年及以上的學生在“心理控制與預期”分量表的得分顯著高于學習時間低于4年的學生，即在學校學習時間越長其心理賦權水平越高，這與已有研究結果基本一致（王琪，2010）。在學校學習的時間越長，其對學校的認同感越強，對學校的主人翁意識越濃，也越容易發現學校存在的問題，并且想改進這些問題及控制自己生活的意愿也就越強烈。

學生干部與非學生干部在心理賦權總量表和“心理控制分量表”、“積極歸因”、“自我效能”分量表上均存在顯著差異，學生干部在心理賦權總量表及各分量表上的得分顯著高于非學生干部的得分。學生干部需要較好的語言表達能力，善于與他人溝通交流，有組織領導能力，經常組織安排班級或學校各種活動，懂得與他人合作，善于接納，注重自我實現，愿意嘗試各種機會，對學校認同感較強，且比非學生干部更加外向、堅毅，在獲得老師和同學肯定的同時，有助于增加其自我效能感。因此，學生干部的心理賦權水平要高于非學生干部的賦權水平。

（五）小結

青少年學生的心理賦權水平在性別、年級、城鄉、是否為學生干部等變量上存在顯著差異，在本校區學習時間變量上只在 “心理控制與預期”分量表存在顯著差異。

四、結論與啟示

（一）結論

青少年學生心理賦權量表的編制符合心理測量學的要求，具有良好的信效度指標，是測量青少年學生心理賦權水平的一個有效工具。青少年學生的心理賦權水平在性別、年級、城鄉、是否為學生干部等變量上存在顯著差異。

（二）啟示

心理賦權對青少年健康發展的影響是毋庸置疑的，心理賦權水平較高的青少年對自我生活擁有較高的控制感和責任感，同時會減少越軌行為的發生。提升青少年學生心理賦權水平的途徑包含社區參與、社會支持、社區感等各個方面。首先，當青少年學生意識到學校存在的問題時，即存在心理賦權，當青少年學生意識到學校存在的問題時也會影響青少年學生的參與行為，從而間接影響青少年學生的心理賦權水平;其次，當青少年學生的學校認同感、學校社區感提升時，會直接提高青少年學生的心理賦權水平，同樣，當青少年學生的學校認同感和學校社區感提高時，也會促進學生的參與學校活動的積極性，從而間接影響青少年學生的心理賦權水平;再次，當青少年學生得到的社會支持增加時，會促進青少年學生的參與行為，從而提升青少年學生的心理賦權水平;最后，參與行為的增加會影響青少年學生的心理賦權水平，同樣，心理賦權水平較高的青少年學生，其參與活動的積極性也會更高。而且，這幾個方面是相輔相成，相互作用的。例如，當提升了青少年學生的學校認同感時，同時也會啟動青少年學生的學校歸屬感和參與行為。

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[責任編輯、校對：葉慧娟]