大學生幸福智力量表的適應性檢驗

嚴標賓,鄭 雪,張興貴

(1．廣東外語外貿大學國際工商管理學院，廣東廣州 510006；2．華南師范大學心理應用研究中心，廣東廣州 510631)

幸福智力簡而言之是一種獲取幸福的能力．具體來說，是指個體面對某一對象(包括人、事和物)或經(jīng)歷某一情境時感知和體驗幸福的能力，以及依據(jù)其內在的某一標準表達幸福、評價幸福的能力，還包括有意識地尋求各種策略調控幸福的能力．其中，幸福產(chǎn)生有一定的生理基礎，而判斷是否幸福的內在標準則是個體在其先天遺傳素質的基礎上，通過與后天社會環(huán)境的相互作用形成，相對穩(wěn)定．它具有相對穩(wěn)定性、累積性、內隱性等幾個主要特征[1]．

幸福智力是一個比較新穎的概念，它的提出緣于對“幸?！毖芯康臍v史和現(xiàn)狀的思考．無論是早期哲學領域，還是近期經(jīng)濟學、社會學、教育學、心理學等領域，對幸福的探討都取得了非常顯著的研究成果[2]，但是這些成果對幸福的解釋力很有限，甚至出現(xiàn)相互矛盾的解釋[3]，無法回答“什么是幸福”、“怎樣才能得到幸?！眴栴}，對現(xiàn)實的指導作用也不明顯．幸福智力概念的提出基于以下幾方面的考慮：(1)幸福智力符合智力的諸多特征，如幸福是一種抽象的東西，而智力是一種處理抽象東西(觀念、符號、關系、概念、原理)的能力[4]；智力水平的高低可以表現(xiàn)為個體處理與情境關系的能力，幸福智力也考慮了個體在不同情境中幸福感水平的差異體現(xiàn)；智力是一種學習能力[5]，幸福智力也強調其可變動性，強調個體的努力對提升其幸福感的作用．(2)幸福智力滿足智力生物科學性的標準．幸福智力獨立于其他智力的存在，即使負責產(chǎn)生幸福的器官受到損傷，病人的其他智力仍然會完好無損[6]．(3)從邏輯分析上來看，幸福智力的核心能力可以分解為我們定義中提到的知覺、體驗、表達、評價、調控等．(4)幸福智力也有自己的發(fā)展歷程，表現(xiàn)出一定的獨特性．跨文化研究已經(jīng)證實了不同群體獲取幸福的差異性[7]．(5)幸福智力得到了實驗心理學和心理測量學研究的支持．實驗心理學發(fā)現(xiàn)了人體驗幸福時腦的活動區(qū)域與其他智力活動時不同[8]．而心理測量學的研究發(fā)現(xiàn)，被分開撫養(yǎng)的同卵雙生子具有相當?shù)男腋Ｋ絒9]．(6)受“幸福是一種能力”觀點的啟示[10-11]．在此基礎上，我們編制了大學生幸福智力量表，信度、效度等各項指標表明，該量表比較理想．

對于智力概念，有一個問題始終無法回避，即既然它的發(fā)展既受到遺傳因素的影響，又與后天的環(huán)境因素密不可分，那么它必須面對諸如“它是如何發(fā)展的？”、“它的發(fā)展是否有階段性？”等問題．作為傳統(tǒng)智力概念的一個重要補充和發(fā)展，幸福智力自然也不能幸免于此．具體來說，這一問題可以演化為考察“大學生幸福智力量表是否可以應用于其他年齡的人群？”如果答案是肯定的，那么它適用的年齡跨度是多少？很顯然，如果幸福智力具有較好的穩(wěn)定性，那么它在一定的時間跨度內應該具有相同或相似的表現(xiàn)，即它的基本結構應該具有較好的一致性，量表的跨年齡適用性就是理所當然的了．本研究是對筆者編制的幸福智力量表效用的再一次檢驗和實踐應用．

1 對象與方法

1.1 被試

成人被試和高中生被試都從廣州市內選?。舱{查成人被試150名，回收有效問卷132份．其中，男性34人，女性98人；已婚者112人，未婚者20人．年齡范圍21～43歲，平均年齡33.40歲(SD=5.88)．隨機選取3個班共135名高中生(主要是高一、高二學生)被試參加測試，回收有效問卷121份．其中，男生53人，女生68人．年齡范圍15～17歲，平均年齡15.87歲(SD=0.59)．

1.2 量具

采用《大學生幸福智力量表》，以及單項目《自陳主觀幸福感量表》和單項目幸福取向論[12]．《大學生幸福智力量表》包含75個條目，包括感知和體驗幸福、表達幸福、評價幸福、調控幸福4個方面，總分由這4個分數(shù)相加得到．該原量表總的α系數(shù)為0.94，重測信度為0.912．4個分量表的α系數(shù)均在0.83以上；內容效度、結構效度和效標效度的檢驗都表明該量表的效度達到較理想的水平．量表采用李克特5級評分制．分值越高，表示水平越高．2個單項目量表都要求被試根據(jù)自己同意與否的程度做出判斷，都是按7級記分，分值越高，分別表示幸福感越強和相信幸福可以獲取的傾向性越強．問卷中加入了性別、年齡等基本人口統(tǒng)計學資料．

1.3 程序

成人被試的施測采用了2種途徑．一部分被試來源于某高校的夜大學生．主要利用課堂時間完成測試，采用統(tǒng)一的指導語，由研究者親自實施．另外一部分被試則通過某小學校長協(xié)助完成．由校長將問卷隨機分派給學生帶回家由其家長完成．答題時間不限定，為了保證可靠性，要求家長在問卷上記名，或者寫上其小孩的學號．需要指出的是，成人群體中的部分被試年齡與大學生年齡相仿，因此，之所以將它命名為“成人群體”只是為了更好地使它與大學生群體有一種習慣上的區(qū)分，并不表示忽視了2類被試的部分重疊．而且，從后面的分析中可以看到，這些重疊并不會影響本研究的順利開展．

全部數(shù)據(jù)采用SPSS 11.5和LISREL 8.7軟件包處理．

2 結果與分析

2.1 信度分析

2.1.1 克倫巴赫α系數(shù)的檢驗 研究采用克倫巴赫α系數(shù)(同質性信度)作為信度指標，檢驗其內部一致性信度．結果發(fā)現(xiàn)：在成人樣本中，量表總的α系數(shù)為0.957 4，4個分量表的α系數(shù)分別為0.848 8、0.886 1、0.887 3、0.866 7，而分量表中的各因子α系數(shù)則主要在0.671 2～0.816 4之間；在高中生樣本中，量表總的α系數(shù)為0.950 9，4個分量表的α系數(shù)分別為0.901 6、0.858 0、0.853 4、0.849 5，而分量表中的各因子α系數(shù)則主要在0.639 2～0.866 7之間．這表明無論在成人樣本中，還是在高中生樣本中，由各維度組成的4個因素(分量表)內部一致性水平均比單個維度更理想，而因素組成的總量表的內部一致性水平也比單個因素更理想．換句話說，幸福智力量表在成人群體中和高中生群體中的使用都具有較理想的信度．

2.1.2 項目間平均相關系數(shù) 為了進一步檢驗量表的同質性，我們分別計算了在成人樣本和高中生樣本中，幸福智力總量表、4個分量表及其16個因子的項目平均相關系數(shù)．由文獻[13]-[14]可知，該系數(shù)與α系數(shù)不同，系數(shù)值不受項目多少的影響，一般認為它的標準是>0.2．結果顯示，在這2個樣本中，幸福智力量表的各個指標也均大于0.235 9，均可接受．再一次證明量表的信度比較理想．

2.2 效度分析

2.2.1 結構效度 首先分析了成人樣本和高中生樣本中，幸福智力4個分量表及其因子與量表總分的相關．文獻[15]指出，這是對量表內部一致性的有效檢驗方法，既是信度指標又是效度指標．本研究發(fā)現(xiàn)，在成人樣本中，F(xiàn)1(感知和體驗幸福分量表)同其4個因子F11(感知和體驗個人發(fā)展)、F12(感知和體驗個人生活)、F13(感知和體驗情感)、F14(感知和體驗社會生活)的相關高于與其他因子的相關．類似地，F(xiàn)2(表達幸福分量表)同其4個因子F21(表達個人生活)、F22(表達社會生活)、F23(表達情感)、F24(表達個人發(fā)展)的相關，F(xiàn)3(評價幸福分量表)同其4個因子F31(評價個人發(fā)展)、F32(評價個人生活)、F33(評價情感)、F34(評價社會生活)的相關，F(xiàn)4(調控幸福分量表)同其4個因子F41(調控情感)、F42(調控個人生活)、F43(調控社會生活)、F44(調控個人發(fā)展)的相關均比與其他因子的相關更高；而總量表F與其4個分量表F1、F2、F3、F4的相關(分別為0.806、0.907、0.919、0.886)則均比它與16個因子的相關更高(見表1)．這提示大學生幸福智力量表在成人群體中的試用不但有較好的同質性，而且也有較好的區(qū)分度，表明量表的結構效度比較理想．

在高中生樣本中，幸福智力量表的這種結構性相關情形與成人樣本中完全一致．具體表現(xiàn)為，F(xiàn)1同其4個因子的相關(分別為0.801、0.822、0.856、0.747)均高于與其他因子的相關；相應的，F(xiàn)2(表達幸福分量表)同其4個因子的相關(分別為0.799、0.698、0.768、0.727)、F3(評價幸福分量表)同其4個因子的相關(分別為0.757、0.728、0.753、0.783)、F4(調控幸福分量表)同其4個因子的相關(分別為0.637、0.757、0.719、0.830)都比與其他因子的相關更高；而總量表F與其4個分量表F1、F2、F3、F4的相關(分別為0.835、0.876、0.870、0.829)則均比它與其他因子的相關更高(內容與表1相似，為節(jié)省篇幅略去該表)．這提示大學生幸福智力量表在高中生群體中的試用也有較好的同質性和區(qū)分度，再一次表明量表的結構效度比較理想．

表1 成人樣本中幸福智力4個分量表及其各維度與總量表之間的相關系數(shù)Table 1 The reliability between well-being intelligence and its factors in adult samples

注：F22與F12(p=0.026)，F(xiàn)32與F13(p=0.020)，F(xiàn)34與F12(p=0.040)，F(xiàn)41與F11(p=0.024)的相關均0.05水平顯著；F41與F14(p=0.066)邊緣顯著；F41與F12(p=0.080)相關不顯著；其他相關系數(shù)均達到0.001水平顯著．

其次，分析了驗證性因素．根據(jù)大學生幸福智力的驗證性模型，分別對成人和高中生的數(shù)據(jù)進行了擬合，模型擬合優(yōu)度指標仍然采用2檢驗(2/df)、擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)、調整的擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)、相對擬合指數(shù)(CFI)、標準擬合指數(shù)(NFI)、非標準擬合指數(shù)(NNFI)、殘差均方根(RMR)和近似誤差均方根(RMSEA)等．結果見表2、圖1和圖2．各項指標比較理想，表明大學生幸福智力量表能夠運用于成人群體和高中生群體．

表2 2個假設模型的擬合度指數(shù)Table 2 The fit indexes of two presumptive models

Chi-Square=427.69,df=88,p-value=0.000 00,RMSEA=0.079

圖1 成人幸福智力結構模型
Figure 1 The structural model of WBI in adult

Chi-Square=423.33,df=88,p-value=0.000 00,RMSEA=0.077

圖2 高中生幸福智力結構模型
Figure 2 The structural model of WBI in high school students

2.2.2 效標效度 本研究選擇了3個指標作為幸福智力量表的效標，考察它們之間的相關，比較全面地檢驗大學生幸福智力量表在成人群體和高中生群體中試用的效標效度．

過去的研究發(fā)現(xiàn)，可以將控制情緒作為大學生幸福智力量表在成人和高中生群體中使用的外在效標．很顯然，如果幸福智力量表能夠適用于這2個群體，那么在這2個樣本的測試中，控制情緒變量與幸福智力總分及其各分量表和因子之間都應該有適度的顯著相關．這樣，確認的3個效標分別是單項目幸福取向評定、單項目自評幸福和控制情緒．

相關分析發(fā)現(xiàn)：在成人樣本中，總體來看，總量表及其4個分量表與3個效標的相關基本都高于16個因子與效標的相關(表3)，當各因子組合成分量表和總量表時，它們越能代表幸福的獲取能力，因此可以說，大學生幸福智力量表在成人樣本中的適用效度比較理想．

在高中生樣本中，總量表及其4個分量表與3個效標的相關基本都高于16個因子與效標的相關．具體來說，單項目幸福取向與幸福智力16個因子的相關在0.385～0.605之間，與4個分量表及總分的相關在0.584～0.741之間；單項目自評幸福與幸福智力16個因子的相關在0.327～0.537之間，與4個分量表及總分的相關則在0.510～0.655之間；控制情緒與幸福智力16個因子的相關在0.215～0.560之間，與4個分量表及總分的相關則在0.408～0.738之間(內容與表3相似，為節(jié)省篇幅，在此略去該表)．這表明，當各因子組合成分量表和總量表時，它們也越能代表幸福的獲取能力，因此，大學生幸福智力量表在高中生樣本中的適用效度也比較理想．

2.2.3 預測效度 由于受各種條件的制約，本文只對高中生樣本進行了預測效度的檢驗．具體操作過程是：將每個班幸福智力得分高的前5名同學，以及得分低的后5名同學的名字記下交給班主任．然后由班主任協(xié)助制造情境，以觀察這些同學的表現(xiàn)，并進行相關評定．該情境為一次該年級月考后第2天，班主任宣布由于考試紀律不好，該次考試無效，必須重新考試．第3天，班主任又再次宣布“昨天考試紀律不好”的信息有誤，所以該次考試仍有效用，無須補考．本研究確定了4個指標，分別是臉部表情的消極情緒(如失望或傷心)的變化與否、變化后的情緒保持(停留)時間、下課后離開教室的次序、離開教室時的(肢體)活動水平．4個指標均事先制作成評定問卷，由班主任隨身攜帶，前2個指標在班主任離開教室后根據(jù)回憶立刻評定，后2個指標是班主任離開教室后在教室門口不遠處進行觀察后評定．綜合3個班的數(shù)據(jù)如下，卡方(2)檢驗表明，幸福智力得分高、低與情緒變化(2=7.226，df=2，p=0.027)、情緒停留時間(2=7.227，df=2，p=0.027)、離開教室次序(2=11.116，df=2，p=0.004)、離開教室時肢體動作(2=7.286，df=2，p=0.026)等差異都達到顯著水平，表明該量表在高中生樣本中具有較好的預測效度．

表3 成人樣本中幸福智力總量表及其因素與單項目幸福取向量表、自評幸福和控制情緒的相關Table 3 The correlation of well-being intelligence,sigle-item happiness scale,self-evaluation happiness,and emotion control in adults

注：R代表單項目幸福取向，S代表單項目自評幸福，E代表控制情緒，全部相關均達到P<0.001顯著．

3 討論

選取了成人和高中生作為大學生幸福智力量表檢驗的2個群體，一是因為這2個群體和大學生的年齡比較接近，有利于穩(wěn)定性的探討；二是由于人力、物力、財力，以及時間和研究能力的有限性，暫時無法將年齡跨度過分拉長，涉及更多的群體．假設，如果大學生幸福智力量表在這2個群體中運用時，其信度、效度等各項指標都很理想，那么就證明幸福智力具有一定的穩(wěn)定性，在此基礎上可以通過比較不同年齡個體的幸福智力水平描繪其發(fā)展趨勢．相反，如果通過檢測發(fā)現(xiàn)大學生量表不能輕易運用到這2個群體，那么就證明幸福智力具有比較明顯的變化性．

值得一提的是，在大學生量表試用于這2個群體之前，曾開展了小范圍的開放式調查，調查內容仍包括：“你覺得幸福是什么？”、“你幸福嗎，為什么？”、“你覺得哪些方面最能給你帶來幸福？”、“你覺得自己不幸福時，你通常會怎么做？”等幾方面．對成人(22人)的調查在課堂上進行，對高中生(18人)的調查在課外活動時間進行．調查的結果與大學生初始測試時的調查頗為類似．這實際上為大學生幸福智力量表應用于成人群體和高中生群體的結構效度提供了保障．

本研究結果表明，大學生量表應用于成人和高中生群體的信度、效度等各項指標均比較理想(表2)，證明本研究并不是大學生幸福智力量表編制工作的重復，并且為幸福智力的動態(tài)考察奠定了重要的前提基礎．前言部分也提到，對于智力概念，人們除了對其在某一群體的現(xiàn)狀描述感興趣外，還熱衷于關注其在不同群體中的差異表現(xiàn)[16]．例如，傳統(tǒng)智力發(fā)展曲線就是這一研究取向的重要體現(xiàn)，當然也是這一取向的重要研究成果[17]．作為傳統(tǒng)智力的一個重要補充和發(fā)展，幸福智力顯然也必須面對靜態(tài)考察同動態(tài)探討有機結合的問題．靜態(tài)描述有助于把握現(xiàn)狀，動態(tài)探討則有助于解釋和預測，兩者相輔相成，是一個不可分割的有機整體．因此，大學生幸福智力量表的適應性檢驗也是探討其動態(tài)性的一種必要準備．這也是本研究的另一重要意義所在．當然還有待選取更大的樣本作進一步的考察．

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