罗 杰,陈 维,潘 运,赵守盈

(1.贵州师范大学 心理学院,贵州 贵阳 550025;2.贵州师范大学 心理大数据研究中心,贵州 贵阳 550025)

0 引言

近年来，随着民族地区社会经济的繁荣发展，民族地区人们的心理、文化结构等也相继地发生了变化，为此，积极开展国内民族心理学的研究越来越重要[1]，尤其是少数民族青少年心理健康及健全人格的培养研究。

韧性素质作为少数民族青少年的积极心理品质，是指个体在遗传和环境的共同影响下经过实践而形成的相对稳定的、基本的、且与少数民族青少年发展阶段相适应的、具有在面临生活逆境、创伤、悲剧以及威胁或其他生活重大压力时所表现出来的良好应对与适应的积极倾向性[2]。潘运等[2]认为，韧性素质包括2个基本特征：年龄阶段，从青少年这一群体限定韧性素质的基本内容，且主要集中在与少数民族青少年发展阶段相应的心理特征；教育导向，以少数民族青少年正在接受的学校教育限定韧性素质的性质，主要涉及与学校教育目标相适应的心理特征。

目前，国内用于少数民族青少年韧性素质的调查工具主要有：修订国外学者的量表[3]；自编的本土化工具[2,4-5]。2013年，潘运等以心理素质和心理健康素质为基础，并参考Olsson等[6]的青少年心理韧性理论(个人能力和特质、家庭支持系统、社会支持系统)所编制的少数民族青少年韧性素质量表(Ethnic minority adolescent resilience diathesis inventory,EMARDI)在我国的侗族青少年[7]，苗族青少年[8]群体中均表现出较好效果。但EMARDI在编制之初以及后续的统计检验均基于经典测量理论(Classical test theory,CTT)，心理测量中CTT在检验测评工具的信效度等结果指标时却存在着一定缺陷[9-11]，如：无法识别测量过程中可能产生的各种变异来源及其大小；不能提出如何减少测验误差的策略方针等。

概化理论(Generalizability theory,GT)在CTT基础上，引入了实验设计与方差分析，能够对测量过程(情景)中出现的各种误差进行分解和控制，进而为测验决策提供系统的理论与方法[9-10]。相对于CTT而言，GT可依据测验误差的变异来源将总体误差分解成多个分量的误差变异，并在综合考虑多个测验误差来源的同时进行测验信度的计算，因而进行信度估计时GT较CTT更加细致和精准[11]。在具体开展GT时主要包括G研究和D研究2个过程，其中G研究通过估计测量目标和测量侧面的方差-协方差分量大小，以明确测量目标与测量侧面间的关系，D研究则通过对测验信度变化的估计来确定哪种决策与方案更好与合理，进而为进一步改进测验提供依据与参考。此外，概化理论还可分为一元概化理论(Univariate generalizability theory,UGT)和多元概化理论(Multivariate generalizability theory,MGT)。较UGT而言，MGT在处理涉及多维度结构的测量问卷(量表)时具有独特功能[9-11]。国外学者Nubbaum[12]研究表明，与UGT相比，MGT更加适宜地处理多维度结构量表(问卷)的信度问题，可以发现全量表信度高而分量表(因子)信度低的现象和问题，并针对该现象提出修改意见和建议。当前GT已广泛用于心理测评工具的编制与验证[13-15]。

为此，本研究拟采用概化理论中的MGT来评估少数民族青少年韧性素质量表(EMARDI)的测量学属性，以期为提高EMARDI的测验效力提供参考。

1 研究方法

1.1 研究对象

采取整群抽样方式，来自贵州、云南和四川等地区的2 241名少数民族青少年参与了问卷调查。其中，男性1 087人，女性1 154人；苗族713人，布依族827人，侗族524，其他民族177人；平均年龄为15.62±1.80岁。

1.2 研究工具

采用少数民族青少年韧性素质量表(EMARDI)，该量表由潘运等[2]编制，包括3个二阶因子(个人支持力、家庭支持力和社会支持力)和9个一阶因子(积极认知、情绪调控、意志行动、家庭期望、家庭关心、家庭和谐、教师支持、同伴支持和社会支持)，共36个题目，量表采取5点记分方式(1=完全不符合，5=完全符合)。根据量表已有的理论结构，采用Mplus 7.0进行验证性因素分析，结果显示模型的各项拟合指标为：χ2/df=5.468，CFI=0.911，TLI=0.904，SRMR=0.050，RMSEA=0.039。9个一阶因子的α系数分别是0.76、0.71、0.66、0.74、0.85、0.83、0.84、0.79和0.69；3个二阶因子的α系数分别是0.75、0.86和0.84，全量表的α系数是0.88。

1.3 研究设计

由于少数民族青少年韧性素质量表(EMARDI)是呈二阶多维结构的评估工具，在后续的多元概化分析中分别考察EMARDI在二阶和一阶层面的测验精度。研究设计均为多元p×i随机测量模式，被试(p)为测量目标，题目(i)为测量侧面。

1.4 数据处理与分析

运用SPSS 22.0对所得调查数据进行管理，采用mGENOVA2.1分别运行二阶和一阶层面的多元概化分析。

2 结果与分析

2.1 高阶与低阶因子的G研究

由表1可知：EMARDI的3个二阶因子之间呈中等程度相关；被试效应(被试的方差分量以及被试和题目的交互效应)较大，而题目的方差分量则相对最小。

表1 3个二阶因子的G研究Tab.1 The G studies of three higher-order factors

按照EMARDI的一阶因子结构，运行mGENOVA2.1程序可得到各效应在9个一阶因子上的估计结果，见表2。

表2 9个一阶因子的G研究Tab.2 The G studies of nine lower-order factors

由表2可知：被试在各因子得分之间存在紧密关联(特别是同属于相同二阶因子的各个一阶因子之间)；被试效应(各个因子的方差分量以及被试和题目的交互效应)较大，而题目的方差分量则相对最小。

2.2 高阶与低阶因子的D研究

由表3可知：3个二阶因子的概化系数和可靠性指数均达到较好水平，将EMARDI分为3个二阶因子是可行的；基于二阶因子结构，EMARDI全域总分的概化系数与可靠性指数均较满意，且全域总分的相对误差与绝对误差方差均低于各二阶因子的结果。

表3 3个二阶因子的D研究Tab.3 The D studies of three higher-order factors

表4 9个一阶因子的D研究Tab.4 The D studies of nine lower-order factors

由表4可知：9个一阶因子的概化系数与可靠性指数均达到接受水平，考虑把EMARDI分为9个一阶因子也是可行的；基于一阶因子结构，EMARDI全域总分的概化系数和可靠性指数达到理想水平，且全域总分的相对误差与绝对误差方差均小于各个一阶因子的结果。

2.3 各因子对总方差贡献率的分析

由表5知：家庭支持力和社会支持力对全域总分的贡献均大于各自在总量表中的分值，而个人支持力对全域总分的贡献低于其在总量表中的分值；同时个人支持力对相对误差和绝对误差方差的贡献均最高。

表5 各二阶因子对全域总分的贡献比Tab.5 The contribution ratio of higher-order factors to universe scores

表6 各一阶因子对全域总分的贡献比Tab.6 The contribution ratio of lower-order factors to universe scores

由表6可知：积极认知、情绪调控、意志行动和家庭期望对全域总分的贡献均小于各自在总量表的分值，其余各因子对全域总分的贡献均大于各自在总量表的分值；情绪调控对相对误差和绝对误差方差的贡献均最高，家庭期望对相对误差和绝对误差方差的贡献均最低。

3 讨论

本次研究的主要目的是基于概化理论视角检验少数民族青少年韧性素质量表(EMARDI)的心理测量学属性。结果显示，EMARDI具有较好的测量效能，能同时用作常模参照测验和标准参照测验。

心理健康素质理论认为，少数民族青少年韧性素质是一个多维度、多层级的心理特征，主要涵盖了个体、家庭和社会等层面，同时前述各层面均包含了一定数目的次级因子(维度)[2]。本研究中高阶因子的G研究显示，被试在3个二阶因子(个人、家庭和社会支持力)得分间存在中等相关，将EMARDI分为3个高阶因子是可行的，3个高阶因子既相对独立同时也具有一定关联，这初步支持了心理健康素质理论关于少数民族青少年韧性素质高阶因子结构的划分。同时G研究还发现，各个高阶因子中被试效应的方差分量估计较大，这说明与被试相关的变异在测验得分变异中的比重较大，施测结果能较好反映被试的特质；而题目的方差分量估计相对最小，这说明题目变异在测验得分变异中的比重较小，则量表题目具有较好的测量性能。另外，低阶因子的G研究显示，被试在各个低阶(一阶)因子得分之间存在密切相关，这表明考虑把EMARDI分为9个低阶因子也可行，各低阶因子之间既存在关联也具有相对独立性。这也初步验证了心理健康素质理论关于少数民族青少年韧性素质的低阶因子结果。同时各一阶因子本身的方差分量较大，题目的方差分量相对最小，这也说明被试相关的变异在测验得分变异中所占比重较大，而量表题目引起的变异在测验分数变异中所占的比重较小，被试的测量结果更多的是体现了其自身特质，与题目本身的关联并不大。

随后的D研究结果显示，3个高阶(二阶)因子的概化系数和可靠性指数均达到较好水平，全域总分的概化系数与可靠性指数也在0.85以上，并且全域总分的相对误差与绝对误差方差均小于各个二阶因子的相应结果，把3个二阶因子的得分合成1个量表总分是合理的，合成量表总分可以更好发挥EMARDI的施测功能。同时低阶因子的D研究也发现，9个一阶因子的概化系数和可靠性指数均达到接受水平，把EMARDI划分为9个低阶因子也可行，此时全域总分的概化系数与可靠性指数都达到0.90以上，将9个低阶因子得分最后合为1个总量表也合理，9个因子分合并为1个量表总分更能发挥量表的功效。因此，无论二阶还是一阶层面，G研究与D研究均表明EMARDI既可作为常模参照测验使用，也可用作标准参照测验，且支持了EMARDI原编者所提出的高阶多维结构(3个二阶因子和9个一阶因子)。根据本研究所得，建议心理学研究者在报告EMARDI的测验结果时，应同时报告一阶因子、二阶因子和全量表的测验信度。进行结构方程建模分析时，既可以考虑将3个高阶因子作为标识，亦或者是把9个低阶因子作为测量标识进行项目打包，均能得到满意结果。

另外，本研究也发现，二阶因子对全域方差的贡献率由大到小依次为：社会支持力、家庭支持力和个人支持力。其中，社会支持力与家庭支持力两个高阶因子对全域总分的贡献大于各自在量表中的分值，而个人支持力对全域总分的贡献则小于其在量表中的分值，并且该因子对相对误差与绝对误差的贡献均最高。相应地，一阶因子对全域方差的贡献最小依次是情绪调控、家庭期望、意志行动和积极认知。除家庭期望外，其余因子均属于个人支持力。这表明作为内在韧性特质的个人支持力及所属低阶因子在总量表中的实际作用可能还没有完全达到相应要求，未来对EMARDI开展修订时，可着重考虑对个人支持力因子的题目进行修改或更换以提高测验精度。

综上可知，基于心理健康素质理论编制的少数民族青少年韧性素质量表具有较好的测量学性能，可作为评估我国少数民族青少年韧性素质水平的本土化测评工具。