青少年相對剝奪感量表的編制與信效度檢驗

田云龍 喻承甫 路 紅 賀 雯 劉 毅

（1 上海師范大學教育學院，上海 200234；2 廣州大學教育學院，廣州 510006；3 廣東白云學院，廣州 510450）

1 前言

相對剝奪感這一概念最早于1966 年正式提出，是個體在社會比較的過程中形成的主觀體驗（Smith， Pettigrew， Pippin， ＆ Bialosiewicz， 2012）。隨后幾十年中，相對剝奪感理論得到了不斷的發展，諸多學者對相對剝奪感的概念、 理論以及應用做出了進一步的探討和擴展， 將之納入更大的社會比較理論、歸因理論、社會認同理論等理論框架內，并將其應用于心理學、社會學等多個學科的研究中（鮑學峰 等 ， 2016； Folger ＆ Martin， 1986； Mummendey， Kessler， Klink， ＆ Mielke， 1999）， 以此來解釋包含敵意、 攻擊行為 （Greitemeyer ＆ Sagioglou， 2017）等在內的廣泛的心理、社會現象。 同時，現有的研究發現，相對剝奪感廣泛存在于不同群體的各個年齡段中（Pettigrew， 2016）。 而青少年正處于成長的關鍵階段， 研究青少年的相對剝奪感將有助于深入探索其社會化過程， 疏導其心理困擾與問題。

相對剝奪感是指個體或群體通過與參照群體橫向或縱向比較而感知到自身處于不利地位， 進而體驗到憤怒和不滿等負性情緒的一種主觀認知和情緒體驗（熊猛， 葉一舵， 2016）。 當個體的實際利益確實減少時，固然容易產生較高的相對剝奪感，但當自身利益實際增加時也可能會產生相對剝奪感（Smith et al.， 2012）。 這是由于，基于社會比較而形成的相對剝奪感與以實際劣勢處境為特征的絕對剝奪有本質的不同，它強調的是：人們認為自己相較于其他群體被剝奪了渴望得到的或應當得到的東西， 這種經驗來源于比較的過程而非實際所得 （Smith et al.，2012）。 在這個意義上， 相對剝奪感理論（relative deprivation theory）假定的是一種個體自認為不足的主觀心理狀態，也正是這種狀態塑造了個體的認知、情感和行為（Smith et al.， 2012）。根據這些特點，有學者指出，如果個體只是認識到所存在的某些現狀，而沒有產生相應的情緒反應或受到一定影響， 便不能武斷地認為其產生了相對剝奪感。在此基礎上，研究者們提出相對剝奪感的認知-情感兩因素模型（Pettigrew， 2016； Smith et al.， 2012）。 該理論模型也在隨后的研究中得到了越來越多的認可， 并在測量中納入了認知與情感兩種成分， 同時指出相對剝奪感所關注的核心是個體在認識到不利地位時所產生的情感反應， 而不僅僅是對地位的認知（Pettigrew， 2016； Smith et al.， 2012； Webber， 2007）。

盡管相對剝奪感的理論從最初提出到如今經歷了數十年的發展， 但現有的測量工具并不能滿足不同群體的需求。 由于相對剝奪感是在社會比較中產生的，必然受到每個社會群體在比較對象、比較內容上所帶有的自身特征的影響。 如在民族研究中以族群為比較對象（Osborne ＆ Sibley， 2013），在職工研究中以同事為比較對象（Smith et al.， 2012）。 現有研究中， 國內外學者針對相對剝奪感的研究主要關注于成年人或大學生群體 （熊猛， 葉一舵， 2016；丁倩， 唐云， 魏華， 張永欣， 周宗奎， 2018； Osborne ＆ Sibley， 2013）以及流動兒童這一特殊群體（葉一舵， 熊猛， 2017）。 但針對普通青少年群體的研究較為匱乏，且并未形成有效的、適用于我國普通青少年群體的測量工具。

大量關于相對剝奪感的研究表明， 相對剝奪感是包含個體-群體、 認知-情感兩個對應維度的結構。然而，青少年指的是一個發展階段而非進行社會比較的特定群體。 這意味著青少年并不適合作為一個獨立的群體與某個相對應的年齡群體作比較。 鑒于青少年的發展特點及生活環境， 本研究計劃編制個體層面的青少年相對剝奪感量表來測量青少年所體會到的相對剝奪感水平， 用以研究更為廣泛的青少年群體， 為后續研究提供具有良好信效度指標的研究工具。

2 方法

2.1 被試

樣本1：采用方便取樣法向廣東省、河南省共六所普通公辦中學的初一、初二、高一、高二共四個年級的在校學生發放初測問卷600 份。 其中， 廣東省400 份，河南省200 份，總計收回問卷 579 份，剔除存在規律回答、胡亂回答、多題漏答等問題的問卷，最終獲得有效問卷526 份，問卷有效率90.85%。 所有 526 名有效被試中，男生 284 人，占比 53.99%，女生 242 人， 占比 46.01%。 其中， 初一學生占比19.20%（101 人），初二學生占比 30.60%（161 人），高一學生占比 35.17%（185 人），高二學生占比 15.02%（79 人）。 該被試樣本用于對初測量表進行項目分析與探索性因素分析。

樣本2： 向廣東省5 所普通公辦中學發放450份問卷，其中收回問卷392 份，剔除規律作答、胡亂作答及多題漏答的問卷，共計獲得有效問卷362 份，問卷有效率為92.35%。其中，男性被試188 人，占比51.9%，女性被試 174 人，占比 48.1%，平均年齡為14.21 歲，年齡范圍為 10～19 歲；在年級分布上，初一學生占比 11.05%，初二學生占比 25.69%，初三學生占比 18.23%，高一學生占比 12.15%，高二學生占比32.87%； 家庭人均月收入在3000 元以下的占比52.03%， 在 3000～8000 元之間的占比 32.88%，在8000 元以上的占比15.09%。 該被試樣本用于對樣本一所形成的青少年相對剝奪感正式量表進行驗證性因素和信效度分析。

樣本3： 向廣東省4 所普通公辦中學發放500份問卷，收回問卷453 份，剔除規律作答、胡亂作答及多題漏答的問卷，共計獲得有效問卷431 份，問卷有效率為 95.14%。 其中， 男性被試 235 人， 占比54.52%，女性被試 196 人，占比 45.48%，平均年齡為15.04 歲，年齡范圍為 11～19 歲；在年級分布上，初一學生占比 12.06%，初二學生占比 26.91%，高一學生占比 22.51%，高二學生占比 38.52%；家庭人均月收入在 3000 元以下的占比 47.79%， 在 3000～8000元之間的占比 38.95%， 在 8000 元以上的占比13.26%。 樣本三用于對正式量表的效標效度進行檢驗。

2.2 研究工具

本研究中編制的青少年相對剝奪感量表共包含12 個條目，其中認知相對剝奪感和情感相對剝奪感各包含 6 個條目，采用 5 點計分，1＝非常不同意，5＝非常同意。

相對剝奪感量表修訂自馬皚（2012）編制的相對剝奪感問卷， 該問卷被多項研究所采納 （丁倩等，2018； 高峰強， 楊華勇， 耿靖宇， 韓磊， 2017）。 由于原問卷用于測量成年被試的相對剝奪感，因此本研究對部分條目的表述做出修訂，以適應青少年的認知和發展特點。該問卷包括4 個題項，采用5 點評分，要求被試評價題目描述與自己實際情況的相符程度，1＝非常不符合，5＝非常符合。計算總分為量表最終得分，得分越高代表被試的剝奪感越強。 在本研究中，該問卷的內部一致性 Cronbach’s α 系數為 0.60。

使用Diener 等人（1985）編制的生活滿意度量表，共包括5 個題項，如：“我的生活在大多數方面都接近于我的理想。 ”問卷采用5 點評分，要求被試評價題目描述與自己實際情況的相符程度，1＝非常不符合，5＝非常符合。 計算均分為問卷的最終得分，得分越高代表被試的生活滿意度越高。本研究中，該問卷的內部一致性 Cronbach’s α 系數為 0.80。

2.3 初測問卷編制

本研究基于對現有文獻的分析、 行為事件訪談與開放式問卷的調查結果確定青少年相對剝奪感的理論模型。 具體內容為：（1）通過對國內外相關的理論研究進行回顧， 確定青少年相對剝奪感的認知-情感雙維度結構以及測量相對剝奪感的邊界條件（熊猛， 葉一舵， 2016； 孫燈勇， 郭永玉， 2016；Gaskell ＆ Smith， 1984； Smith ＆ Pettigrew，2015； Smith et al.， 2018），并在此基礎上制定訪談提綱。 （2）從廣東省三所中學選取13 名學生進行訪談，其中男生7 名，女生6 名。訪談采用半開放形式，提綱為：你認為自己目前的生活怎么樣，有沒有在哪些方面不滿意？如果有，體現在什么地方？ 與你的朋友們相比，你覺得自己的生活怎么樣？你和他們的差異體現在哪些方面？ 你是否受到身邊人（包括朋友、同學、家長、老師）的區別對待？ 如果有，主要是在哪些方面？ 由于其中一名學生無法準確提供與相對剝奪感相關的信息而被視為無效訪談， 該階段最終獲得12 名被試的有效訪談記錄。 （3）在文獻回顧以及對訪談內容進行整理的基礎上發放開放式問卷，問卷根據訪談結果要求被試報告自己在生活中所體會到的相對剝奪感。 本研究向廣東省兩所公辦學校發放300 份開放式問卷，收回286 份。

通過對訪談記錄及開放式問卷進行整理和篩選，將其中胡亂作答的、不符合研究目的的以及回答含義不清的答案刪除， 對有效條目進行深入整理和歸類，發現被試在生活中所關注的事物可被歸納為以下幾個方面：自身的發展空間、同伴交往水平、家庭生活環境、父母支持、教師支持程度以及家庭經濟條件等。在參考現有測量工具的基礎上，根據以上幾個方面與被試具體的表述，初步形成具有2 個維度、16 個條目的初始問卷。此外，邀請多位心理學科研人員（心理學教授、副教授、博士及碩士研究生共8 人）對題目進行評價， 在對問卷的結構和內容進行初步審定和修改后，共保留12 個條目。 采用Likert 5 點計分法，其中1＝“非常不符合”，5＝“非常符合”，所有題目均為正向，計算所有條目均分為最終得分。為保證量表條目內容的適宜性和可讀性，再次邀請12 名中學生（初中6 名、高中6 名；男生6 名、女生6 名）和四名中學教師（初中、高中各兩名）對問卷進行評價和修改，確保條目內容適合中學生的發展特點和閱讀理解能力。

2.4 統計處理

使用 SPSS 24.0、Mplus 7.4 進行數據的描述性統計、項目分析、探索性因素分析、驗證性因素分析及信效度分析等。

3 結果

3.1 項目分析

通過決斷值-臨界比、題項與總分相關、刪除題項后的α 系數、因素負荷量等指標使用樣本1（N＝526）對初測問卷各條目進行項目分析。（1）以總得分最高的27%與最低的27%分別作為高分組和低分組檢驗兩組被試在各條目上得分的差異， 結果顯示各條目的決斷值-臨界比均達到顯著水平。 （2）通過計算問卷每個題目與總分的相關系數， 同時對比刪除該題目后的內部一致性α 系數，確定條目在問卷中的信度指標。結果顯示，所有條目與總分的相關系數均達到顯著水平， 包含12 個條目的總量表的Cronbach’s α 系數為 0.837，刪除任何一個條目后問卷的 Cronbach’s α 系數均會有所下降。 （3）設置一個因子進行因子分析的結果顯示所有題目的因子負荷量在 0.48～0.71 之間， 每個題目均具有較高的因素負荷水平。 因此，綜合多項統計指標，該階段不需刪除任何條目。 具體結果如表1 所示。

表1 中學生相對剝奪感問卷的項目分析數據（n＝526）

3.2 探索性因素分析

根據項目分析的結果，將符合統計指標的12 個條目納入探索性因素分析。 結果表明，該量表KMO＝0.877，χ2＝2252.244，df＝66，p＜0.001，各項指標均達到較高水平，適合進行探索性因素分析。鑒于多項研究均表明相對剝奪感的認知和情感兩個維度之間具有較高的相關性， 故采用主成分分析法（principle component）和斜交旋轉法（oblique rotation）抽取特征根大于1 的因素（吳偉炯， 劉毅， 路紅， 謝雪賢，2012； 陳藝華， 葉一舵， 2016）。參考現有研究的做法篩選條目 （吳偉炯等， 2012； 陳藝華， 葉一舵，2016）， 對現有條目進行多次探索性因素分析后，量表最終保留10 個條目，共提取2 個因子，累積解釋總方差變異的61.83%。 此外，兩個因子之間的相關系數為 0.57（p＜0.01），表明斜交旋轉的處理方式是恰當的。

根據探索性因素分析所得到的量表因子結構達到清晰簡潔的標準， 這也表明將青少年相對剝奪感量表劃分為兩個維度是合適的。其中，因素一包含的條目 1，3，4，5，6 測量內容主要涉及青少年與其同學相比對自身所處不利地位的主觀認知， 故將該因子命名為認知-相對剝奪感； 因素二所包含的條目7，9，10，11，12 測量內容主要涉及青少年與其同學相比由于自身所處的主觀不利地位而產生的情感反應，故將該因子命名為情感-相對剝奪感。 各條目探索性因素分析的結果如表2 所示。

表2 各條目在不同因子上的載荷及共同性（n＝526）

3.3 驗證性因素分析

為進一步檢驗本研究所編制的青少年相對剝奪感量表的結構模型， 共設定兩個備擇模型進行擬合比較。（1）單因素模型：假定研究所得的10 個項目擁有一個共同的潛變量——相對剝奪感， 將量表的所有條目負荷在一個因子上；（2）雙因素模型：根據本研究探索性因素分析的結果，將量表的10 個條目分別負荷在認知相對剝奪感和情感相對剝奪感兩個因素上。根據溫忠麟、黃彬彬和湯丹丹（2018）所建議驗證性因素分析的各項數據指標：TLI，CFI 大于 0.9，RMSEA 和 SRMR 小于 0.08 表明該模型擬合良好。使用Mplus 7.4 對量表進行驗證性因素分析， 對模型的檢驗結果見表3。

由表3 可知本研究中的Null 模型的卡方與自由度比值為9.384，單因素模型的卡方與自由度比值為 2.108。 此外， 兩個模型的 TLI、CFI、AIC、BIC、SRMR、RMSEA 各項指標較低， 均無法達到心理測量學的標準，表明這兩個模型的擬合效果很差，模型不能被接受。 理論和探索性因素分析所獲得的雙因素模型的各項擬合指標均達到較高水平， 卡方值為44.794，自由度為 34，卡方與自由度之比為 1.317，達到比值小于3 的標準，在三個模型中是最低水平（陳藝華， 葉一舵， 2016）。 CFI、TLI 均大于 0.95，達到0.971 與 0.962， 同 時 SRMR 為 0.053，RMSEA 為0.059， 各項指標均優于兩個備擇模型且達到測量學標準。 綜合各統計指標，本研究得出結論，青少年相對剝奪感的雙因素結構是合適的， 結構模型見圖1。

表3 青少年相對剝奪感CFA 模型擬合指數（n＝362）

圖1 青少年相對剝奪感二因素模型的標準化解

3.4 信度分析

良好的信效度水平是測量量表必須具備的條件， 為保證本研究所編制的青少年相對剝奪感量表的穩定性和有效性，根據心理測量學的要求，本研究進一步通過內部一致性信度、 分半信度檢驗自編量表的信度水平。 并在內容效度、 結構效度分析的同時，采用現有的相對剝奪感量表（馬皚， 2012）的修訂版本以及生活滿意度（熊猛， 2015）作為效標變量檢驗自編量表的效標關聯效度。

使用樣本3 的431 份數據進行檢驗，結果如表4 所示。 相對剝奪感總量表的內部一致性Cronbach’s α 系數為 0.89，其中認知、情感相對剝奪感的 內 部 一 致 性 Cronbach’s α 系 數 分 別 為 0.82、0.87，均高于推薦的信度標準 0.7。 可見，該量表具有良好的內部一致性信度。 分半信度檢驗則顯示，各分半信度介于 0.76～0.86 之間， 各維度與總量表的分半信度也達到較高水平。 因此，該量表各項信度指標均符合心理測量學的標準，表明該量表具有較好的信度。

表4 青少年相對剝奪感的信度系數表（n＝431）

如表5 所示， 本研究所編制的青少年相對剝奪感量表整體及認知、 情感兩個維度的得分均與相對剝奪感問卷（馬皚， 2012）呈現顯著正相關，兩個維度的得分及總量表得分與生活滿意度 （熊猛， 2015）呈現顯著負相關。 此外，該量表的最終得分與各維度的得分之間的相關也均達到顯著水平。 這些結果與現有研究相一致，表明本研究所編制的青少年相對剝奪感量表具有較高的校標關聯效度。

表5 青少年相對剝奪感各因子與總分及效標變量的相關矩陣（n＝431）

4 討論

本研究在理論分析、 開放式問卷和行為事件訪談所形成的初始問卷的基礎上， 對預測數據進行項目分析和探索性因素分析。根據項目分析的結果，初測量表的各個條目均達到了心理測量學的要求。 而根據探索性因素分析的結果， 父母支持和教師支持因未達到統計標準而在此階段被刪除。 這可能與青少年的發展特征有關。對青少年而言，同伴關系的重要性日益提升， 青少年對其在同伴群體中的地位也變得更為敏感（Joffer， Randell， ?hman， Flacking，＆ Jerdén， 2020）。 另一方面，青少年的同齡群體逐漸形成一個相對獨立的交往環境， 來自成年人的影響也變得越來越小（LaFontana ＆ Cillessen， 2010）。這也就導致了青少年越來越關注來自同齡人的情感支持，從而增加了對此進行社會比較的可能。 因此，根據初測數據形成了由兩個因子共計10 個題目構成的量表，累計總方差貢獻率為61.83%。

綜合理論分析、實證數據和題目本身的含義，可以將量表兩個維度分別命名為認知相對剝奪感和情感相對剝奪感。其中，認知相對剝奪感是指在社會比較過程中，個體對自身不利地位的主觀認識。對于相對剝奪感的產生而言，社會比較是前提，沒有比較就沒有產生相對剝奪感的可能。 情感相對剝奪感則是指由自身體驗到的不利地位所引起的憤怒、 不滿等情緒體驗， 這也是相對剝奪感與社會比較相比所不同的地方。 也就是說社會比較更多地側重于認知上的比較， 而相對剝奪感則需要包含由此產生的情感成分（熊猛， 葉一舵， 2016）。換言之，假如青少年在與其他個體比較的過程中認識到了自身所處的不利的社會地位，然而其對這種不利地位是漠不關心的，認知到之后沒有任何相應的情感上的反應， 那么就不能草率地認為其產生了相對剝奪感這種消極感受，而僅僅意味著他進行了社會比較。

為進一步驗證探索性分析所獲得的量表因子結構及信效度水平， 對再次收集的362 份數據進行驗證性因素分析。 結果表明，相對剝奪感的認知-情感二因子模型擬合程度良好，χ2／df＝1.317，RMSEA＝0.059，SRMR ＝0.053，TLI ＝0.962，CFI ＝0.971，AIC ＝2275.275，BIC＝2352.769。 此外，總量表的內部一致性信度為0.89， 且量表內認知-情感兩個因子的內部一致性信度分別為 0.82、0.87，總量表與各因子的分半信度在 0.76～0.86 之間， 可見該問卷的信度達到較高水平。同時，該維度劃分方式也與現有的相對剝奪感理論相吻合， 可以認為該量表能夠反映相對剝奪感這一變量的內容結構（Smith et al.， 2012）。

最終形成的認知、 情感相對剝奪感兩個分量表各5 個題目，分別對應青少年同伴關系、家庭經濟條件、學習成績、興趣發展機會、零花錢水平五個方面的不利地位所導致的認知和情感反應的水平。 相對剝奪感是與他人在社會比較中產生的， 而比較的內容也正是其關注的方面。 本研究中編制的量表涵蓋的幾個方面與對青少年的現有研究以及前期訪談的結果相符合。 此外，現有研究發現，相對剝奪感能夠穩定預測個體的生活滿意度， 并被作為相對剝奪感量表的效標變量使用（熊猛， 2015； Zhang， Wang，＆ Chen， 2011）。 而馬皚（2012）針對我國成年群體所編制的相對剝奪感問卷雖存在一定局限， 但也已被多項研究所采用， 可見其達到心理測量學的標準（丁倩等， 2018； 高峰強等， 2017； Chen， Wang，Liu， Dong， Zhu， ＆ Huo， 2018）。 因此，為檢驗該量表的效度水平， 結合實證研究的證據與現有相關量表的效標選擇， 本研究修訂了生活滿意度量表個別表述， 以適應青少年群體的相對剝奪感量表作為效標變量。結果顯示，青少年相對剝奪感量表各維度以及總量表均與生活滿意度呈現顯著負相關， 并與修訂后的相對剝奪感量表呈現顯著正相關。 此結果與現有研究相一致。 該量表的內部一致性信度與分半信度也達到了較高水平， 表明該量表具有較高的信度。

綜合現有的相對剝奪感的理論與實證研究，可以認為將認知和情感作為相對剝奪感的兩個維度是合理的， 該量表可以較好地反映和測量相對剝奪感的內容結構和水平，具有良好的內容效度。 此外，量表通過多種途徑收集條目并對其進行了驗證， 其內容符合我國青少年的發展特征， 能夠作為進一步研究我國青少年相對剝奪感的有效測量工具。

5 結論

本研究編制了適用于青少年的相對剝奪感量表，并根據統計學相關規范對其進行了分析和檢驗。結果表明， 該量表可以作為測量中國青少年相對剝奪感的有效工具。 得出具體結論如下：（1）本研究編制的青少年相對剝奪感量表各項指標良好， 具有較好的信效度水平；（2）青少年相對剝奪感量表包含認知相對剝奪感和情感相對剝奪感兩個維度。