李天暢 ，關(guān)啟亮，葉 越，褚慧楠

1. 廣州市機(jī)電技師學(xué)院學(xué)生工作處（中國廣州 510435）；2. 北京師范大學(xué)未來教育學(xué)院（中國珠海 519085）；3. 廣東白云學(xué)院心理健康教育中心（中國廣州 510450）；4. 汕尾職業(yè)技術(shù)學(xué)院教師教育學(xué)院（中國汕尾 516600）；5. 廣東機(jī)電職業(yè)技術(shù)學(xué)院外語商務(wù)學(xué)院（中國廣州 510550）

積極心理學(xué)（positive psychology）最早興起于20世紀(jì)末的美國，強(qiáng)調(diào)心理學(xué)研究的重點應(yīng)該關(guān)注積極心理品質(zhì)的培養(yǎng)而不是消極心理疾病的矯正，主張保障心理健康的關(guān)鍵在于對個體內(nèi)部積極潛力的塑造或喚醒，認(rèn)為個體積極心理的發(fā)展過程同時也是應(yīng)對和消解心理問題的過程［1］。受積極心理學(xué)思潮的啟發(fā)，美國心理學(xué)家Ralph KEYES提出現(xiàn)代心理健康模型應(yīng)該是雙因素模型，即心理健康的個體不僅沒有心理疾病而且應(yīng)同時擁有高幸福感［2］。學(xué)術(shù)界將積極心理學(xué)視野下的心理健康稱為積極心理健康，認(rèn)為研究者需要開發(fā)適合積極心理健康的測量工具，為全面認(rèn)識個體心理健康提供工具支持［3］。

沃里克-愛丁堡積極心理健康量表（Warwick-Edinburgh mental well-being scale, WEMWBS）適用于積極心理健康的測量［4］，其整合了反映心理健康的三方面內(nèi)容，包括積極情緒、積極心理功能和人際關(guān)系滿足感，與KEYES提出的積極心理健康包括情緒幸福感、心理幸福感和社會幸福感的觀點基本吻合，具有良好的信效度和跨文化適應(yīng)性［5］。目前，中文版WEMWBS廣泛用于成人［6］、中學(xué)生［5］、護(hù)士［7］和失眠癥患者［8］的心理健康狀況調(diào)查，國內(nèi)還未有中文版WEMWBS在大學(xué)生群體中的適用性研究，其在大學(xué)生中的心理測量特性尚不明確。另有研究［4,9］發(fā)現(xiàn)，男性的WEMWBS得分顯著低于女性，提示積極心理健康可能存在性別差異。測量等值是測量工具質(zhì)量和穩(wěn)定性的重要維度，也是進(jìn)行組間差異比較的重要前提條件。測量工具只有符合測量等值性要求才能說明有關(guān)群組間存在差異的結(jié)論有效［10］。然而，國內(nèi)還未有WEMWBS量表的跨性別測量等值性研究報道，因此無法確定男性和女性的量表得分差異是否受到量表的測量不等值影響。

高等職業(yè)教育是我國高等教育體系中的重要組成部分，高等職業(yè)教育為社會發(fā)展提供高技能應(yīng)用型人才［11］。隨著我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級不斷加快，職業(yè)教育的重要地位與作用日益凸顯［12］。高職生的心理素質(zhì)狀況關(guān)系到高等職業(yè)教育培養(yǎng)的人才質(zhì)量，關(guān)注高職生的心理健康狀況具有重要意義。本研究探討中文版WEMWBS在高職生群體中的信效度，為高職學(xué)生積極心理健康評估提供合適的測量工具；分析中文版WEMWBS在高職生群體中的跨性別測量等值性，為后續(xù)高職院校男生與女生積極心理健康狀況的比較研究提供依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象

2021年10月—2022年2月，采用方便取樣的方法對廣東省4所高職院校發(fā)放1 312份問卷，收回有效問卷1 226 份，有效回收率為93%。其中男生532人，女生694人；生源地為城市的學(xué)生396人，農(nóng)村的學(xué)生830人；大一、大二、大三年級學(xué)生分別為500、454、 272人；年齡17~23歲，平均年齡為（19.41±1.16）歲。研究對象均對本研究知情同意，自愿參與調(diào)查。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查問卷 由研究者自行編制，主要調(diào)查高職生性別、年齡、年級、生源地等人口學(xué)資料信息。

1.2.2 WEMWBS 該量表從快樂和幸福層面測量心理健康的積極情緒、積極心理功能和人際關(guān)系滿意度，適用于積極心理健康的評估［4］。包括14個項目，根據(jù)被試過去2周的感受進(jìn)行評定。每個項目采用Likert 5級計分，各項目計分相加為量表總分，總分越高代表積極心理健康水平越高。

1.2.3 12項一般健康問卷（12-item general health questionnaire, GHQ-12） 該量表用于評估個體在過去1個月中的一般心理健康狀況［13］。包括12個項目，每個項目有4個選項。參照WHO推薦的計分方式，每個項目計0或1分，即選擇前2項者不計分而選擇后2項者計分。量表總分為各個項目的計分相加，總分越高表示心理健康狀況越差［14］。

1.2.4 心理彈性量表簡版（10-item Connor-Davidson resilience scale, CD-RISC-10） 該量表由CAMPBELL-SILLS等［15］對25條項目的CD-RISC簡化而成，中文版由張丹梅等［16］修訂。量表共10個項目，采用Likert 5級計分，即“從不這樣”計1分，“很少這樣”計2分，“有時這樣”計3分，“經(jīng)常這樣”計4分，“總是這樣”計5分。量表總分為各項目計分直接相加，總分越高代表心理彈性越強(qiáng)。

1.3 研究方法

采用SPSS 21.0和Mplus 8.3軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和統(tǒng)計學(xué)分析。其中使用 SPSS 21.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行項目分析、信度分析、探索性因子分析、校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度分析，使用 Mplus 8.3對數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因子分析和測量等值性檢驗。

以獨立樣本t檢驗和相關(guān)分析考察量表各項目的區(qū)分度，一般要求高低分組t檢驗對應(yīng)的P<0.05，各項目得分與量表總分相關(guān)系數(shù)≥0.4［17］。以Cronbach’sα系數(shù)檢驗量表的內(nèi)部一致性，系數(shù)>0.70為信度較好［18］。采用探索性因子分析和驗證性因子分析評估量表的結(jié)構(gòu)效度，各項目在對應(yīng)維度的因子載荷推薦值>0.40［19］；模型擬合采用比較擬和指數(shù) （CFI）、Tucker-Lewis指數(shù)（TLI）、近似誤差均方根（RMSEA）和標(biāo)準(zhǔn)化誤差均方根（SRMR），當(dāng)CFI和TLI≥0.90、SRMR<0.08以及RMSEA<0.10時，表示模型擬合可接受［20-21］。

采用多組驗證性因子分析檢驗中文版WEMWBS在高職生群體的跨性別測量等值性。步驟如下：① 形態(tài)等值，檢驗不同群組之間潛變量的構(gòu)成是否相同；② 弱等值，檢驗因子負(fù)荷在各組間是否相等；③ 強(qiáng)等值，檢驗觀測變量的截距是否相等；④ 嚴(yán)格等值，檢驗不同群組之間誤差方差是否相等。等值性檢驗采用ΔCFI、ΔTLI值進(jìn)行嵌套模型比較，若差異<0.01說明不存在明顯差異；差異為0.01~0.02，說明存在中等程度的差異；差異>0.02說明存在確定差異［21］。

2 結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計及項目分析

按臨界比率法［22］檢驗WEMWBS的項目區(qū)分度。依照極端分組法，根據(jù)被試的WEMWBS總分由高到低排序，將總分最高的27%被試作為高分組，總分最低的27%被試作為低分組，通過獨立樣本t檢驗比較高分組與低分組各項目得分的差異。結(jié)果顯示，高分組WEMWBS的各項目得分均顯著高于低分組（P<0.001）。詳細(xì)結(jié)果見表1。

表1 WEMWBS高低分組得分差異比較

項目低分組（n=331）高分組（n=331）t值P值項目12.38±0.824.30±0.76?31.41 <0.001項目2 2.38±0.774.49±0.62?38.74 <0.001項目32.44±0.814.23±0.71?30.15 <0.001項目42.40±0.813.94±0.91?23.02 <0.001項目52.36±0.734.19±0.68?33.38 <0.001項目62.54±0.764.20±0.64?30.58 <0.001項目72.61±0.844.22±0.63?27.77 <0.001項目82.20±0.774.27±0.69?36.47 <0.001項目92.44±0.854.18±0.77?27.84 <0.001項目102.18±0.744.21±0.69?36.55 <0.001項目112.50±0.824.28±0.68?30.41 <0.001項目122.53±0.934.29±0.75?26.97 <0.001項目132.68±0.834.36±0.65?28.85 <0.001項目142.55±0.704.40±0.58?37.25 <0.001

對WEMWBS各項目的得分進(jìn)行統(tǒng)計，項目的均值在3.15~3.53，標(biāo)準(zhǔn)差在0.89~1.04，偏度絕對值在-0.24~0.1，峰度絕對值在-0.5~0。采用Kolmogorov-Smirnov （K-S）檢驗進(jìn)行項目正態(tài)檢驗，K-S統(tǒng)計值在6.99~8.66 （P <0.001），表明WEMWBS各項目屬非正態(tài)分布。因此，本研究采用極大似然估計伴標(biāo)準(zhǔn)誤和均值校正的卡方檢驗（MLM）［23］進(jìn)行驗證性因子分析。采用題總相關(guān)法［24］檢驗各項目與量表測量屬性的一致性，對各項目得分與量表總分進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果顯示W(wǎng)EMWBS各項目得分與總分均呈顯著正相關(guān)（r=0.66~0.84，P<0.001）。詳見表2。

表2 WEMWBS各項目描述性統(tǒng)計、正態(tài)檢驗及其與總分的相關(guān)分析

2.2 信度分析

以Cronbach’sα系數(shù)檢驗量表的內(nèi)部一致性。中文版WEMWBS應(yīng)用于高職生的Cronbach’sα系數(shù)為0.95，刪除一個項目后的Cronbach’sα系數(shù)為0.94~0.95，均不能使量表總Cronbach’sα系數(shù)提高。3周后選擇65名被試再次進(jìn)行量表測評，對前后2次量表測評結(jié)果的相關(guān)性進(jìn)行檢驗，得出重測信度為0.68。

2.3 效度分析

2.3.1 結(jié)構(gòu)效度 為檢驗量表的結(jié)構(gòu)效度，本研究使用SPSS 21.0從全部被試的數(shù)據(jù)中隨機(jī)選取一半用于探索性因子分析，另一半數(shù)據(jù)用于驗證性因子分析。

KMO和Bartlett球形檢驗結(jié)果顯示：KMO值為0.96，χ2=6 335.51，P<0.001，表明各個項目之間有共享因素，可進(jìn)行探索性因子分析。使用主成分分析法進(jìn)行探索性因子分析，按照特征值>1提取到1個公因子，因子特征值為8.54，累計解釋方差為61.02%，各項目的因子載荷介于0.67~0.85。詳見表3。

表3 WEMWBS的因子載荷

采用極大似然估計伴標(biāo)準(zhǔn)誤和均值校正的卡方檢驗（MLM）［23］對另一半數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因子分析，依據(jù)探索性因子分析的結(jié)果，檢驗WEMWBS單因素模型的擬合程度。驗證性因子分析結(jié)果顯示：χ2= 455.1，df =77，CFI=0.92，TLI=0.9，RMSEA=0.09，SRMR=0.04，模型擬合達(dá)到基本標(biāo)準(zhǔn)。

2.3.2 校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度 WEMWBS總分與GHQ-12總分呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.53，P<0.001），與CDRISC-10總分呈顯著正相關(guān)（r=0.84，P<0.001）。

2.4 測量等值性

對男生樣本和女生樣本的單組驗證性因子分析結(jié)果顯示：男生樣本和女生樣本的模型擬合均達(dá)到了可接受的標(biāo)準(zhǔn)，表明量表的單因素模型可以作為后續(xù)測量等值性檢驗的基線模型。詳見表4。

表4 WEMWBS的單因素結(jié)構(gòu)模型擬合指數(shù)

采用多組驗證性因子分析檢驗量表在不同性別之間的測量等值性。測量等值性模型的驗證包含形態(tài)等值、弱等值、強(qiáng)等值和嚴(yán)格等值，4種模型之間彼此嵌套，只有滿足前一步的要求才能進(jìn)行后一步的檢驗［25］。在形態(tài)等值檢驗中，允許各種參數(shù)自由估計，模型擬合達(dá)到基本標(biāo)準(zhǔn)，表明可以進(jìn)行下一步等值分析；在上一模型基礎(chǔ)上設(shè)定因子載荷等值進(jìn)行弱等值檢驗，模型擬合達(dá)到基本標(biāo)準(zhǔn)，ΔCFI和ΔTLI值均小于0.010，表明指標(biāo)因子負(fù)荷跨組等值，即弱等值成立；進(jìn)一步設(shè)定測量指標(biāo)在男女組別的截距等值進(jìn)行強(qiáng)等值檢驗，模型擬合達(dá)到基本標(biāo)準(zhǔn)，但ΔCFI值為0.01~0.02，表明截距存在中等程度差異，即強(qiáng)等值不成立。詳見表5。

表5 驗證性因子分析多組比較嵌套模型擬合指數(shù)

3 討論

高職院校心理健康教育的工作導(dǎo)向應(yīng)該從傳統(tǒng)的“問題補(bǔ)救”過渡到“前期預(yù)防”，通過培養(yǎng)學(xué)生積極的心理品格，增強(qiáng)其心理調(diào)適和生活適應(yīng)能力，從而減少心理問題的發(fā)生［26］。因此，發(fā)展一個合適高職學(xué)生群體的積極心理健康量表，對于評估高職學(xué)生的心理素質(zhì)狀況以及研究學(xué)校心理健康干預(yù)措施的實效性，都具有重要意義。因此，本研究將中文版WEMWBS應(yīng)用于高職生中，考察其在這一特定群體中的心理測量學(xué)指標(biāo)。

本研究結(jié)果表明，中文版WEMWBS高分組和低分組的所有項目得分的差異均有統(tǒng)計學(xué)意義，WEMWBS各項目得分與總分均呈顯著正相關(guān)說明WEMWBS各個項目有較好的區(qū)分度和相關(guān)性。TENNANT等［27］最初設(shè)想WEMWBS是包括積極情緒、積極心理功能和人際關(guān)系滿足感三方面內(nèi)容的單因素結(jié)構(gòu)量表，中文版WEMWBS在老年人［4］和中學(xué)生［5］中的研究同樣表明呈單因素結(jié)構(gòu)。本研究通過對WEMWBS全部項目進(jìn)行探索性因子分析，按照特征值>1共提取到1個公因子，累計解釋方差達(dá)到>50%的推薦標(biāo)準(zhǔn)，提示W(wǎng)EMWBS的單因素結(jié)構(gòu)適合高職生這一特定群體。本研究通過驗證性因子分析發(fā)現(xiàn)，WEMWBS模型各項指標(biāo)擬合較好，說明WEMWBS在高職生群體中有良好的結(jié)構(gòu)效度。根據(jù)心理健康雙因素模型的理念，對心理健康的考察應(yīng)同時包含心理病理癥狀（消極指標(biāo)）和主觀幸福感（積極指標(biāo)）這兩個既獨立又相關(guān)的維度，心理健康的個體不僅沒有心理疾病并應(yīng)該有較高的主觀幸福感［28］。已有研究［29］認(rèn)為，GHQ-12是精神疾病流行病學(xué)調(diào)查和篩選心理障礙最常用的測量工具之一，可作為心理健康消極指標(biāo)的典型代表。另外，積極心理學(xué)指出心理彈性是個體面臨壓力事件時恢復(fù)的過程和能力［30］，高心理彈性水平的個體在應(yīng)對壓力時更容易維持良好的心理健康狀態(tài)［31］，而CD-RISC-10則被認(rèn)為適用于心理彈性的測量［16］。本研究還發(fā)現(xiàn)，WEMWBS總分與GHQ-12總分呈顯著負(fù)相關(guān)，與CD-RISC-10總分呈顯著正相關(guān)，表明量表具有較好的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。在信度方面，WEMWBS應(yīng)用于高職生的Cronbach’sα系數(shù)為0.95，重測信度為0.68，提示W(wǎng)EMWBS具有較好的內(nèi)部一致性和跨時間穩(wěn)定性。

強(qiáng)等值性成立是進(jìn)行組間差異比較的重要條件［32］。本研究采用多組驗證性因子分析檢驗WEMWBS在高職生群體中的跨性別測量等值性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中文版WEMWBS在高職生中只符合形態(tài)等值和弱等值，所以，直接比較男女生WEMWBS的得分差異難以反映不同性別高職生間的積極心理健康狀況差異。另外，WEMWBS在強(qiáng)等值檢驗中模型擬合存在中等程度的差異，這可能是因為該量表經(jīng)英文翻譯為中文，而男生和女生對中英文轉(zhuǎn)換后的語義理解可能存在區(qū)別。WEMWBS的內(nèi)容包括積極情緒、積極心理功能和人際關(guān)系滿足感三方面，其與KEYES提出的積極心理健康包括情緒幸福感、心理幸福感和社會幸福感相一致［5］。性別角色的社會化理論認(rèn)為，兩性在社會化過程中所扮演的社會角色以及承擔(dān)的責(zé)任不相同［33］，受傳統(tǒng)觀念和社會期待的影響，男性和女性對于幸福感有不同的判斷［34］。既往研究也證實，性別是影響基本心理需要與積極情緒之間的重要條件［35］，大學(xué)女生較男生更關(guān)注人際關(guān)系滿意度并且有更細(xì)膩的情感體驗［36］。因此，高職院校的男生和女生可能對積極心理有不同的感知，導(dǎo)致兩者對WEMWBS部分項目的理解有差異。所以，期望未來研究可以對中文版WEMWBS進(jìn)行適當(dāng)修訂，以便在跨性別積極心理健康比較中得出更加科學(xué)有效的結(jié)論。