個人優勢量表中文版修訂及信效度檢驗

張 鑫 趙必華 郭俊俏 陳天剛

（1 安徽師范大學教育科學學院，蕪湖241000； 2 安徽省當涂第一中學，當涂243100）

優勢是積極心理學中的一個重要概念， 指反映在個體的認知、 行為和情感等方面的積極特質（Park，Peterson，＆ Seligman，2004），識別這些積極特質是促進、 認可和增強個人優勢發展所需的第一步（Liau，Tan，Li，＆ Khoo，2012）。 大量研究發現，對優勢的識別與運用是青少年獲得成功感、心理彈性、人生意義感和幸福體驗等的重要因素（Lyubomirsky，King，＆ Diener，2005；Lenzenweger，2004；Littman －Ovadia ＆ Steger，2010）， 與人類的健康發展息息相關（Cox，2006）。 在探索測量優勢的研究方法方面，Peterson 和Seligman（2004）首先構建了涵蓋六大核心美德， 測量24 種性格優勢的價值行為分類體系（Values in Action Classification of Strengths，VIACS），Park 和Peterson（2006）據此開發了適用于10～17 歲青少年的優勢行動價值問卷（Values in Action Inventory of Strengths for Youth，VIA－Youth）。 該量表是包括198 道題的自陳式問卷， 被證明具有較好的信效度。

目前， 國內常用于評估青少年優勢的測量工具有修訂后的優勢行動價值問卷 （VIA－Youth）（劉旭等，2016）和中文長處問卷（Chinese Virtues Questionnaire，CVQ－96）（張永紅等，2014）及官群、孟萬金和Keller（2009）編制的中國中小學生積極心理品質量表。這些量表以VIA－CS 為基礎，聚焦于積極的人格特質層面， 能較為全面地評估個體的性格優勢或美德，但在實際應用中也具有題項過多、測試時間較長、操作較為復雜等不足，較易引起青少年的不耐情緒。 另一方面，基于優勢評估的實踐表明，優勢具有跨文化的普遍性， 在人類積極適應行為方面發揮著重要作用（Bacon，2005；Liau et al.，2012）。但綜觀國內外的研究，仍以對樂觀、感恩和寬恕等美德優勢的研究為主， 而對那些促進個體綜合潛能健康發展的情 感 和 行 為 優 勢 研 究 較 少（Trout，Ryan，Vigne，＆Epstein，2003）。因此，參照積極心理學取向和優勢評估實踐的經驗，Liau 等人于2011 年編制了個人優勢量表（Personal Strengths Inventory，PSI），測量了情緒覺察、情緒調節、目標設置、社交能力和共情能力五大因子， 以評估青少年在適應學習與社會人際上的個人優勢能力，顯示了較好的信效度。

鑒于國內尚缺乏測量情感和適應行為上的優勢工具，本研究旨將PSI 引入為中文版，以考察PSI 中文版在我國青少年人群中的適用性， 為針對青少年的優勢評估研究提供有效的測量工具。

1 對象與方法

1.1 對象

樣本1：選取安徽省某市4 所中學（初、高中各2所）的學生，各年級隨機抽取2 個班級，以班級為單位進行集中施測，調查前均簽署了知情同意書。共發放問卷1213 份，回收有效問卷1187 份，有效率為97.86%。 其中初中生556 名（46.84%），高中生631 名（53.16%）；男生605 名（50.97%），女生582名（49.03%）；年齡在11～19 歲之間，平均年齡為14.89±1.66 歲。

樣本2：正式施測五周后，在樣本1 中選取一所初中三年級兩個班101 名學生進行重測。 剔除姓名無法匹配的無效問卷后， 共獲得有效問卷99 份，其中男生61 名（61.62%），女生38 名（38.38%）；年齡在13～16 歲之間，平均年齡14.49±0.65 歲。

1.2 工具

1.2.1 個人優勢量表中文版

該量表共22 個項目，測量青少年在情緒覺察（5題）、情緒調節（4 題）、目標設置（6 題）、社交能力（4題）和共情能力（3 題）5 個維度上的個人優勢水平。量表采用5 點計分（1＝從不符合；2＝有時符合；3＝偶爾符合；4＝經常符合，5＝總是符合），其中第17 題反向計分。某個分維度上的得分越高，代表該維度上的個人優勢水平越高。

經原量表作者授權后，對PSI 采用雙譯程序。先由2 名心理學研究生和1 名英文專業研究生獨立翻譯英文量表，討論形成中文版初稿，然后請2 名英文專業人員進行回譯，再次作比對修改。為保證項目理解性，邀請了8 名初中生填寫修改后的量表，以及1名心理學專業教授參與評審， 綜合受訪學生意見和專家建議，對項目進行了微調，最終形成正式施測量表，其項目表述基本符合中國學生語言表達習慣，計分方法與原量表一致。

1.2.2 學習 投 入 量 表 （Utrecht Work Engagement Scale－Student，UWES－S）

方來壇、時勘和張風華（2008）修訂了此量表。共17 個項目，包括活力（6 題）、專注（6 題）和奉獻（5題）3 個維度。 采用1（從來沒有）～7（總是／每天）級計分，得分越高說明活力、專注或奉獻程度越高。 本研究中總量表的Cronbach’s α 系數為0.93， 活力、專注和奉獻三個分量表的Cronbach’s α 系數分別為0.80、0.84 和0.80。

1.2.3 流調中心抑郁量表（Center for Epidemiological Studies Depression Scale，CES－D）

陳祉妍、楊小冬和李新影（2009）修訂了此量表。共20 個項目，包括抑郁情緒、軀體癥狀與活動遲滯、積極情緒和人際關系4 個維度。 采用0～3 級評分，其中積極情緒維度上的4 題反向計分， 分數越高表明抑郁程度越嚴重。本研究中總量表的Cronbach’s α 系數為0.87，四個分量表的Cronbach’s α 系數分別為0.82、0.70、0.67 和0.71。

1.3 統計方法

將樣本1 隨機分成兩半，一半數據（593 人）用于項目分析和探索性因素分析， 另一半數據（594人）用于驗證性因素分析、效標關聯效度和內部一致性信度檢驗； 運用樣本2 進行重測信度檢驗。 使用SPSS21.0 和Mplus7.0 軟件進行數據處理和分析。

2 結果

2.1 項目分析

采用極端組檢驗法與題總相關法進行項目分析。將PSI 項目總分高低排列，選取上下27%的分數設定為高分組與低分組，獨立樣本t 檢驗表明，各項目在兩組間的差異顯著（t＝2.76～15.80，均p＜0.01）。Pearson 相關分析顯示，除項目17（r＝0.10）外，其余項目與PSI 總分的相關系數在0.41～0.61 之間 （均p＜0.01）。 由于項目17 的t 值和題總相關系數均小于0.30， 且刪除此題后的量表信度由0.86 增加到0.87， 雖達顯著但仍表明其與整體量表的同質性較低，故予以刪除（吳明隆，2010）。 具體結果見表1。

表1 PSI 高低分組t 檢驗與題總相關系數（n＝593）

2.2 探索性因素分析

PSI 中文版21 個項目的探索性因素分析結果顯示，KMO ＝0.88，Bartlett 球 形 檢 驗 值 為3406.93，p ＜0.001，表明數據適合進行因素分析。 共萃取出特征值大于1 的因素5 個（特征值介于1.11～5.86 之間），累積方差貢獻率為54.45%， 碎石圖檢驗結果也支持量表的5 因素結構，符合原量表的理論架構。 21 個項目的共同度在0.35～0.75 之間，達到吳明?。?010）提出的“共同度不低于0.20”的保留標準。所有項目負荷在0.39～0.87 之間（見表2）， 刪除題項的依據包括三種（趙必華，顧海根，2010）：（1）在任一因素上的負荷小于0.32；（2）題項同時在多個因素上的負荷大于0.32；（3） 題項內容的理論意義明顯與其他項目不屬同類，與所屬因素的操作性定義不符。 據此，PSI 中文版保留全部21 個項目，其中項目11 在因素1 與因素2 上跨負荷（分別為0.36 和0.52），但綜合考慮到項目11“我知道什么讓我開心” 的表面效度及其在原量表中的因素歸屬，將其仍歸于因素2 比較合適。此外，項目10 和項目16 的歸屬與原量表不同。 根據探索后的結果與原量表的因素內容， 將因素1 命名為“社交能力”，包含項目3、9、10、14、16、20；因素2 為“情緒覺察”，包含項目1、4、7、11、15；因素3 為“目標設置”，包含項目2、6、8、18；因素4 為“共情能力”，包含19、21、22；因素5 為“情緒調節”，包含項目5、12、13。

表2 PSI 中文版因素分析結果（n＝593）

2.3 效度分析

2.3.1 驗證性因素分析

使用Mplus7.0 對PSI 中文版21 個項目分別進行單維模型、一階模型和二階模型的驗證，結果如表3 所示：單維模型擬合不佳，一階模型和二階模型的擬合指標均達到統計學標準，擬合良好。從卡方值來看，一階模型與二階模型的卡方差異值為7.69，Δdf＝5， 此時5 個自由度對應的χ2臨界值為15.09 （α＝0.01），7.69＜15.09，差異不顯著，說明二階模型結構相對更加簡潔。從其他指標來看，二階模型的CFI 和TLI 值更接近0.90；RMSEA 更接近小于0.05 的最優標準；信息指數BIC 則支持簡單模型，越小越好，均符合一般模型適配的擬合指數要求（王孟成，2014），數據擬合效果優于一階模型。 因此，PSI 中文版采用二階模型結構，與原量表模型結構的設想一致（見圖1）。

2.3.2 效標關聯效度

Pearson 相關分析顯示，PSI 總分及5 個維度得分與學習投入各維度得分均呈顯著正相關。 除了共情能力，PSI 總分及其他維度均與抑郁呈顯著負相關（見表4）。

2.4 信度檢驗

PSI 中文版的內部一致性信度為0.87， 情緒覺察、情緒調節、目標設置、社交能力與共情能力5 個維度的Cronbach’s α 系數分別為0.72、0.71、0.65、0.73與0.74?？偭勘淼闹販y信度為0.80，情緒覺察、情緒調節、目標設置、社交能力與共情能力5 個維度的重測信度分別為0.69、0.56、0.71、0.66 與0.58（均p＜0.01）。

表3 PSI 中文版模型比較擬合指數（n＝594）

圖1 個人優勢量表（PSI）的二階驗證性因素分析模型圖

表4 PSI 中文版與各效標之間的相關（n=594）

3 討論

本研究以我國中學生為被試， 驗證了PSI 中文版的信效度良好，與原量表的理論架構相吻合，但各維度的項目組成稍有變化。項目分析結果顯示，項目17“當我失敗時，我會放棄”未達到心理測量學標準，可能與反向題的項目表述方法效應有關。 反向題的設置雖是為了控制趨同或否定偏差， 但可能會引起與測量內容無關的系統變異， 從而改變所欲測量特質的有效性（顧紅磊，王才康，2012；顧紅磊，溫忠麟，2014）。 探索性因素分析發現，項目10“我對我做事情的能力感覺良好”原屬于目標設置，項目16“我知道如何處理發生的問題” 原考察的是新加坡青少年面對問題情境時的情緒調節能力， 但在本研究中都歸入了社交能力，這可能是文化適應性的問題。在原量表中， 社交能力被認為是保護個體健康發展和良好適應逆境的重要特質，而項目10“做事情的能力”的表述在漢語中具有傾向性， 學生更容易將其理解成面對任務情境時的問題解決能力而非學習情境中的目標計劃能力。有研究表明，對于知識和文化背景不同的中國青少年群體而言， 問題情境出現時最重要的是解決問題的能力， 而減弱情緒調節策略的使用并保持冷靜是一種理性能力， 具有重要的社會適應功能（桑標，鄧欣媚，2015），因此項目16 的表述更符合社交能力的操作性定義。這也提示我們，盡管新加坡主要是華人社會， 但對個體與社會情境間關系的認知和情感調適方面仍與中國存在著一定的文化差異。

驗證性因素分析表明，PSI 中文修訂版的5 因素模型擬合良好， 且各因素可被一個高階的個人優勢因素所解釋，這與Liau 等人（2011）的理論設想相吻合，即盡管個人優勢的表現是多維的，但仍然能將其看成是一種積極特質的統合構念。 雖然CFI 和TLI 兩項指標未達到推薦標準，但有研究指出，即使是對目前最好的心理測量工具來說， 擬合指數大于0.90 的標準也可能要求過高 （Marsh，Hau，＆ Wen，1999），尤其是當量表題數過多導致較大的參數估計偏倚時，更容易使擬合不佳（Bagozzi ＆ Heatherton，1994）， 故而接近于0.90 的指標也在可接受的范圍內。

優勢評估理論認為， 所有人都有優勢和能力達到最佳的心理健康水平 （Park et al.，2004；Liau et al.，2012）。Werner（2004）的研究也表明，個人優勢的5 個因素與健康適應行為相關。 尤其是在促進學校環境中的積極結果方面，涵蓋社會（如社交能力）、情緒（如情緒調節）和行為（如目標設置）等個人內部優勢的作用非常顯著 （Kotsou， Nelis， Grégoire， ＆Mikolajczak， 2011； Caleon， Wui， Chiam，King， ＆Tan， 2017）， 其中社會和行為優勢是學習投入的重要預測因素 （King，Mcinerney， ＆ Watkins，2012），共情能力則證明與學業成就關系密切（Caprara，Barbaranelli， Pastorelli， Bandura， ＆ Zimbardo，2000； Liau et al.， 2011）。 而我國中學生日常學業任務壓力大，主要的心理健康問題是抑郁（劉洋，張偉波，蔡軍，2017），而最能反映學生積極適應行為的指標便是學習投入（方來壇 等，2008）。因此，參考已有實證研究結果和原始量表的效標變量， 本研究分別選取健康適應行為的消極指標CES－D 和積極指標UWES－S 作為效標變量。 結果顯示，個人優勢水平與學生的各種學習積極指標呈顯著正相關， 與抑郁呈顯著負相關， 表明PSI 中文版具有良好的效標關聯效度， 是個體維持積極的心理健康行為的保護因素，與前人的研究結果一致（Caleon et al.，2017）。分量表中，各維度均與學習投入指標呈顯著正相關，除共情能力外的其余維度均能顯著負向預測抑郁程度， 證明了較高的優勢水平可能和更好的學業成就及更少的問題行為有關（Liau et al.，2011）。 而共情與抑郁相關不顯著，也與原量表的研究結果一致，這可能是因為具有抑郁傾向的個體存在快感缺失，對社會拒絕情境的敏感性增強 （何振宏， 張丹丹，2018），因此個體整體的情緒強度偏弱，難以細致觸發共情反應，造成相關不顯著。 但總體而言，PSI 中文版的效度良好。此外，修訂后的PSI 中文版具有較好的內部一致性信度和重測信度， 分量表的重測信度也均達中度相關，信度較高，表明該量表具有較好的一致性和跨時間穩定性。

綜上所述， 修訂后的PSI 中文版具有良好的信效度，可用于評估我國青少年的個人優勢水平，教育工作者和心理衛生專業人員也可借助該量表快速了解學生優勢情況，幫助青少年實現積極發展。 但本研究仍存在一些不足，如提供效度證據時并未考察中文版PSI 與國內已有的優勢量表間的相關，樣本選取上未覆蓋其他省區等，未來研究可考慮擴充地區或年齡范圍以增強樣本代表性， 或綜合比較不同的優勢量表，以進一步驗證中文版PSI 的量表結構，為各優勢量表在不同年齡人群間的適用性提供證據支持。