UCLA-3孤獨(dú)量表的因子結(jié)構(gòu)及追蹤測(cè)量等值性檢驗(yàn)

任麗杰 韓憲國(guó) 劉俊升 李 丹

（1上海海關(guān)學(xué)院心理健康教育中心，上海 201204；2上海師范大學(xué)心理學(xué)系，上海 200234；3華東師范大學(xué)心理與認(rèn)知科學(xué)學(xué)院，上海 200062）

1 前言

孤獨(dú)感是指?jìng)€(gè)體社會(huì)需求未得到滿足而產(chǎn)生的負(fù)向情緒狀態(tài)（Hawkley＆ Cacioppo，2010）。已有研究表明，孤獨(dú)體驗(yàn)廣泛存在于不同的文化之中（蔣艷菊，李藝敏，李新旺，2005；Rokach＆Neto，2000）。較高的孤獨(dú)感往往與敵意、壓力、悲觀、焦慮和自卑等負(fù)性情緒相聯(lián)系 （Cacioppo＆Hawkley，2009； Cacioppo et al．，2006），被認(rèn)為是個(gè)體身心健康的重要危險(xiǎn)因子（Hawkley＆ Cacioppo，2010）。

UCLA孤獨(dú)量表是研究者使用最為廣泛的孤獨(dú)感測(cè)量工具。其編制者Russell認(rèn)為人們以相同的方式體驗(yàn)和理解孤獨(dú)，孤獨(dú)感是具有復(fù)雜特性的單維結(jié)構(gòu)，據(jù)此編制了第一版UCLA孤獨(dú)量表（Russell，Peplau＆ Ferguson，1978）。第一版UCLA孤獨(dú)量表包括20個(gè)題目，采用自評(píng)方式評(píng)估個(gè)體孤獨(dú)體驗(yàn)的發(fā)生頻率。由于所有題目均采用負(fù)向措辭的方式，可能導(dǎo)致被試產(chǎn)生系統(tǒng)性反應(yīng)偏差 （Russell，1996）。所以，Russell等人（1980）對(duì)原有題目進(jìn)行調(diào)整，開(kāi)發(fā)了UCLA孤獨(dú)量表修訂版（R－UCLA）。與第一版不同，R－UCLA包括10個(gè)負(fù)性措辭題目和10個(gè)正性措辭題目，且修訂后量表的區(qū)分效度得到增強(qiáng)（Russell et al．，1980）。然而，根據(jù) R－UCLA 的探索性因素分析結(jié)果，研究者并未得到一致性的因子結(jié)構(gòu)。研究發(fā)現(xiàn)R－UCLA因子結(jié)構(gòu)主要包括：?jiǎn)我蜃樱╫ine factor）模型，即所有題目載荷在孤獨(dú)感單一維度上（Hartshorne，1993）；二因子（two factor）模型，包含社交孤獨(dú)和情感孤獨(dú)兩個(gè)維度（Wilson，Cutts，Lees，Mapungwana ＆ Maunganidze，1992）；三因子（three factor）模型，包含關(guān)系聯(lián)結(jié)（relational connectedness）、疏離（isolation）和集體聯(lián)結(jié)（collective connectedness）三個(gè)維度（Hawkley，Browne，＆ Cacioppo，2005）。此外，R－UCLA的有些題目出現(xiàn)雙重否定和語(yǔ)句描述含糊，致使被試存在理解困難和偏差，從而影響 R－UCLA 的使用（Russell，1996）。

針對(duì) R－UCLA 存在的問(wèn)題，Russell（1996）開(kāi)發(fā)了 UCLA 孤獨(dú)量表第三版（UCLA－3）。UCLA－3量表對(duì)措辭進(jìn)行重新調(diào)整，最終形成由11個(gè)負(fù)性題目和9個(gè)正性題目構(gòu)成的自評(píng)量表。研究發(fā)現(xiàn)UCLA－3具有較好的內(nèi)部一致性、重測(cè)信度、區(qū)分效度和聚合效度（Britton ＆ Conner，2007；Russell，1996）。另外，Russell（1996）對(duì)學(xué)生、護(hù)士、教師和老年人四類(lèi)人群進(jìn)行一系列的驗(yàn)證性因素分析，發(fā)現(xiàn)雙因子模型（bifactor）是UCLA－3的最佳因子模型。該模型包括一個(gè)一般因子和兩個(gè)反映題目措辭方向的方法因子，且兩個(gè)方法因子正交，一般因子和方法因子彼此不相關(guān)。

跨文化研究發(fā)現(xiàn)，UCLA－3孤獨(dú)量表在不同的文化背景因子結(jié)構(gòu)存在差異。比如，Lasgaard（2007）的研究表明，丹麥青少年孤獨(dú)感符合單因子結(jié)構(gòu)。Wilson對(duì)津巴布韋青少年和成人被試進(jìn)行施測(cè)，發(fā)現(xiàn)二因子結(jié)構(gòu)是描述孤獨(dú)感的最優(yōu)結(jié)構(gòu)（Wilson etal．，1992）。 Shevlin，Murphy 和 Murphy（2015）則發(fā)現(xiàn)，三因子模型是描述北愛(ài)爾蘭青少年孤獨(dú)感的最佳模型，Durak 和 Senol－Durak（2010）研究也發(fā)現(xiàn)，三因子模型同樣適用于土耳其的學(xué)生和老年人。然而，關(guān)于UCLA－3孤獨(dú)量表的因子結(jié)構(gòu)，國(guó)內(nèi)研究較少，大多數(shù)研究?jī)H僅采用量表總分，很少涉及量表因子結(jié)構(gòu)。國(guó)外學(xué)者對(duì)UCLA－3因子結(jié)構(gòu)的探索也引起國(guó)內(nèi)學(xué)者的思考，作為使用最為廣泛的孤獨(dú)感測(cè)量工具，是否是之前理解的一維量表，還是可以細(xì)分為不同的因子，將孤獨(dú)感進(jìn)行細(xì)化研究？所以，在中國(guó)文化背景下，需要確定UCLA－3的因子結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)對(duì)此量表測(cè)量?jī)?nèi)容的確定性，這對(duì)于孤獨(dú)感的進(jìn)一步研究具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。近年來(lái)，開(kāi)始有研究者采用結(jié)構(gòu)方程模型控制測(cè)量誤差，探索中國(guó)文化背景下UCLA－3孤獨(dú)量表的因子結(jié)構(gòu)（郭慶科，蔡明航，王菲，李玉潔，2017）。然而目前來(lái)看，尚沒(méi)有研究對(duì)中文版UCLA－3孤獨(dú)量表的所有可能因子結(jié)構(gòu)做直接的比較。

孤獨(dú)感對(duì)個(gè)體身心健康發(fā)展的長(zhǎng)期影響同樣得到越來(lái)越多研究者的關(guān)注，UCLA－3孤獨(dú)量表也被廣泛應(yīng)用于研究孤獨(dú)感影響的追蹤研究設(shè)計(jì)（Buer，Anderssen，Malterud，＆ Kvalem，2017； Shankar，McMunn，Banks，＆ Steptoe，2011）。然而，追蹤研究的基本假設(shè)是，在一段時(shí)間內(nèi)量表的因子結(jié)構(gòu)保持不變，即滿足追蹤測(cè)量等值性（longitudinal measurement invariance）。如果在不同時(shí)間點(diǎn)所得因子結(jié)構(gòu)存在差異，那么關(guān)于追蹤研究的任何推論都可能是不準(zhǔn)確的。目前來(lái)看，尚沒(méi)有研究考察中文版UCLA－3孤獨(dú)量表的追蹤測(cè)量等值性?；诖?，本研究擬通過(guò)一項(xiàng)追蹤研究，考察中文版UCLA－3孤獨(dú)量表的因子結(jié)構(gòu)并檢驗(yàn)其追蹤測(cè)量等值性。

2 方法

2．1 被試

采用簡(jiǎn)單隨機(jī)整體抽樣法，選取上海市的三所大學(xué)大一、大二學(xué)生為被試。第一次測(cè)量時(shí)間是學(xué)年下學(xué)期五月份（Time 1），發(fā)放問(wèn)卷971份，間隔六個(gè)月后（Time 2），對(duì)被試進(jìn)行第二次施測(cè)。剔除無(wú)效問(wèn)卷后，兩次測(cè)量共獲得有效問(wèn)卷890份，總有效回收率 91．7%。其中，男生 402 人（約 45．2%），女生 488 人；大一學(xué)生452人（約50．8%），大二學(xué)生438人。年齡范圍 18～21 歲，平均年齡為 20．33 歲（SD＝1．11 歲）。

2.2 UCLA－3孤獨(dú)量表

采用 Russell等人（1996）編制的UCLA孤獨(dú)量表（第三版），主要評(píng)價(jià)由于對(duì)社會(huì)交往的渴望與實(shí)際水平的差距而產(chǎn)生的孤獨(dú)感。全量表共有20個(gè)題目，采用 4級(jí)計(jì)分（1＝從不，4＝經(jīng)常），其中 9個(gè)題目采用反向措辭描述（比如，你常感到屬于朋友們中的一員嗎？），11個(gè)題目采用直接措辭描述（比如，你常感到缺少伙伴嗎？）。研究表明，該量表在東西方文化下均具有良好的信效度 （郭慶科 等，2017；Russell，1996）。本研究中，兩時(shí)間點(diǎn)UCLA－3孤獨(dú)量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0．88和0．90。

2.3 程序

首先，對(duì)承擔(dān)測(cè)試任務(wù)的主試進(jìn)行注意事項(xiàng)和指導(dǎo)語(yǔ)的培訓(xùn)。然后，以班級(jí)為單位組織測(cè)試，施測(cè)后當(dāng)即收回問(wèn)卷。在指導(dǎo)語(yǔ)中向被試說(shuō)明本次調(diào)查的目的，并承諾會(huì)對(duì)被試的回答保密。

2．4 數(shù)據(jù)分析

首先，通過(guò)文獻(xiàn)綜述發(fā)現(xiàn)UCLA－3孤獨(dú)量表可能存在四種主要的因子結(jié)構(gòu)，分別為單因子模型、二因子模型、三因子模型，以及Russell提出的Bifactor模型（見(jiàn)圖1）。利用兩次追蹤的數(shù)據(jù)對(duì)四種因子結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，綜合比較兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)四種因子結(jié)構(gòu)模型擬合情況，選出適合大學(xué)生群體的UCLA－3孤獨(dú)量表的最優(yōu)因子結(jié)構(gòu)模型。

其次，對(duì)確定的最優(yōu)結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行追蹤測(cè)量等值性檢驗(yàn)。追蹤數(shù)據(jù)測(cè)量等值性和橫斷數(shù)據(jù)多組測(cè)量等值性類(lèi)似，均需要設(shè)置一系列連續(xù)的限制模型，且前一步的模型和后一步的模型彼此嵌套，各限制模型在不同時(shí)間點(diǎn)參數(shù)限制相等。但與橫斷數(shù)據(jù)不同的是，同一測(cè)量指標(biāo)的誤差在不同時(shí)間點(diǎn)之間允許相關(guān)。形態(tài)等值性需要同時(shí)為兩次測(cè)量數(shù)據(jù)設(shè)定相同因子結(jié)構(gòu)，其他參數(shù)自由估計(jì)，該模型一般作為模型比較的基線模型。弱等值性（單位等值）需要將不同時(shí)間點(diǎn)因子載荷限制相等，而強(qiáng)等值性（尺度等值）需要在弱等值性的基礎(chǔ)上限定同一題目在兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)上的截距相等。需要指出的是，本研究沒(méi)有進(jìn)一步考察追蹤數(shù)據(jù)的嚴(yán)格測(cè)量等值性 （殘差等值），原因在于同一被試多次測(cè)量的殘差容易出現(xiàn)變異，使得嚴(yán)格測(cè)量等值性變得不太現(xiàn)實(shí) （Wu，Liu，Gadermann，＆ Zumbo，2010）。

UCLA－3量表采用李克特4點(diǎn)計(jì)分方式，根據(jù)Rhemtulla等人（2012）的建議，低于五點(diǎn)的計(jì)分，需將測(cè)量指標(biāo)當(dāng)作分類(lèi)變量（或等級(jí)變量）進(jìn)行處理，所以本研究采用均值和方差調(diào)整的穩(wěn)健加權(quán)最小二乘法 （mean－ and variance－adjusted weighted least Squares，WLSMV）估計(jì)模型參數(shù)。值得注意的是，Bifactor模型的追蹤測(cè)量等值性和上述程序略有不同，因?yàn)锽ifactor模型每個(gè)題目負(fù)載于兩個(gè)因子，為了降低解釋的復(fù)雜性，模型單位等值或尺度等值需要在形態(tài)等值性的基礎(chǔ)上同時(shí)限制因子載荷和題目截距相等（Muthén ＆ Muthén，2013）。因此，Bifactor模型追蹤測(cè)量等值性檢驗(yàn)僅需考察形態(tài)等值性和強(qiáng)等值性。

本研究所有模型估計(jì)均采用Mplus 7．4軟件完成。根據(jù) Brown （2015）和 Kline （2011）的建議，本研究選擇包括模型卡方值，RMSEA（root mean square error of approximation），CFI（bentler comparative fit index），TLI（Tucker－Lewis Index）多個(gè)擬合優(yōu)度指標(biāo)評(píng)估模型擬合情況。以往研究廣泛采用指標(biāo)可接受的范圍為CFI和 TLI大于或接近 0．95，RMSEA小于或接近0．06，且RMSEA的90%置信區(qū)間的上限不超過(guò) 0．10（Hu ＆ Bentler，1999； Kline，2011）。

追蹤數(shù)據(jù)測(cè)量等值性一般采用卡方差異檢驗(yàn)（使用Mplus的DIFFTEST函數(shù)）進(jìn)行嵌套模型比較（Muthén ＆ Muthén，2013），差異顯著則表明模型擬合變差。然而，卡方差異檢驗(yàn)對(duì)樣本量比較敏感，當(dāng)樣本量較大時(shí)，模型差異比較容易得到顯著結(jié)果。因此，根據(jù)Chen等人（2007）建議，本研究使用RMSEA和CFI的變化量（即△RMSEA和△CFI）考察模型是否存在差異。如果△RMSEA≤0．015和△CFI≤0．01，則表示模型參數(shù)估計(jì)不存在顯著差異，滿足縱向測(cè)量等值性。

3 結(jié)果

3．1 驗(yàn)證性因素分析

本研究的首要目的是考察中國(guó)文化背景下UCLA－3孤獨(dú)量表的因子結(jié)構(gòu)。驗(yàn)證性因素分析表明：Bifactor模型CFI值和TLI值最高，均超過(guò)0．95（除T1時(shí)TLI低于0．95外），RMSEA值最低，兩時(shí)間點(diǎn)四種模型擬合指標(biāo)如表1所示。綜合比較確定Russell提出的Bifactor模型為UCLA－3孤獨(dú)量表的最優(yōu)結(jié)構(gòu)模型。

表1 兩次測(cè)量UCLA孤獨(dú)量表因子模型擬合指數(shù)

各題目在Bifactor模型中的因子負(fù)荷如表2所示。參考曹亦薇和顧秋艷（2010）的做法，若題目在一般因子、負(fù)性題目、正性題目?jī)H有一個(gè)負(fù)荷低于0．30，比如，T1 題目 9 在負(fù)性題目上負(fù)荷為 0．74，而在一般因子上的負(fù)荷僅為－0．27，則認(rèn)為題目測(cè)出的是負(fù)性題目所反映的孤獨(dú)因子而不是一般因子，T1題目16、20解釋與之相反，題目測(cè)出的是一般因子而不是負(fù)性題目所反映的孤獨(dú)因子；若題目在一般因子、負(fù)性題目、正性題目負(fù)荷均高于0．30，則認(rèn)為該題目在一般因子上具有較高的反映；若三者負(fù)荷均低于0．30，需要全面檢查題目的質(zhì)量。綜合來(lái)看，除T1題目8、9、17和T2題目9，題目更多的反映方法因子而非一般因子，其余所有題目均側(cè)重于同一潛在因子，這表明UCLA－3控制題目方法效應(yīng)影響后，孤獨(dú)感是一個(gè)單維結(jié)構(gòu)。

表2 因子載荷表

3．2 追蹤測(cè)量等值性

驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明Bifactor結(jié)構(gòu)是最優(yōu)因子結(jié)構(gòu)，因此我們僅對(duì)Bifactor模型進(jìn)行追蹤測(cè)量等值性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。UCLA－3孤獨(dú)量表縱向數(shù)據(jù)形態(tài)等值性模型擬合較好，而且在形態(tài)等值性的基礎(chǔ)上設(shè)置的強(qiáng)等值性模型同樣擬合良好，兩模型△CFI和△RMSEA均未達(dá)到差異變化的臨界值，表明同時(shí)限定因子載荷和題目截距相等的強(qiáng)等值性模型與形態(tài)等值性模型差異不大，滿足追蹤測(cè)量等值性假設(shè)。

表3 UCLA孤獨(dú)量表Bifactor模型追蹤測(cè)量等值性

4 討論

本研究采用追蹤研究設(shè)計(jì)考察了UCLA－3孤獨(dú)量表在中國(guó)大學(xué)生群體中的因子結(jié)構(gòu)及追蹤測(cè)量等值性。研究結(jié)果表明，相較于單因子、二因子和三因子模型，Bifactor模型是UCLA－3孤獨(dú)量表最佳的因子結(jié)構(gòu)，且該因子結(jié)構(gòu)滿足追蹤測(cè)量等值性，表明UCLA－3量表的Bifactor結(jié)構(gòu)在中國(guó)大學(xué)生群體中具有良好的穩(wěn)定性。

UCLA－3孤獨(dú)量表是使用最為廣泛的孤獨(dú)感測(cè)量工具，然而其因子結(jié)構(gòu)卻存在一定的爭(zhēng)議。Russell（1996）最初的研究表明，包含一個(gè)一般因子和兩個(gè)反映題目措辭方向的方法因子是UCLA－3的最佳擬合模型，即所謂的Bifactor模型。然而，也有研究者提出了不同意見(jiàn)。如Hawkley等人（2005）采用探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析考察了UCLA－3的因子結(jié)構(gòu)，發(fā)現(xiàn)三因子模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合最好。需指出的是，已有研究多是將UCLA－3的題目得分視作連續(xù)數(shù)據(jù)考察其因子結(jié)構(gòu)。而近年來(lái)的研究則表明，李克特5級(jí)計(jì)分以下的變量不應(yīng)該被視作連續(xù)數(shù)據(jù)，而應(yīng)該采用更為穩(wěn)健的類(lèi)別變量統(tǒng)計(jì)方法（Rhemtulla et al．，2012）。此外，已有研究缺乏對(duì)UCLA－3孤獨(dú)量表所有可能因子結(jié)構(gòu)的系統(tǒng)性檢驗(yàn)?；诖?，本研究采用均值和方差調(diào)整的穩(wěn)健加權(quán)最小二乘法，系統(tǒng)比較了各種可能因子結(jié)構(gòu)對(duì)數(shù)據(jù)的擬合情況。研究結(jié)果表明，在兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)上，Bifactor模型相較于單因子模型、二因子模型和三因子模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合更好，表明量表更多是測(cè)量了整體的孤獨(dú)感，但受到了措辭方向的影響。這一結(jié)果再一次驗(yàn)證了郭慶科等人（2017）的結(jié)果，即在中國(guó)文化背景下引入方法因子后，UCLA－3孤獨(dú)量表測(cè)量的是同一特質(zhì)。

此外，本研究通過(guò)追蹤研究設(shè)計(jì)考察了UCLA－3孤獨(dú)量表Bifactor模型的追蹤測(cè)量等值性。從追蹤的結(jié)果來(lái)看，Bifactor模型在兩次追蹤的形態(tài)等值性對(duì)數(shù)據(jù)擬合良好。而強(qiáng)等值性較之形態(tài)等值性，其對(duì)數(shù)據(jù)的擬合并未明顯變差，表明UCLA－3孤獨(dú)量表的Bifactor模型滿足追蹤測(cè)量等值性，這意味著不同時(shí)間點(diǎn)孤獨(dú)感的均值差異可以解釋為孤獨(dú)體驗(yàn)水平的真實(shí)差異，UCLA－3孤獨(dú)量表可以用作對(duì)孤獨(dú)感的追蹤測(cè)試。

本研究結(jié)果表明，UCLA－3除去方法因子外，反映的是單一維度，而不是像以往研究所表明的因子結(jié)構(gòu)，量表更多是受措辭的影響。在今后的研究中，可以明確量表的一維特征，并且因?yàn)榱勘砭哂休^好的追蹤測(cè)量等值性，今后可以在探索孤獨(dú)感發(fā)展軌跡的追蹤研究中，使用UCLA－3進(jìn)一步揭示在中國(guó)文化背景下，孤獨(dú)感在不同年齡階段群體中的發(fā)展規(guī)律與特征。

本研究雖然是第一次系統(tǒng)地考察UCLA－3孤獨(dú)量表在中國(guó)大學(xué)生群體中的因子結(jié)構(gòu)及其縱向測(cè)量不變性，但仍然存在局限。首先，本研究只選擇了大一和大二的學(xué)生進(jìn)行考察，并未囊括大學(xué)階段的所有群體，大三和大四學(xué)生面臨擇業(yè)和考研的選擇，有可能影響孤獨(dú)感發(fā)展，所以未來(lái)的研究需要對(duì)全年級(jí)數(shù)據(jù)加以驗(yàn)證。另外，臨床或咨詢心理學(xué)領(lǐng)域的干預(yù)程序往往違反縱向追蹤測(cè)量等值性前提（Oort，Visser，＆ Sprangers，2005），未來(lái)研究需要進(jìn)一步考察臨床樣本的孤獨(dú)量表因子結(jié)構(gòu)，并檢驗(yàn)追蹤測(cè)量等值性。