朗瑞 王予靈 李祚山

(1 重慶安全技術(shù)職業(yè)學(xué)院，重慶 404020) (2 清華大學(xué)社會科學(xué)學(xué)院，北京 100084) (3 西南大學(xué)心理學(xué)與社會發(fā)展研究中心，重慶 400715) (4 重慶師范大學(xué)應(yīng)用心理學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，重慶 401331)

1 引言

十八大以來，黨和國家高度重視殘疾人“幸福美好生活”的實(shí)現(xiàn)。習(xí)近平總書記曾在致中國殘疾人福利基金會的賀信中指出：“殘疾人是一個(gè)特殊困難的群體，需要格外關(guān)心、格外關(guān)注。讓廣大殘疾人安居樂業(yè)、衣食無憂，過上幸福美好的生活，是我們黨全心全意為人民服務(wù)宗旨的重要體現(xiàn)，是我國社會主義制度的必然要求(中共中央文獻(xiàn)研究室編, 2016, p.142)?！?隨著積極心理學(xué)的興起，殘疾人心理學(xué)的關(guān)注焦點(diǎn)逐漸由病理視角轉(zhuǎn)為優(yōu)勢視角(Buntinx, 2013)，相繼開展了殘疾人主觀幸福感(早年間：如Lucas, 2007; Uppal, 2006)和心理幸福感的研究(近年來：如Carretti et al., 2022; Van Herwaarden et al., 2022a, 2022b)。一些國內(nèi)學(xué)者也敏銳把握了這一趨勢，對殘疾人的主觀幸福感進(jìn)行了一定的理論探討(貴永霞等, 2009; 錢淼, 2013; 王庭照, 劉華蘭, 2019)和實(shí)證研究(陳筠等, 2011; 陳素靜, 2018; 胡濱, 2007; 蘭繼軍, 劉彤彤, 2018; 王玉, 2015; 楊哈韜, 吳文媛, 2009)。但總體而言，中國學(xué)者仍缺乏對殘疾人心理幸福感的關(guān)注。不同于傳承自享樂論(Hedonic)哲學(xué)觀(“快樂即幸?！?的主觀幸福感(Diener, 1985, 2012)，心理幸福感(Ryff, 1989, 2014)淵源于實(shí)現(xiàn)論(Eudaimonic)哲學(xué)觀(“至善即幸?！?，強(qiáng)調(diào)個(gè)人潛能的實(shí)現(xiàn)。十九大報(bào)告指出：“中國特色社會主義進(jìn)入新時(shí)代，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”(習(xí)近平,2020)。殘疾人的心理需求也是隨時(shí)代發(fā)展的，我們不應(yīng)滿足于僅僅實(shí)現(xiàn)殘疾人基本生存需要和淺層次的心理需要，更要關(guān)注殘疾人的潛能開發(fā)和自我實(shí)現(xiàn)等深層次的心理需要(李祚山等, 2018)，因此考察殘疾人心理幸福感的現(xiàn)狀具有重要意義。

具有良好心理測量學(xué)指標(biāo)的工具是研究殘疾人心理幸福感的重要基礎(chǔ)。Ryff團(tuán)隊(duì)長期致力于心理幸福感量表開發(fā)，主張心理幸福感包含自主、環(huán)境掌控、個(gè)人成長、積極人際關(guān)系、生活目的、自我接納等六個(gè)維度，其理論和測量工具在不同國家、不同群體中得到了廣泛的應(yīng)用(Ryff, 2014)。相比主觀幸福感，心理幸福感是一個(gè)更復(fù)雜的構(gòu)念，其結(jié)構(gòu)在不同文化、不同群體中可能存在一定差異(Chen et al., 2013)。國內(nèi)研究者已在城市居民(邢占軍, 黃立清, 2004)、大學(xué)生(崔春華等, 2005)、中學(xué)教師(王秀希等, 2009)、社區(qū)居民和醫(yī)院義工(Cheng & Chan, 2005)、 青少年(Chan et al., 2019; Gao & McLellan, 2018)、中老年人(Li, 2014)等群體進(jìn)行過Ryff心理幸福感量表的中文版修訂。其中，只有兩項(xiàng)研究(Chan et al., 2019; Li, 2014)驗(yàn)證了Ryff的六因子結(jié)構(gòu)，其余研究均無法復(fù)現(xiàn)Ryff的六因子結(jié)構(gòu)。因此，在中文語境開展殘疾人心理幸福感研究之前，有必要對Ryff的量表進(jìn)行驗(yàn)證和修訂。Ryff等人先后開發(fā)了120題版、84題版、54題版、42題版、24題版、18題版等多個(gè)版本的心理幸福感量表(Ryff, 1989, 2014; Ryff & Keyes, 1995; Ryff & Singer, 1996)。在Ryff的諸版本量表中，24題版和18題版信度欠佳，120題版、84題版、54題版的題項(xiàng)過多、被試負(fù)擔(dān)重，故決定以42題中文版(Ryff的心理幸福感量表42題中文版; C-PWBS-42)為基礎(chǔ)，在殘疾人群體中展開修訂和測量。另外，在人口學(xué)變量上，除常見的性別、受教育程度外，擬考察殘疾人特有的個(gè)體變量(先/后天殘疾、殘疾等級、殘疾類別)對其心理幸福感的預(yù)測作用。

2 方法

2.1 對象

樣本1：通過殘聯(lián)渠道便利抽取殘疾人樣本360人，刪除廢卷后獲得有效問卷352份。其中男性126人，女性226人；25歲及以下112人，26～35歲67人，36～45歲60人，46～55歲85人，56～65歲15人，65歲以上13人；受教育程度上，初中及以下56人，高中53人，大專53人，本科87人，碩士及以上103人；已婚187人，未婚165人；戶口所在地上，城鎮(zhèn)229人，農(nóng)村123人；殘疾等級上，重度殘疾(一級傷殘、二級傷殘)92人，輕度殘疾(三級及以上傷殘)260人；先/后天殘疾方面，先天殘疾93人，后天殘疾259人；殘疾類別上，視力殘疾1人，聽力殘疾106人，言語殘疾89人，肢體殘疾123人，多重殘疾33人。

樣本2：通過殘聯(lián)渠道便利抽取殘疾人樣本619人，刪除廢卷后獲得有效問卷513份。男性286人，女性227人；25歲及以下157人，26～35歲195人，36～45歲108人，46歲以上53人；初中及以下130人，高中142人，大專94人，本科及以上147人；已婚257人，未婚256人；城鎮(zhèn)417人，農(nóng)村96人；重度殘疾214人，輕度殘疾298人；先天殘疾218人，后天殘疾295人；視力殘疾13人，聽力殘疾156人，言語殘疾75人，肢體殘疾269人。

樣本3：在某特殊教育學(xué)校、便利抽取一個(gè)班級(年齡皆在25歲及以下，皆未婚)的殘疾人樣本，間隔四周進(jìn)行重測，獲得40份有效匹配數(shù)據(jù)。其中男性22人，女性18人；城鎮(zhèn)21人，農(nóng)村19人；一級傷殘6人，二級傷殘27人，三級傷殘6人，四級傷殘1人；先天殘疾16人，后天殘疾25人；聽力殘疾32人，言語殘疾7人，肢體殘疾1人。

2.2 工具

2.2.1 心理幸福感量表

Ryff的心理幸福感量表中譯版(Chinese Translation of Ryff’s Scale of Psychological Well-being)42題版(C-PWBS-42)為本研究的修訂藍(lán)本。該版本由香港中文大學(xué)研究團(tuán)隊(duì)(Chan et al., 2019)經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)雙翻程序得到(并曾以此為基礎(chǔ)在青少年群體進(jìn)行修訂，得到24題版的心理幸福感量表)，且經(jīng)過Ryff的審定。本研究中，題項(xiàng)由作者與Ryff郵件索取而來，經(jīng)授權(quán)使用。量表包含引言中提到的六個(gè)維度，各七題，6點(diǎn)計(jì)分(1=很不同意，6=非常同意)，部分題目反向計(jì)分。為便于殘疾人理解，先進(jìn)行小規(guī)模試測，對部分條目的表述進(jìn)行了一定修正，并經(jīng)專攻殘疾心理學(xué)的專家認(rèn)定適合向殘疾人群體施測。

2.2.2 主觀幸福感量表

本研究的效標(biāo)問卷。由生活滿意度和情感量表兩部分構(gòu)成。生活滿意度量表由Diener(1985)編制，包括五個(gè)題目，要求被試評價(jià)其對生活的滿意程度以及與理想生活的接近程度。量表采用7點(diǎn)計(jì)分方式(1至7滿意程度依次增加)。情感量表(Affectometer 2, AM2; Kammann & Flett, 2011)包含20個(gè)題目測査正向情感(PA)和負(fù)向情感(NA)兩個(gè)維度。采用5點(diǎn)計(jì)分方式(1=表示很不符合，5表示很符合)，兩個(gè)維度得分分別計(jì)算。本研究中(樣本2)，SWLS、PA、NA及總量表的內(nèi)部一致性信度分別0.85、0.88、0.88和0.93。

2.3 研究程序

通過殘聯(lián)等渠道，結(jié)合實(shí)地發(fā)放和網(wǎng)絡(luò)等方式施測。肢殘被試、言語殘疾被試均自主完成問卷，視力殘疾、聽力殘疾被試由專業(yè)的志愿者通過盲文、手語等方式溝通，輔助完成。排除廢卷(實(shí)地施測雷同卷；網(wǎng)絡(luò)施測時(shí)間過短卷)后統(tǒng)計(jì)處理。首先，通過對樣本1進(jìn)行項(xiàng)目分析和驗(yàn)證性因素分析(CFA)對量表的條目及結(jié)構(gòu)進(jìn)行檢驗(yàn)。在CFA不能良好擬合的情況下，通過探索性因素分析(EFA)重新進(jìn)行結(jié)構(gòu)探索，最終形成修訂后的量表。隨后，通過樣本2對修訂后的量表再次進(jìn)行CFA，并進(jìn)行聚斂效度和區(qū)分效度分析、效標(biāo)效度分析和內(nèi)部一致性信度分析；另通過樣本3進(jìn)行重測信度分析。此外，利用樣本2的數(shù)據(jù)進(jìn)行殘疾人心理幸福感現(xiàn)狀的描述及其在人口學(xué)變量上的差異檢驗(yàn)。

2.4 統(tǒng)計(jì)處理

采用SPSS 20.0進(jìn)行項(xiàng)目分析、探索性因素分析、信度分析，采用Mplus 7.4進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。

3 結(jié)果

3.1 項(xiàng)目分析

(1)題總相關(guān)。C-PWBS-42各題項(xiàng)與所屬維度的相關(guān)系數(shù)均在0.51～0.75之間。(2) 項(xiàng)目鑒別力指數(shù)。以心理幸福感量表(各維度加總)總分最高的27%和最低的27%作為高分組與低分組的界限，比較兩組被試在對應(yīng)量表各項(xiàng)目上的平均數(shù)差異。結(jié)果顯示，所有題項(xiàng)的組間差異均在0.001水平上顯著。

3.2 效度分析

3.2.1 結(jié)構(gòu)效度

樣本1的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明，42題版心理幸福感量表(C-PWBS-42)的結(jié)構(gòu)效度不佳(見表1)，故采用探索性因素分析重新確定殘疾人心理幸福感的結(jié)構(gòu)。

表1 中文版心理幸福感量表的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果

采用主成分分析法、方差極大正交旋轉(zhuǎn)法抽取因素，生成特征根大于1的因子6個(gè)，累積方差解釋率為51.16%。KMO=0.90, Bartlett球形檢驗(yàn)χ2=6380.25,df=861,p<0.001，說明適合進(jìn)行因素分析。由于初次探因結(jié)果存在雙重負(fù)荷、部分題項(xiàng)因子符合低等問題，結(jié)合吳明隆(2010)介紹的方法，使用無限定抽取共同因素法進(jìn)一步對數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析。依照以下原則篩檢題目：(1)刪除共同度低于0.3的題項(xiàng)；(2)刪除因素負(fù)荷小于0.4的題項(xiàng)；(3)刪除存在雙重負(fù)荷(雙重負(fù)荷均在0.3以上且負(fù)荷之差小于0.3)的題項(xiàng)。(4)保證一個(gè)因子內(nèi)部至少有三個(gè)及以上題目，且因子項(xiàng)目內(nèi)容一致性較高。依據(jù)以上標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行后續(xù)探因，均采用逐一刪除準(zhǔn)則。經(jīng)反復(fù)探索嘗試，最終得到了總方差解釋率達(dá)57.37%的清晰4因子結(jié)構(gòu)(16個(gè)題項(xiàng))，該次探因KMO=0.84, Bartlett球形檢驗(yàn)χ2=1558.64,df=120,p<0.001，項(xiàng)目因素負(fù)荷均在0.61～0.81之間，詳見表2。

表2 中文版心理幸福感量表的探索性因素分析結(jié)果(n=352)

結(jié)合題項(xiàng)將四個(gè)因子分別命名如下：(1)因子1：五題。三源自原量表環(huán)境掌控因子，另有兩題分別源自原量表積極人際關(guān)系因子和生活目的因子，且上述題目全部為反向計(jì)分，考慮到后兩題也在一定程度上反映了環(huán)境掌控，將新因子命名為環(huán)境掌控。(2)因子2： 五題。三題源自原量表個(gè)人成長因子，兩題源自生活目的因子，綜合考慮題項(xiàng)內(nèi)容，重新命名為生命成長。(3)因子3：三題。一題源自原量表積極人際關(guān)系因子，兩題源自原量表自我接納因子，根據(jù)題項(xiàng)內(nèi)容，重新命名為積極心態(tài)。(4)因子4：三題。三題均為原量表自主因子題目，故依舊命名為自主。對樣本2的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果(表1)顯示：最新形成的16題版C-PWBS具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

3.2.2 聚合效度和區(qū)分效度

(1)聚合效度。在C-PWBS-16中(n=513, 下同)，生命成長和積極心態(tài)的平均方差抽取量(AVE)分別為0.51和0.60，均大于0.50，說明具有良好的聚合效度；環(huán)境掌控和自主的AVE分別為0.44和0.47，大于0.36且接近0.50，亦可接受。同時(shí)，四個(gè)因子的組合信度在0.72～0.84之間(見表4)，亦說明聚合效度良好。(2)區(qū)分效度。如表3所示，四個(gè)因子的AVE平方根在0.66～0.78之間，各因子之間的相關(guān)在0.17～0.67之間。除環(huán)境掌控的AVE平方根(0.66)略低于環(huán)境掌控和生命成長的相關(guān)(0.67)外，前者均高于后者，說明量表整體的區(qū)分效度良好。

表3 C-PWBS-16的因子相關(guān)矩陣及描述性統(tǒng)計(jì) (n=513)

3.2.3 效標(biāo)效度

對樣本2的相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感總分與心理幸福感總分的積差相關(guān)系數(shù)為0.74。主觀幸福感總分與主觀幸福感各因子(生活滿意度、正向情感、負(fù)向情感)高度相關(guān)(0.91, 0.87, -0.83)，且與心理幸福感各因子(環(huán)境掌控、生命成長、積極心態(tài)、自主)呈中低相關(guān)(0.73, 0.57, 0.72, 0.26)；心理幸福感總分與心理幸福感各因子(同上)呈中高相關(guān)(0.81, 0.85, 0.86, 0.58)，且與主觀幸福感各因子(同上)呈中等相關(guān)(0.52, 0.77, -0.72)。上述結(jié)果表明：(1)主觀幸福感和心理幸福感存在一定相似性，均可表征殘疾人的“幸福感”；(2)主觀幸福感與心理幸福感存在一定差異性，可以表征殘疾人“幸福感”的不同側(cè)面。

3.3 信度分析

如表4所示，C-PWBS-16具有良好的內(nèi)部一致性信度，總分的內(nèi)部一致性信度為0.89，各維度的內(nèi)部一致性信度分別0.71～0.83之間。間隔四周的重測結(jié)果表明，總分及各維度的重測信度亦均在0.75以上，說明具有良好的跨時(shí)間穩(wěn)定性。

表4 C-PWBS-16的信度

3.4 人口學(xué)變量差異分析

(1)性別。如表5所示，獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)表明，女性在心理幸福感總量表(Cohen’sd=0.27)和生命成長(d=0.38)、積極心態(tài)(d=0.30)的分?jǐn)?shù)上均顯著高于男性(ps<0.01)。

表5 殘疾人幸福感的性別差異 (n=513)

(2)先/后天殘疾。如表6所示，先天殘疾者在總量表(d=0.43)和環(huán)境掌控(d=0.41)、生命成長(d=0.49)、積極心態(tài)(d=0.46)的分?jǐn)?shù)均顯著高于后天殘疾者(ps<0.001)。

表6 殘疾人幸福感的先/后天殘疾差異 (n=513)

(3)殘疾等級。如表7所示，重度殘疾者在總量表(d=0.33)和生命成長(d=0.31)、積極心態(tài)(d=0.45)的分?jǐn)?shù)上均顯著高于輕度殘疾者(ps<0.01)。

表7 殘疾人幸福感的殘疾等級差異 (n=513)

表8 殘疾人幸福感的殘疾類別差異 (n=513)

表9 殘疾人幸福感的受教育程度差異 (n=513)

4 討論

本研究基于殘疾人群體對中文版的心理幸福感問卷(C-PWBS-42)進(jìn)行修訂。修訂后的量表共16題(C-PWBS-16)，較為簡短，相對更加經(jīng)濟(jì)，便于在殘疾人群體中開展測量。C-PWBS-16包含環(huán)境掌控、生命成長、積極心態(tài)和自主四個(gè)因子，結(jié)構(gòu)效度、聚合效度、區(qū)分效度、效標(biāo)效度均良好；總量表和各因子的克隆巴赫α系數(shù)在0.71～0.89之間，重測信度在0.76～0.93之間，具有良好內(nèi)部一致性和跨時(shí)間的穩(wěn)定性?？傊?，C-PWBS-16具有良好的心理測量學(xué)指標(biāo)，可以用于研究殘疾人的心理幸福感。本研究得到的四因子結(jié)構(gòu)和Ryff六因子結(jié)構(gòu)重合的維度是環(huán)境掌控和自主；與Ryff六因子結(jié)構(gòu)不同的是，個(gè)人成長和生活目的整合為“生命成長”， “積極人際關(guān)系”和“自我接納”整合為積極心態(tài)。Ryff的六因子結(jié)構(gòu)在不同文化、不同群體上的穩(wěn)定性一直飽受質(zhì)疑(Chen et al., 2013)，本研究通過殘疾人樣本得到的四因子結(jié)構(gòu)更為清晰、簡潔，且信效度良好，一定程度上印證了心理幸福感的群體特異性。

過往研究多集中于關(guān)注殘疾人的主觀幸福感，本研究則在新時(shí)代背景下，首次通過修訂后的C-PWBS-16考察了殘疾人的心理幸福感，發(fā)現(xiàn)殘疾人心理幸福感在人口學(xué)變量上呈現(xiàn)以下顯著差異：(1)性別差異。女性殘疾人的心理幸福感更強(qiáng)，在生命成長和積極心態(tài)上均好于男性殘疾人。(2)先/后天殘疾差異。先天殘疾者的心理幸福感更強(qiáng)，在環(huán)境掌控、生命成長和積極心態(tài)上均好于后天殘疾者。(3)殘疾等級差異。重度殘疾者的心理幸福感更強(qiáng)，在環(huán)境掌控、生命成長和積極心態(tài)上均好于輕度殘疾者。(4)殘疾類別差異。肢體殘疾者的心理幸福感最低，其環(huán)境掌控、生命成長和積極心態(tài)均差于聽力殘疾者；(5)受教育程度差異。受教育程度為本科及以上的殘疾人的心理幸福感更強(qiáng)，在自主、環(huán)境掌控、生命成長和積極心態(tài)上均好于受教育程度相對更低的殘疾人。殘疾人心理幸福感在受教育程度、先/后天殘疾和殘疾類別上的差異模式與前人在殘疾人主觀幸福感研究中的發(fā)現(xiàn)(蘭繼軍, 劉彤彤, 2018; 錢淼, 2013)一致；但在性別上差異模式則不同，前人研究未發(fā)現(xiàn)主觀幸福感存在性別差異(陳筠等, 2011; 楊哈韜, 吳文媛, 2009)，本研究則發(fā)現(xiàn)心理幸福感存在性別差異?？紤]到心理幸福感與主觀幸福感的構(gòu)念分別源自“實(shí)現(xiàn)論”和“快樂論”，有著不同的理論基礎(chǔ)，所以很難將前人對殘疾人主觀幸福感的研究結(jié)果與本研究對殘疾人心理幸福感的研究結(jié)果進(jìn)行直接比較。另外，心理幸福感的性別差異在不同文化下、不同群體中尚無定論(張陸, 佐斌, 2007)。

上述結(jié)果中需要重點(diǎn)解釋的是殘疾等級差異。本研究的結(jié)果似乎與常識相悖：難道不應(yīng)該是身體受限程度更大的個(gè)體更不幸福嗎(姜楊等, 2020)？為什么重度殘疾者反而報(bào)告的幸福程度更高？殘疾程度與幸福感的關(guān)系尚無定論(貴永霞等, 2009)，以主觀幸福感的研究為例，確有研究報(bào)告身體受限程度更大的個(gè)體有著更高的生活質(zhì)量和滿意度(Fátima et al., 2007)，據(jù)此可推測重度殘疾者的心理幸福感更高或許也是合理的。窮究其源，社會支持可能是一個(gè)重要的預(yù)測因素，社會各界往往會為重度殘疾者提供更多的物質(zhì)保障和精神支持，而對輕度殘疾者的關(guān)愛相對缺乏。因此，未來的研究者應(yīng)重視對輕度殘疾者的研究，同時(shí)在實(shí)踐領(lǐng)域加強(qiáng)對輕度殘疾者的心理關(guān)懷。

5 結(jié)論

修訂后的C-PWBS-16在殘疾人群體中具有良好的信度和效度，可以作為測量殘疾人心理幸福感的工具；性別、先/后天殘疾、殘疾等級、殘疾類型和受教育水平是影響殘疾人心理幸福感的重要因素。