中國青少年積極發展量表（簡版）的編制：基于一個大樣本數據 *

柴曉運 李曉燕 曹 娟 林丹華

(1 湖北醫藥學院應用 心理學系，十堰 442000) (2 北京師 范大學發展心理研 究院，北京 100875)

1 引言

近20 年以來，基于優勢的“積極青少年發展觀”日益取代過去的“缺陷與問題”模型，且研究者開始聚焦青少年發展的積極方面，不再忙于尋找或干預青少年可能存在的問題或風險因素（Catalano, Berglund, Ryan, Lonczak, & Hawkins,2004; Lerner, Lerner, Bowers, & Geldhof, 2015; Scales,Benson, Leffert, & Blyth, 2000）。例如，積極心理學取向的研究者呼吁探索人類體驗的積極特質，如希望、樂觀和感恩等（彭凱平, 竇東徽, 劉肖岑, 2011;任俊, 李倩, 2014）。我國本土文化的健全人格觀也強調促進個體以積極的態度處理社會關系中的自我與他人，過去、現在與未來，順境與逆境等關系（黃希庭, 鄭涌, 李宏翰, 2006）。在概念上，“積極青少年發展”主要涉及個體成長的一種特性，表現為充分的、健康的、適應性的和最佳的發展，且是一個動態變化的過程（Lerner et al., 2015）。那么如何評估或界定這種“積極發展”的特征呢？

在研究者先前構建的積極青少年發展的理論框架和測量模型中（Catalano et al., 2004; Lerner et al.,2005; Scales et al., 2000），應用最廣泛的是基于美國文化的“5C”模型，即將青少年的積極發展特征操作化為5 個指標：能力（competence）、品格（character）、聯結（connection）、自信（confidence）和關愛（caring），簡稱為“5C”。目前，基于“5C”的測量工具在國際上得到了廣泛應用（DuBois &Keller, 2017; Geldhof, Bowers, Mueller, et al., 2014）。但“5C”模型在其他國家（如中國）文化下的青少年群體中的心理測量學屬性不佳（Chen,Wiium, & Dimitrova, 2018; Conway, Heary, & Hogan,2015），原因可能在于社會文化因素影響了人們對青少年積極發展這一概念的建構。正如Lerner 等（2019）指出，任何基于西方文化建構的青少年積極發展的模型都可能會忽略或低估一些與青少年發展相關的潛在的、獨特的文化因素。盡管Shek，Siu 和Lee（2007）以我國香港青少年為樣本開發了青少年積極發展的評估量表，但其理論基礎依然源于美國文化背景中的青少年積極發展模型，即Catalano 等（2004）提出的青少年積極發展的15 個目標（如認知能力、社會能力、心理彈性、積極自我認同等）。這意味著該量表在測量結構上可能沒有考慮到潛在的文化差異。那么在我國文化背景下，青少年積極發展的結構、內涵及測量又存在哪些獨特之處呢？探索這一系列問題，對深入理解我國青少年積極發展的測量指標、前因、后果、發展軌跡及預防干預具有重要意義。

基于上述原因，國內研究者首先提出了我國青少年積極發展的四維概念結構，即品格、能力、自信和聯結（林丹華, 柴曉運, 李曉燕, 劉艷, 翁歡歡, 2017）。在此基礎上，研究者進一步開發了一套具有良好信效度的多層級的量表，即中國青少年積極發展量表（Chinese Positive Youth Development Scale）（Chai et al., 2020）。該量表包括品格、能力、自信和聯結四個分量表，其中品格、能力和聯結又分別包含多個子量表。這些研究成果不僅拓展了青少年積極發展的結構在其他文化下的建構，還首次嘗試從一種特定文化“內部人”的視角解讀此概念測量結構的文化獨特性。同時，此量表被證實具有良好的信效度，且對促進青少年積極發展研究的全球化和本土化方面均具有重要的理論和實踐意義。但是，其項目數量（98 個項目）在應用推廣上帶來了諸多局限。例如，影響研究設計的靈活性和被試作答的有效性，提高了數據收集成本，不利于國內研究者的使用。因此，本研究將通過一個大樣本數據，對該量表進行簡化，使其適用于更多的應用研究。

2 研究方法

2.1 數據來源

數據來自“我國兒童青少年積極發展調查（2017—2018）”的基線數據，涉及我國不同經濟發展水平的10 個代表省份（直轄市）（北京、上海、浙江、廣東、遼寧、湖南、陜西、河南、江西和貴州）的60 所中小學。在學段上，分別涉及小學四年級和五年級、初中一年級和二年級，以及高中一年級和二年級的學生。本研究中的樣本總量為16317 人，年齡范圍9～20 歲（M=13.13 歲,SD=2.52 歲）；其中男生7823 名，女生7743 名，缺失性別信息751 名。對該數據進行隨機分半后，樣本1（n1=8139）用于對完整版量表的信效度檢驗及篩選項目等，樣本2（n2=8178）用于對簡版量表的信效度進行交叉驗證。

2.2 研究工具

（1）中國青少年積極發展量表（Chai et al.,2020）。該量表包括品格、能力、自信和聯結四個量表，共98 個項目，5 點計分，從1 到5 表示“完全不符合”到“完全符合”。

品格涉及“愛、志、信和毅”四個量表，總計42 個項目?！皭邸狈至勘砉?0 個項目（如“當我看到別人需要幫忙時，我會盡力而為”），“志”分量表共9 個項目（如“我幾乎每天都期待著投入學習”），“信”分量表共7 個項目（如“我說過的事情都會做到”），“毅”分量表共6 個項目（如“為了完成一個重要的挑戰，我會克服各種困難”）。在總樣本中，品格量表總體及四個分量表的信度指標Cronbach’s α 范圍為0.83～0.96。

能力包括“學業能力、社會情緒能力和生活能力”三個量表，共26 個項目。學業能力分量表共12 個項目（如“我會通過舉反例來加深對學習內容的印象”），社會情緒能力分量表共9 個項目（如“我有一些交朋友的技能”），生活能力分量表共5 個項目（如“對我而言，做好個人衛生，如洗漱、洗衣服等，是一件容易的事”）。在總樣本中，能力量表總體及三個分量表的信度指標Cronbach’s α 范圍為0.72～0.95。

自信主要反映對自我價值的積極體驗和自我接納等，共13 個項目（如“我對自己持肯定的態度”，“我感到我是一個有價值的人，至少與其他人在同一水平上”）。在總樣本中，信度指標Cronbach’s α 為0.93。

聯結包括“家庭、學校和社區聯結”三個量表，共17 個項目。家庭聯結分量表共6 個項目（如“我和家人在一起時，非常高興”），學校聯結分量表共6 個項目（如“總的來說，我在學校中是愉快的”），社區聯結分量表共5 個項目（如“除家人外，鄰居街坊中也有人會真正關心我”）。在總樣本中，聯結量表總體及三個分量表的信度指標Cronbach’s α 范圍為0.90～0.93。

（2）效標效度量表。在效標效度上，參考先前的研究（Geldhof, Bowers, Boyd, et al., 2014; Park,2004; Sun & Shek, 2010），本研究采用了主觀幸福感、外化問題行為和內化問題的重要指標抑郁—情緒作為效標。

主觀幸福感采用簡版牛津幸福感問卷（Hills &Argyle, 2002），共8 個項目（如“我對我生活中的每件事都很滿意”），6 點計分，從“完全不符合”到“完全符合”，得分越高，表示幸福感水平越高。在總樣本中，信度指標Cronbach’s α 為0.77。

外化問題行為采用池麗萍和辛自強（2003）修訂的Achenbach 兒童行為核查表中的外化問題行為部分，并刪除了一些青少年階段不典型的部分外化問題行為項目。該量表共16 個項目（如“經常打架，在學校不聽話等”），4 點計分，1 代表“從不”，2 代表“偶爾”，3 代表“經常”，4代表“總是”，得分越高，表示外化問題行為越多。在總樣本中，信度指標Cronbach’s α 為0.89。

抑郁情緒采用流調中心抑郁量表的中文簡版（Radloff, 1991），共13 個項目（如“我感到消沉”）。采用0～3 分計分，0 代表“沒有”，1 代表“有一點（1 ～2 次）”，2 代表“有一些（3～4 次）”，3 代 表“總 是（5～7 次）”，得分越高，表示抑郁情緒水平越高。在總樣本中，信度指標Cronbach’s α 為0.82。

2.3 數據分析

量表簡化過程參考了先前研究中的基本原則和建議（Marsh, Ellis, Parada, Richards, & Heubeck,2005; Morin, Scalas, Vispoel, Marsh, & Wen, 2016），包括以下六個步驟。第一，利用樣本1 對完整版量表進行驗證性因素分析和信度分析。第二，基于驗證性因素分析結果進行項目選擇，綜合考慮以下6 個方面：（1）項目最能代表要測因子結構的要素，主要參考因子負荷；（2）項目存在最小的交叉負荷；（3）項目之間的殘差相關最??；（4）項目的漏答率；（5）對項目的內容進行主觀評定，確保原始問卷的概念和測量要素的覆蓋度，確保每個因子至少有3 個項目；（6）要有足夠的項目保證信度良好。第三，利用樣本1 對簡版量表進行信效度分析。第四，利用樣本2 對簡版量表進行交叉驗證。第五，利用樣本1 和樣本2 對簡版量表的四維結構（見圖1）進行測量等值檢驗，主要包括跨性別、年齡組和樣本（樣本1 和樣本2）的等值檢驗。第六，通過對理論上的外部效標來檢驗原始版和簡版量表因子的效度。此外，為了比較簡版量表和完整版量表是否足夠相似，本研究參照先前研究提供的方法，計算剖面相似性指數（profile similarity index, PSI）（Morin et al., 2016），取值0～1，越接近1 表示兩個剖面越相似。

在本研究數據中，主要變量的項目缺失比區間為0.07%～0.89%（M=0.32%,SD=0.16%）。在模型估計中，缺失數據采用全息極大值似然估計法在Mplus7.11 進行估計（Asparouhov & Muthén,2010）。

3 結果

3.1 完整版量表的心理測量學檢驗

基于樣本1 的數據集，對98 個項目的完整版青少年積極發展量表的心理測量學指標進行分析，各模型的詳細擬合指數如表1 所示。

首先，完整版品格量表的四個分量表，除“毅”為單因子結構外，其他量表“愛”（三因子：友善、愛國和孝順）、“志”（兩因子：勤奮好學和有志進取）和“信”（兩因子：誠信和自律）均為多因子結構（Chai et al., 2020），因此，在驗證品格量表的四維測量結構時，依據結構方程建模中“項目打包”的適用原則（吳艷, 溫忠麟,2011），將四個分量表各自的潛因子得分均值作為觀察變量，進行建模。由于分量表“毅”是單因子結構，故通過關系平衡法（Rogers & Schmitt,2004），用三個項目包均值來表示其觀察變量。結果顯示，在樣本1 中，完整版品格量表的四維因子結構擬合可以接受，因子負荷區間為0.77～0.88。其次，能力、自信和聯結量表的因子結構也擬合良好或可以接受，項目因子負荷區間分別為0.49～0.85，0.55～0.79 和0.70～0.85。再次，以“品格、能力、自信和聯結”的潛在因子得分均值為觀察變量，以此來檢驗青少年積極發展的四維測量結構。自信量表通過關系平衡法（Rogers & Schmitt,2004），用三個項目包表示其觀察指標，如圖1 所示。結果顯示，該模型擬合良好，因子負荷區間為0.65～0.91。最后，本研究計算了完整版量表在樣本1 中的信度?？紤]到信度指標Cronbach’s α 的局限性（溫忠麟, 葉寶娟, 2011），本研究還計算了合成信度指標McDonald’s ω 作為補充（McDonald,1999）。結果顯示，各量表信度良好（α=0.71～0.96,ω=0.73～0.96）。

表1 青少年積極發展量表完整版和簡版的模型擬合結果

3.2 簡版量表的項目篩選和心理測量學檢驗

依據Marsh 等（2005）和Morin 等（2016）提供的項目篩選建議和過程，最終形成的簡版量表共48 個項目，品格、能力、自信和聯結量表的項目數分別為24、9、6 和9。

基于樣本1 的驗證性因素分析顯示，簡版量表各項擬合指數及信度良好或可以接受，詳細統計結果見表1。此外，信度分析指標良好（α=0.67～0.94, ω=0.70～0.94）。同時，篩選出的48 個項目在兩個版本量表中的負荷值比較接近，分別在0.56～0.85 和0.57～0.88 之間；因子間相關系數也比較接近，分別在0.38～0.91 和0.35～0.86 之間。在簡版和完整版量表中，基于“負荷值”和“因子間相關系數”的剖面相似性指數PSI 分別為0.93 和0.98。

3.3 簡版量表的交叉驗證

基于樣本2，對簡版量表進行交叉驗證。結果顯示，模型擬合良好（見表1），信度良好（α=0.67～0.94, ω=0.70～0.94），且負荷值在0.57～0.88 之間。同時，在樣本2 中，量表因子間相關系數在0.32～0.86 之間。此外，統計顯示，基于樣本2 的簡化版量表和基于樣本1 的完整版量表，在“負荷值”和“因子間相關”這兩個參數上的剖面相似性指數PSI 分別為0.93 和0.97。

3.4 效標效度

基于全體樣本（樣本1 和樣本2），本研究分析了完整版和簡版量表的效標效度。結果顯示，在兩個版本量表中，各量表及總量表的得分均與主觀幸福感有顯著的正相關（r=0.56～0.68,ps＜0.001），與抑郁有顯著的負相關（r=-0.20～-0.27,ps＜0.001），與外化問題有顯著的負相關（r=-0.24～-0.40,ps＜0.001）。此外，在量表的兩個版本中，三個效標的剖面相似性指數PSI 分別為0.93、0.99 和0.99。

3.5 測量結構等值檢驗

如表2 所示，數據結果支持簡版量表的四維測量結構在性別、年齡組和兩個隨機樣本上的形態等值，即各模型擬合良好。同時，負荷等值和尺度等值也得到支持，CFI 和RMSEA的變化量均未超過建議的臨界值（Cheung &Rensvold, 2002），即ΔCFI≤0.01，ΔRMSEA≤0.015。

表2 青少年積極發展四維結構的測量等值檢驗（全樣本）

4 討論

4.1 量表簡化過程和結果的合理性

第一，完整版量表具有良好的可靠性。Marsh 等（2005）提出，完整版量表是否具有扎實的理論基礎和良好的心理測量學屬性是量表簡化的前提。在本研究中，Chai 等（2020）開發的青少年積極發展量表具有穩固的理論基礎，既有本土的“青少年積極發展四維結構”（林丹華等,2017）為支撐，又借鑒了青少年積極發展的經典模型，如“5C”模型（Lerner et al., 2015）。實證依據上，先前研究為其信效度提供了初步證據（Chai et al., 2020），同時，本研究利用大樣本數據再次證實其具有良好的信效度，是測量我國青少年積極發展的多維的有效工具。因此，完整版量表的項目和結構符合量表簡化的基本前提。

第二，簡版量表的項目盡可能地覆蓋了原始量表所有的測量因子。在量表項目篩選時，除參考因子負荷、殘差等指標之外，還對簡化后每個因子下的測量要素是否損失進行了核查。同時，完整版和簡版量表的驗證性因素分析、交叉效度驗證和測量等值等分析結果也表明，簡版過程沒有損失原版量表的因子結構。總之，簡化后的量表在消除高度冗余項目后，并沒有影響原始量表測量要素的覆蓋率。

第三，簡版量表具有可以接受的信度。盡管量表簡化之后，部分量表的信度系數出現了輕微的下降，但依然是可以接受的。具體來說，樣本1 和樣本2 中簡版量表的信度指標α，除在生活能力維度上略低（α=0.67）外，其他量表或維度上均大于0.70。同時，合成信度指標ω 顯示，所有量表或維度的信度良好（ω≥0.70）。因此，簡版的青少年積極發展量表總體上具有可以接受的信度，可以保證測量的穩定性、一致性和可靠性。

第四，簡版和完整版量表測量的概念具有一致性。為保證這一點，項目篩選過程著重考慮了量表的測量結構，保證其不失去關鍵因子。此外，兩個版本量表在心理測量學指標（如負荷值、因子間相關系數和效標）上的剖面相似性指數也較高（PSI=0.93～0.99），證明了二者測量的是同一個概念。

第五，簡版盡量保留了完整版量表的因子結構。從驗證性因素分析的過程和結果來看，兩個版本量表的結構是完全一致的，且每個子量表下面的測量因子并沒有損失。同時，從測量等值分析結果來看，簡化后量表的四維結構在兩個獨立樣本、不同性別以及年齡組中具有形態結構、因子負荷和截距的測量不變性。此外，兩個版本量表在“負荷值”和“因子間相關”的剖面相似性指數均大于0.93。這些結果均說明，簡版量表保留了完整版量表的因子結構，且具有較好的穩定性。

第六，簡版量表具有足夠的外部效度。本研究中量表的外部效度檢驗結果與先前研究的結果具有一致性（Benson, Leffert, Scales, & Blyth, 1998;Sun & Shek, 2010），即青少年積極發展的總分、各量表得分與主觀幸福感存在顯著的正相關，與外化問題、抑郁有顯著的負相關。此外，兩個版本效標指標的剖面相似性指數均大于0.90，這也再次說明簡版量表和完整版量表的外部效度是相當的。

第七，相對于簡化帶來的潛在損失，簡版量表節省了時間和資源。與完整版量表相比，簡版量表在保證良好信效度的基礎上，在項目數量上有了大幅縮減（減少了約一半的項目），這有助于減少調查研究的測評時間，進而降低人力和財力支出?？傮w而言，簡版量表損失的信息相對較少，并有利于擴展本量表的應用范圍。例如，較少的題目不僅使研究設計本身更加豐富和靈活，也有助于降低被試的疲勞度和厭煩感，進而提高調查數據質量。更重要的是，較少項目的簡版量表將更有可能應用于推動青少年積極發展的跨學科研究中。

4.2 局限及未來研究

盡管本研究嚴格遵循了量表簡化的基本原則，研究結果也和預期基本一致，但還是存在一定的局限。例如，該量表的完整版及簡版是一套相對比較新的測量工具，目前還沒有更多的實證研究對其信效度證進行驗證。尤其是簡版量表，未來需要更多的研究來評估其在青少年積極發展研究中的有效性和穩定性。此外，本研究簡化量表的數據僅基于一個橫斷的設計，未來還需要更多的縱向數據去進一步檢驗其測量結構的穩定性。

5 結論

中國青少年積極發展量表（簡化版）共48 個項目，包括品格、能力、自信和聯結四個量表。該量表具有良好的信效度和測量等值性，可以應用于評估我國小學高年級到高中階段青少年發展過程中的積極特性。