李立言 范雨欣 雷秀雅

摘??? 要|目的：編制出能夠用來(lái)測(cè)量殘障群體外顯刻板印象的量表并檢驗(yàn)其信效度。方法：以 602 名普通公眾為被試，通過(guò)自由聯(lián)想法和語(yǔ)義差異量表法，編制殘障群體刻板印象語(yǔ)義差異量表。對(duì)收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析、探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析以及信度分析，形成最終問(wèn)卷。結(jié)果：殘障群體刻板印象語(yǔ)義差 異量表包括溫情和能力兩個(gè)維度，共 25 個(gè)題目。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果表明模型擬合良好（χ2/df=2.99， RMSEA=0.08，IFI=0.82，GFI=0.85，CFI=0.82，NFI=0.75）?？偭勘淼姆职胄哦葹?? 0.81，內(nèi)部一致性信度為 0.90;分量表的分半信度為 0.77、0.85，內(nèi)部一致性信度為 0.84、0.85。結(jié)論：結(jié)殘障群體刻板印象語(yǔ)義差異量表具有良好的信效度，能夠作為測(cè)量殘障群體外顯刻板印象的工具。

關(guān)鍵詞|殘障群體;刻板印象;語(yǔ)義差異量表;公眾

殘障群體是指由于后天或先天的身心缺陷，在生理或心理上存在功能障礙，無(wú)法正常參與社會(huì)生產(chǎn)生活的人[1]?？贪逵∠笫莻€(gè)體將性別、年齡、種族等作為劃分社會(huì)類別的依據(jù)，在歸類時(shí)產(chǎn)生的有關(guān) 某群體的難以改變的印象[2]。

中國(guó)殘疾人聯(lián)合會(huì)統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)殘障群體的總數(shù)已達(dá)到了 8500 余萬(wàn)人，約占中國(guó)總?cè)丝?的 6.21%。2019 年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)小學(xué)、初中和高中階段有 79 萬(wàn)多名在讀殘障學(xué)生。種種調(diào)查數(shù)據(jù)表明殘障群體已成為社會(huì)不可忽視的重要組成部分。然而，國(guó)內(nèi)外以往研究以及大量社會(huì)新聞表明， 殘障群體的生活現(xiàn)狀不容樂(lè)觀。殘障群體在就業(yè)方面會(huì)受到限制。有研究表明，相比于殘障群體，公眾更傾向于雇傭正常人[3，4]。此外，殘障群體在人際交往方面會(huì)遭受到歧視、偏見(jiàn)和污名[5-7]。有研究表明， 對(duì)于更親密的人際關(guān)系，無(wú)殘障者對(duì)身體殘障者表現(xiàn)出更大的偏見(jiàn)，主要表現(xiàn)為焦慮、敵意和回避[8]。可見(jiàn)，殘障群體受到的歧視、偏見(jiàn)和污名對(duì)其學(xué)習(xí)、工作和生活等方面造成了不可忽視的影響，至今仍然是非常重要且亟待解決的問(wèn)題。

刻板印象被視為歧視、偏見(jiàn)和污名的最初階段[9]。根據(jù)激活方式的差異，刻板印象可以分為兩類 表現(xiàn)型，一類是難以通過(guò)意識(shí)即時(shí)覺(jué)察的內(nèi)隱刻板印象，另一類則是能夠被意識(shí)察覺(jué)的外顯刻板印象[10]。外顯刻板印象體現(xiàn)的是人們對(duì)某一群體持有的社會(huì)觀念，多以語(yǔ)義圖式形式表征于概念系統(tǒng)，并以可控的概念驅(qū)動(dòng)形式激活表達(dá)于意識(shí)層面[11]。外顯刻板印象多采用直接外顯的測(cè)量手段。近年來(lái)，最為常 見(jiàn)的外顯刻板印象測(cè)量方法是將自由聯(lián)想法和語(yǔ)義差異量表法相結(jié)合[12]。但以往殘障群體刻板印象的 相關(guān)研究更多的是以某一特殊群體為被試，如師范生、普校教師等[13，14]，所形成的殘障群體刻板印象 測(cè)量工具無(wú)法廣泛應(yīng)用于其他群體，局限性較大。

基于此，為了豐富殘障群體刻板印象測(cè)量工具，推動(dòng)相關(guān)領(lǐng)域?qū)嵶C研究的開展，本研究以普通公眾為測(cè)量對(duì)象，將自由聯(lián)想法和語(yǔ)義差異量表法相結(jié)合，旨在編制出一份信效度良好的殘障群體刻板印象語(yǔ)義差異量表。

1?????? 收集特質(zhì)詞

1.1?? 被試

通過(guò)發(fā)布廣告，招募 35 名普通社會(huì)公眾作為收集殘障群體特質(zhì)詞階段的被試，男生 17 名，女生 18 名。

年齡在 18 ～ 50 歲之間（M=25.29，SD=8.19）。

1.2?? 研究工具

殘障群體刻板印象自由聯(lián)想問(wèn)卷：自由聯(lián)想法是一種簡(jiǎn)單且直接測(cè)量刻板印象的方法，在刻板印象研究領(lǐng)域受到廣泛應(yīng)用[15]。主試要求被試盡可能快速地報(bào)告出描述殘障群體的10 個(gè)形容詞，最多報(bào)告15 個(gè)形容詞。

1.3?? 研究過(guò)程及結(jié)果

步驟一，采用自由聯(lián)想法收集殘障群體刻板印象的特質(zhì)詞。要求每一位被試快速地報(bào)告出描述殘障群體的 10 個(gè)形容詞，最多報(bào)告 15 個(gè)形容詞。共收集到 352 個(gè)形容詞，通過(guò)合并重復(fù)詞、剔除無(wú)效詞，

得到 254 個(gè)形容詞。

步驟二，邀請(qǐng) 6 名心理學(xué)專業(yè)研究生組成核心討論小組，對(duì)收集到的形容詞進(jìn)行錄入、整理及歸類。小組成員以形容詞出現(xiàn)的頻率為線索，將高頻率形容詞的反義詞、近義詞進(jìn)行合并，并逐一將低頻率形容詞并入已經(jīng)有的類別中，每一個(gè)類別以具有代表性的形容詞進(jìn)行命名，盡可能保證所選取的形容詞來(lái)自原有數(shù)據(jù)。對(duì)存在爭(zhēng)議的形容詞，討論小組成員進(jìn)行多次討論，最終達(dá)成一致意見(jiàn)。經(jīng)過(guò)線上線下多次小組會(huì)議后，通過(guò)查閱漢語(yǔ)詞典、在線字典以及在線反義詞查詢等方式對(duì)原始詞語(yǔ)中無(wú)法形成互為反義詞的形容詞對(duì)的詞語(yǔ)進(jìn)行匹配，最終獲得 29 對(duì)互為反義詞的形容詞對(duì)。

步驟三，請(qǐng) 2 位心理學(xué)專業(yè)教師對(duì)所有形容詞對(duì)進(jìn)行專家審議。核心討論小組綜合了語(yǔ)義差異量表的編制標(biāo)準(zhǔn)以及專家意見(jiàn)，對(duì)形容詞對(duì)進(jìn)行調(diào)整。剔除中性的“內(nèi)向—外向”形容詞對(duì)。剔除“需要幫助的—無(wú)需幫助的”形容詞對(duì)。最終確定 27 對(duì)互為反義詞的形容詞對(duì)作為《殘障群體刻板印象語(yǔ)義差異量表》的初始條目， 結(jié)果見(jiàn)表 1。7 點(diǎn)計(jì)分（“1”代表非常符合左邊的詞語(yǔ)，“2”代表比較符合左邊的詞語(yǔ)，“3”代表有點(diǎn)符合左邊的詞語(yǔ)，“4”代表中立，“5”代表有點(diǎn)符合右邊的詞語(yǔ)，“6”代表比較符合右邊的詞語(yǔ)，“7”代表非常符合右邊的詞語(yǔ)）。為防止產(chǎn)生定勢(shì)，通過(guò)生成隨機(jī)數(shù)的方法，設(shè)置了 13 道反向題目和 14 道正向題目，題目呈現(xiàn)的順序也做了隨機(jī)化處理。

2?????? 初始量表的施測(cè)及結(jié)果分析

2.1?? 被試

共發(fā)放 246 份問(wèn)卷，回收 222 份有效問(wèn)卷，問(wèn)卷的回收率 90.24%。被試年齡介于 8 至 70 歲之間（M=20.04，SD=12.24）。

2.2?? 研究結(jié)果

采用 SPSS 22.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，分別進(jìn)行了項(xiàng)目分析、探索性因子分析以及信度分析。項(xiàng)目分析：首先計(jì)算出量表的總分，按由低到高的順序進(jìn)行排列。將總分前 27% 的被試看作低分組，后 27% 的被試看作高分組。對(duì)兩組在每個(gè)條目上的得分分別進(jìn)行了獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)，結(jié)果如表2 所示，27 個(gè)條目的 t 值均顯著。

探索性因子分析：對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析。結(jié)果表明，KMO=0.86，Bartlett 球形檢驗(yàn)顯著，p<0.001。由此可見(jiàn)，適合進(jìn)行因子分析。對(duì) 27 個(gè)條目進(jìn)行探索性因子分析。根據(jù)刻板印象內(nèi)容模型理論，采用主成分分析法固定提取 2 個(gè)公因子，采用最大方差正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)。根據(jù)刪減條目的標(biāo)準(zhǔn)，提取了兩個(gè)特征值大于 1 的公因子，刪除了因子載荷小于 0.3 的 a8 條目，最終保留了 26 個(gè)條目，所有條目的因子載荷介于 0.35 ～ 0.69 之間，兩個(gè)公因子累計(jì)解釋了總方差的 35.22%，見(jiàn)表 3。參照刻板印象內(nèi)容模型理論[16]，將第一個(gè)公因子命名為了溫情，第二個(gè)公因子命名為了能力。初始量表的溫情維度包括“冷漠的—友善的”等 12 個(gè)條目，能力維度包括“貧窮的—富裕的”等 14 個(gè)條目。

信度分析：檢驗(yàn)了量表的信度，結(jié)果如表4 所示，總量表的分半信度為 0.82，內(nèi)部一致性信度為 0.90; 溫情維度的分半信度為 0.78，內(nèi)部一致性信度為 0.84;能力維度的分半信度為 0.83，內(nèi)部一致性信度為 0.84。由此可見(jiàn)，量表具有良好的信度。

3?????? 正式量表的施測(cè)及結(jié)果分析

3.1?? 被試

共發(fā)放350 份問(wèn)卷，回收345 份有效問(wèn)卷，問(wèn)卷回收率達(dá)到了98.57%。其中，女生201 人，男生144 人。

年齡介于 8 至 61 歲之間（M=22.07，SD=11.25）。

3.2?? 研究結(jié)果

為進(jìn)一步檢驗(yàn)量表的信效度，采用Amos 24.0 進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析，采用SPSS 22.0 進(jìn)行了信度分析。驗(yàn)證性因子分析：采用 Amos 24.0 進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析，根據(jù)修正提示對(duì)模型進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整，刪

除了標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷小于 0.35 的 a1 條目，最終共保留了 25 個(gè)條目，見(jiàn)表 5。此模型的各項(xiàng)擬合指標(biāo)如表6 所示，χ2/df=2.99，RMSEA=0.08，達(dá)到了優(yōu)秀的標(biāo)準(zhǔn)，IFI、GFI、CFI 均大于 0.8，NFI=0.75，雖沒(méi)有達(dá)到優(yōu)秀的標(biāo)準(zhǔn)但仍在可接受的范圍內(nèi)?？傮w來(lái)看，此模型擬合良好。最終量表包括溫情和能力兩個(gè)維度，其中，溫情維度包括“冷漠的—友善的”“可怕的—可愛(ài)的”等 12 個(gè)條目，能力維度包括“貧窮的—富裕的”“不善交際的—善于交際的”等 13 個(gè)條目。

信度分析：由于刪減了題目，進(jìn)一步計(jì)算了量表的信度。結(jié)果如表7 所示，總量表的分半信度為 0.81， 內(nèi)部一致性信度為 0.90;溫情維度的分半信度為 0.77，內(nèi)部一致性信度為 0.84;能力維度的分半信度為 0.85，內(nèi)部一致性信度為 0.85。由此可見(jiàn)，該量表具有良好的信度。

4?????? 討論

近年來(lái)，殘障群體生活現(xiàn)狀逐漸引起社會(huì)各界的關(guān)注[17-20]，但殘障群體刻板印象領(lǐng)域的研究仍存 在許多不足[13，14，21]，尤其缺少公眾對(duì)殘障群體外顯刻板印象的測(cè)量工具。本研究聚焦于當(dāng)前社會(huì)背景和時(shí)代發(fā)展下公眾對(duì)殘障群體的外顯刻板印象，不僅關(guān)注公眾對(duì)殘障群體的消極刻板印象還關(guān)注了積極刻板印象。經(jīng)過(guò)開放式自由聯(lián)想問(wèn)卷收集具有兩極性的特質(zhì)詞、初測(cè)以及正式施測(cè)，最終得到了信效度良好的殘障群體刻板印象語(yǔ)義差異量表。

本研究的結(jié)果顯示，在信度方面，總量表和分量表的分半信度在 0.77 ～ 0.85 之間，內(nèi)部一致性信度在 0.84 ～ 0.90 之間，達(dá)到較高水平。在效度方面，基于刻板印象內(nèi)容模型理論提取的兩個(gè)公因子解釋了總方差的 35.22%，且所有條目的因子載荷介于 0.35 ～ 0.69 之間，驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果表明，各項(xiàng)擬合指標(biāo)均達(dá)到了合格的標(biāo)準(zhǔn)，這些都說(shuō)明了量表的結(jié)構(gòu)合理，結(jié)構(gòu)效度較好。基于以上結(jié)果，本研究編制的殘障群體刻板印象語(yǔ)義差異量表可以作為相關(guān)領(lǐng)域的測(cè)量工具。

前人圍繞刻板印象的內(nèi)容進(jìn)行了大量研究。其中，菲斯克等人（2002）所提出的刻板印象內(nèi)容模型最具代表性[16]，得到了后人的廣泛應(yīng)用[9，22-24]?？贪逵∠髢?nèi)容模型認(rèn)為，雖然個(gè)體對(duì)不同群體有著不 同的刻板印象內(nèi)容，但是這些內(nèi)容可由一廣義的模型所概括，該模型包括溫情與能力兩個(gè)維度，根據(jù)兩個(gè)維度上的高低水平就可以判斷特定群體刻板印象的內(nèi)容結(jié)構(gòu)。該理論簡(jiǎn)化了復(fù)雜的刻板印象內(nèi)容，為在群際層面上對(duì)刻板印象進(jìn)行分析和比較提供了便利。本研究基于刻板印象內(nèi)容模型理論對(duì)該量表的兩個(gè)維度命名，最終得到了溫情和能力兩個(gè)維度，共 25 個(gè)題目。溫情維度包括：依賴他人的—自立的、冷漠的—友善的、瘋狂的—理智的、自卑的—自信的、可怕的—可愛(ài)的、悲觀的—樂(lè)觀的、弱小的—強(qiáng)大的、脆弱的—堅(jiān)強(qiáng)的、膽小的—勇敢的、無(wú)奈的—如意的、有攻擊性的—無(wú)攻擊性的、丟臉的—長(zhǎng)臉的;能力維度包括：痛苦的—快樂(lè)的、貧窮的—富裕的、平庸的—有才的、低能力的—高能力的、邋遢的—干凈的、遲鈍的—敏銳的、可憐的—幸福的、固執(zhí)的—靈活的、孤僻的—合群的、異常的—正常的、可鄙的—可敬的、笨拙的—聰明的、不善交際的—善于交際的。

本研究最后得到的殘障群體刻板印象語(yǔ)義差異量表中的部分題項(xiàng)與以往相關(guān)研究一致[25]，也有部分題項(xiàng)與以往相關(guān)研究不同。例如：孤僻的—合群的、可鄙的—可敬的、冷漠的—友善的、自卑的—自信的等題項(xiàng)與以往研究者編制的《師范生對(duì)殘疾學(xué)生的刻板印象調(diào)查問(wèn)卷》中的部分題項(xiàng)一致[13]。脆弱的—堅(jiān)強(qiáng)的、自卑的—自信的、依賴他人的—自立的、遲鈍的—敏銳的、悲觀的—樂(lè)觀的、不善交際的— 善于交際的、貧窮的—富裕的等題項(xiàng)與以往研究者編制的《普校教師對(duì)殘疾學(xué)生刻板印象的調(diào)查問(wèn)卷》中的部分題項(xiàng)一致[14]。有攻擊性的—無(wú)攻擊性的、瘋狂的—理智的、膽小的—勇敢的等題項(xiàng)則屬于本研究發(fā)現(xiàn)的與以往相關(guān)研究不同的題項(xiàng)，這可能是被試群體范圍擴(kuò)大、時(shí)代背景不同導(dǎo)致的。

信效度良好的殘障群體刻板印象語(yǔ)義差異量表為探究公眾對(duì)殘障群體的外顯刻板印象提供了工具， 這將推動(dòng)相關(guān)領(lǐng)域?qū)嵶C研究的開展，幫助人們認(rèn)識(shí)到公眾對(duì)殘障群體的外顯刻板印象。后人可以采用該量表進(jìn)一步探究公眾對(duì)不同類型殘障群體外顯刻板印象的差異。

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The Development of Stereotype Semantic Difference Scale for Disabled Groups

Li Liyan???? Fan Yuxin Lei Xiuya

Department of Psychology， School of Humanities and Social Science， Beijing Forestry University， Beijing

Abstract： Objectives： To develop a scale that can be used to measure explicit stereotypes of the disabled groups and test its reliability and validity. Methods： 602 members of the general public were selected as subjects， and the semantic difference scale of stereotypes of the disabled groups was developed by the free association method and semantic difference scale. The collected data were analyzed by item analysis， exploratory factor analysis， confirmatory factor analysis， and reliability analysis to form the final questionnaire. Results： There were 25 items on the scale， including warmth and competence. The results of confirmatory factor analysis showed that the model fit well （χ2/df=2.99， RMSEA=0.08， IFI=0.82， GFI=0.85， CFI=0.82， NFI=0.75）. The split-half reliability of the total scale was 0.81， and the internal consistency reliability was 0.90. The split-half reliability of the subscale was 0.77 and 0.85， and the internal consistency reliability was 0.84 and 0.85. Conclusions： The semantic difference scale of stereotypes of the disabled groups has good reliability and validity， and can be used as a tool to measure explicit stereotypes of the disabled groups.

Key words： Disabled groups; Stereotype; Semantic difference scale; Public