中國(guó)青少年積極發(fā)展量表（簡(jiǎn)版）的編制：基于一個(gè)大樣本數(shù)據(jù) *

柴曉運(yùn) 李曉燕 曹 娟 林丹華

(1 湖北醫(yī)藥學(xué)院應(yīng)用 心理學(xué)系，十堰 442000) (2 北京師 范大學(xué)發(fā)展心理研 究院，北京 100875)

1 引言

近20 年以來(lái)，基于優(yōu)勢(shì)的“積極青少年發(fā)展觀”日益取代過(guò)去的“缺陷與問(wèn)題”模型，且研究者開(kāi)始聚焦青少年發(fā)展的積極方面，不再忙于尋找或干預(yù)青少年可能存在的問(wèn)題或風(fēng)險(xiǎn)因素（Catalano, Berglund, Ryan, Lonczak, & Hawkins,2004; Lerner, Lerner, Bowers, & Geldhof, 2015; Scales,Benson, Leffert, & Blyth, 2000）。例如，積極心理學(xué)取向的研究者呼吁探索人類體驗(yàn)的積極特質(zhì)，如希望、樂(lè)觀和感恩等（彭凱平, 竇東徽, 劉肖岑, 2011;任俊, 李倩, 2014）。我國(guó)本土文化的健全人格觀也強(qiáng)調(diào)促進(jìn)個(gè)體以積極的態(tài)度處理社會(huì)關(guān)系中的自我與他人，過(guò)去、現(xiàn)在與未來(lái)，順境與逆境等關(guān)系（黃希庭, 鄭涌, 李宏翰, 2006）。在概念上，“積極青少年發(fā)展”主要涉及個(gè)體成長(zhǎng)的一種特性，表現(xiàn)為充分的、健康的、適應(yīng)性的和最佳的發(fā)展，且是一個(gè)動(dòng)態(tài)變化的過(guò)程（Lerner et al., 2015）。那么如何評(píng)估或界定這種“積極發(fā)展”的特征呢？

在研究者先前構(gòu)建的積極青少年發(fā)展的理論框架和測(cè)量模型中（Catalano et al., 2004; Lerner et al.,2005; Scales et al., 2000），應(yīng)用最廣泛的是基于美國(guó)文化的“5C”模型，即將青少年的積極發(fā)展特征操作化為5 個(gè)指標(biāo)：能力（competence）、品格（character）、聯(lián)結(jié)（connection）、自信（confidence）和關(guān)愛(ài)（caring），簡(jiǎn)稱為“5C”。目前，基于“5C”的測(cè)量工具在國(guó)際上得到了廣泛應(yīng)用（DuBois &Keller, 2017; Geldhof, Bowers, Mueller, et al., 2014）。但“5C”模型在其他國(guó)家（如中國(guó)）文化下的青少年群體中的心理測(cè)量學(xué)屬性不佳（Chen,Wiium, & Dimitrova, 2018; Conway, Heary, & Hogan,2015），原因可能在于社會(huì)文化因素影響了人們對(duì)青少年積極發(fā)展這一概念的建構(gòu)。正如Lerner 等（2019）指出，任何基于西方文化建構(gòu)的青少年積極發(fā)展的模型都可能會(huì)忽略或低估一些與青少年發(fā)展相關(guān)的潛在的、獨(dú)特的文化因素。盡管Shek，Siu 和Lee（2007）以我國(guó)香港青少年為樣本開(kāi)發(fā)了青少年積極發(fā)展的評(píng)估量表，但其理論基礎(chǔ)依然源于美國(guó)文化背景中的青少年積極發(fā)展模型，即Catalano 等（2004）提出的青少年積極發(fā)展的15 個(gè)目標(biāo)（如認(rèn)知能力、社會(huì)能力、心理彈性、積極自我認(rèn)同等）。這意味著該量表在測(cè)量結(jié)構(gòu)上可能沒(méi)有考慮到潛在的文化差異。那么在我國(guó)文化背景下，青少年積極發(fā)展的結(jié)構(gòu)、內(nèi)涵及測(cè)量又存在哪些獨(dú)特之處呢？探索這一系列問(wèn)題，對(duì)深入理解我國(guó)青少年積極發(fā)展的測(cè)量指標(biāo)、前因、后果、發(fā)展軌跡及預(yù)防干預(yù)具有重要意義。

基于上述原因，國(guó)內(nèi)研究者首先提出了我國(guó)青少年積極發(fā)展的四維概念結(jié)構(gòu)，即品格、能力、自信和聯(lián)結(jié)（林丹華, 柴曉運(yùn), 李曉燕, 劉艷, 翁歡歡, 2017）。在此基礎(chǔ)上，研究者進(jìn)一步開(kāi)發(fā)了一套具有良好信效度的多層級(jí)的量表，即中國(guó)青少年積極發(fā)展量表（Chinese Positive Youth Development Scale）（Chai et al., 2020）。該量表包括品格、能力、自信和聯(lián)結(jié)四個(gè)分量表，其中品格、能力和聯(lián)結(jié)又分別包含多個(gè)子量表。這些研究成果不僅拓展了青少年積極發(fā)展的結(jié)構(gòu)在其他文化下的建構(gòu)，還首次嘗試從一種特定文化“內(nèi)部人”的視角解讀此概念測(cè)量結(jié)構(gòu)的文化獨(dú)特性。同時(shí)，此量表被證實(shí)具有良好的信效度，且對(duì)促進(jìn)青少年積極發(fā)展研究的全球化和本土化方面均具有重要的理論和實(shí)踐意義。但是，其項(xiàng)目數(shù)量（98 個(gè)項(xiàng)目）在應(yīng)用推廣上帶來(lái)了諸多局限。例如，影響研究設(shè)計(jì)的靈活性和被試作答的有效性，提高了數(shù)據(jù)收集成本，不利于國(guó)內(nèi)研究者的使用。因此，本研究將通過(guò)一個(gè)大樣本數(shù)據(jù)，對(duì)該量表進(jìn)行簡(jiǎn)化，使其適用于更多的應(yīng)用研究。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)來(lái)自“我國(guó)兒童青少年積極發(fā)展調(diào)查（2017—2018）”的基線數(shù)據(jù)，涉及我國(guó)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的10 個(gè)代表省份（直轄市）（北京、上海、浙江、廣東、遼寧、湖南、陜西、河南、江西和貴州）的60 所中小學(xué)。在學(xué)段上，分別涉及小學(xué)四年級(jí)和五年級(jí)、初中一年級(jí)和二年級(jí)，以及高中一年級(jí)和二年級(jí)的學(xué)生。本研究中的樣本總量為16317 人，年齡范圍9～20 歲（M=13.13 歲,SD=2.52 歲）；其中男生7823 名，女生7743 名，缺失性別信息751 名。對(duì)該數(shù)據(jù)進(jìn)行隨機(jī)分半后，樣本1（n1=8139）用于對(duì)完整版量表的信效度檢驗(yàn)及篩選項(xiàng)目等，樣本2（n2=8178）用于對(duì)簡(jiǎn)版量表的信效度進(jìn)行交叉驗(yàn)證。

2.2 研究工具

（1）中國(guó)青少年積極發(fā)展量表（Chai et al.,2020）。該量表包括品格、能力、自信和聯(lián)結(jié)四個(gè)量表，共98 個(gè)項(xiàng)目，5 點(diǎn)計(jì)分，從1 到5 表示“完全不符合”到“完全符合”。

品格涉及“愛(ài)、志、信和毅”四個(gè)量表，總計(jì)42 個(gè)項(xiàng)目?！皭?ài)”分量表共20 個(gè)項(xiàng)目（如“當(dāng)我看到別人需要幫忙時(shí)，我會(huì)盡力而為”），“志”分量表共9 個(gè)項(xiàng)目（如“我?guī)缀趺刻於计诖度雽W(xué)習(xí)”），“信”分量表共7 個(gè)項(xiàng)目（如“我說(shuō)過(guò)的事情都會(huì)做到”），“毅”分量表共6 個(gè)項(xiàng)目（如“為了完成一個(gè)重要的挑戰(zhàn)，我會(huì)克服各種困難”）。在總樣本中，品格量表總體及四個(gè)分量表的信度指標(biāo)Cronbach’s α 范圍為0.83～0.96。

能力包括“學(xué)業(yè)能力、社會(huì)情緒能力和生活能力”三個(gè)量表，共26 個(gè)項(xiàng)目。學(xué)業(yè)能力分量表共12 個(gè)項(xiàng)目（如“我會(huì)通過(guò)舉反例來(lái)加深對(duì)學(xué)習(xí)內(nèi)容的印象”），社會(huì)情緒能力分量表共9 個(gè)項(xiàng)目（如“我有一些交朋友的技能”），生活能力分量表共5 個(gè)項(xiàng)目（如“對(duì)我而言，做好個(gè)人衛(wèi)生，如洗漱、洗衣服等，是一件容易的事”）。在總樣本中，能力量表總體及三個(gè)分量表的信度指標(biāo)Cronbach’s α 范圍為0.72～0.95。

自信主要反映對(duì)自我價(jià)值的積極體驗(yàn)和自我接納等，共13 個(gè)項(xiàng)目（如“我對(duì)自己持肯定的態(tài)度”，“我感到我是一個(gè)有價(jià)值的人，至少與其他人在同一水平上”）。在總樣本中，信度指標(biāo)Cronbach’s α 為0.93。

聯(lián)結(jié)包括“家庭、學(xué)校和社區(qū)聯(lián)結(jié)”三個(gè)量表，共17 個(gè)項(xiàng)目。家庭聯(lián)結(jié)分量表共6 個(gè)項(xiàng)目（如“我和家人在一起時(shí)，非常高興”），學(xué)校聯(lián)結(jié)分量表共6 個(gè)項(xiàng)目（如“總的來(lái)說(shuō)，我在學(xué)校中是愉快的”），社區(qū)聯(lián)結(jié)分量表共5 個(gè)項(xiàng)目（如“除家人外，鄰居街坊中也有人會(huì)真正關(guān)心我”）。在總樣本中，聯(lián)結(jié)量表總體及三個(gè)分量表的信度指標(biāo)Cronbach’s α 范圍為0.90～0.93。

（2）效標(biāo)效度量表。在效標(biāo)效度上，參考先前的研究（Geldhof, Bowers, Boyd, et al., 2014; Park,2004; Sun & Shek, 2010），本研究采用了主觀幸福感、外化問(wèn)題行為和內(nèi)化問(wèn)題的重要指標(biāo)抑郁—情緒作為效標(biāo)。

主觀幸福感采用簡(jiǎn)版牛津幸福感問(wèn)卷（Hills &Argyle, 2002），共8 個(gè)項(xiàng)目（如“我對(duì)我生活中的每件事都很滿意”），6 點(diǎn)計(jì)分，從“完全不符合”到“完全符合”，得分越高，表示幸福感水平越高。在總樣本中，信度指標(biāo)Cronbach’s α 為0.77。

外化問(wèn)題行為采用池麗萍和辛自強(qiáng)（2003）修訂的Achenbach 兒童行為核查表中的外化問(wèn)題行為部分，并刪除了一些青少年階段不典型的部分外化問(wèn)題行為項(xiàng)目。該量表共16 個(gè)項(xiàng)目（如“經(jīng)常打架，在學(xué)校不聽(tīng)話等”），4 點(diǎn)計(jì)分，1 代表“從不”，2 代表“偶爾”，3 代表“經(jīng)?！保?代表“總是”，得分越高，表示外化問(wèn)題行為越多。在總樣本中，信度指標(biāo)Cronbach’s α 為0.89。

抑郁情緒采用流調(diào)中心抑郁量表的中文簡(jiǎn)版（Radloff, 1991），共13 個(gè)項(xiàng)目（如“我感到消沉”）。采用0～3 分計(jì)分，0 代表“沒(méi)有”，1 代表“有一點(diǎn)（1 ～2 次）”，2 代表“有一些（3～4 次）”，3 代 表“總 是（5～7 次）”，得分越高，表示抑郁情緒水平越高。在總樣本中，信度指標(biāo)Cronbach’s α 為0.82。

2.3 數(shù)據(jù)分析

量表簡(jiǎn)化過(guò)程參考了先前研究中的基本原則和建議（Marsh, Ellis, Parada, Richards, & Heubeck,2005; Morin, Scalas, Vispoel, Marsh, & Wen, 2016），包括以下六個(gè)步驟。第一，利用樣本1 對(duì)完整版量表進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析和信度分析。第二，基于驗(yàn)證性因素分析結(jié)果進(jìn)行項(xiàng)目選擇，綜合考慮以下6 個(gè)方面：（1）項(xiàng)目最能代表要測(cè)因子結(jié)構(gòu)的要素，主要參考因子負(fù)荷；（2）項(xiàng)目存在最小的交叉負(fù)荷；（3）項(xiàng)目之間的殘差相關(guān)最小；（4）項(xiàng)目的漏答率；（5）對(duì)項(xiàng)目的內(nèi)容進(jìn)行主觀評(píng)定，確保原始問(wèn)卷的概念和測(cè)量要素的覆蓋度，確保每個(gè)因子至少有3 個(gè)項(xiàng)目；（6）要有足夠的項(xiàng)目保證信度良好。第三，利用樣本1 對(duì)簡(jiǎn)版量表進(jìn)行信效度分析。第四，利用樣本2 對(duì)簡(jiǎn)版量表進(jìn)行交叉驗(yàn)證。第五，利用樣本1 和樣本2 對(duì)簡(jiǎn)版量表的四維結(jié)構(gòu)（見(jiàn)圖1）進(jìn)行測(cè)量等值檢驗(yàn)，主要包括跨性別、年齡組和樣本（樣本1 和樣本2）的等值檢驗(yàn)。第六，通過(guò)對(duì)理論上的外部效標(biāo)來(lái)檢驗(yàn)原始版和簡(jiǎn)版量表因子的效度。此外，為了比較簡(jiǎn)版量表和完整版量表是否足夠相似，本研究參照先前研究提供的方法，計(jì)算剖面相似性指數(shù)（profile similarity index, PSI）（Morin et al., 2016），取值0～1，越接近1 表示兩個(gè)剖面越相似。

在本研究數(shù)據(jù)中，主要變量的項(xiàng)目缺失比區(qū)間為0.07%～0.89%（M=0.32%,SD=0.16%）。在模型估計(jì)中，缺失數(shù)據(jù)采用全息極大值似然估計(jì)法在Mplus7.11 進(jìn)行估計(jì)（Asparouhov & Muthén,2010）。

3 結(jié)果

3.1 完整版量表的心理測(cè)量學(xué)檢驗(yàn)

基于樣本1 的數(shù)據(jù)集，對(duì)98 個(gè)項(xiàng)目的完整版青少年積極發(fā)展量表的心理測(cè)量學(xué)指標(biāo)進(jìn)行分析，各模型的詳細(xì)擬合指數(shù)如表1 所示。

首先，完整版品格量表的四個(gè)分量表，除“毅”為單因子結(jié)構(gòu)外，其他量表“愛(ài)”（三因子：友善、愛(ài)國(guó)和孝順）、“志”（兩因子：勤奮好學(xué)和有志進(jìn)?。┖汀靶拧保▋梢蜃樱赫\(chéng)信和自律）均為多因子結(jié)構(gòu)（Chai et al., 2020），因此，在驗(yàn)證品格量表的四維測(cè)量結(jié)構(gòu)時(shí)，依據(jù)結(jié)構(gòu)方程建模中“項(xiàng)目打包”的適用原則（吳艷, 溫忠麟,2011），將四個(gè)分量表各自的潛因子得分均值作為觀察變量，進(jìn)行建模。由于分量表“毅”是單因子結(jié)構(gòu)，故通過(guò)關(guān)系平衡法（Rogers & Schmitt,2004），用三個(gè)項(xiàng)目包均值來(lái)表示其觀察變量。結(jié)果顯示，在樣本1 中，完整版品格量表的四維因子結(jié)構(gòu)擬合可以接受，因子負(fù)荷區(qū)間為0.77～0.88。其次，能力、自信和聯(lián)結(jié)量表的因子結(jié)構(gòu)也擬合良好或可以接受，項(xiàng)目因子負(fù)荷區(qū)間分別為0.49～0.85，0.55～0.79 和0.70～0.85。再次，以“品格、能力、自信和聯(lián)結(jié)”的潛在因子得分均值為觀察變量，以此來(lái)檢驗(yàn)青少年積極發(fā)展的四維測(cè)量結(jié)構(gòu)。自信量表通過(guò)關(guān)系平衡法（Rogers & Schmitt,2004），用三個(gè)項(xiàng)目包表示其觀察指標(biāo)，如圖1 所示。結(jié)果顯示，該模型擬合良好，因子負(fù)荷區(qū)間為0.65～0.91。最后，本研究計(jì)算了完整版量表在樣本1 中的信度?？紤]到信度指標(biāo)Cronbach’s α 的局限性（溫忠麟, 葉寶娟, 2011），本研究還計(jì)算了合成信度指標(biāo)McDonald’s ω 作為補(bǔ)充（McDonald,1999）。結(jié)果顯示，各量表信度良好（α=0.71～0.96,ω=0.73～0.96）。

表1 青少年積極發(fā)展量表完整版和簡(jiǎn)版的模型擬合結(jié)果

3.2 簡(jiǎn)版量表的項(xiàng)目篩選和心理測(cè)量學(xué)檢驗(yàn)

依據(jù)Marsh 等（2005）和Morin 等（2016）提供的項(xiàng)目篩選建議和過(guò)程，最終形成的簡(jiǎn)版量表共48 個(gè)項(xiàng)目，品格、能力、自信和聯(lián)結(jié)量表的項(xiàng)目數(shù)分別為24、9、6 和9。

基于樣本1 的驗(yàn)證性因素分析顯示，簡(jiǎn)版量表各項(xiàng)擬合指數(shù)及信度良好或可以接受，詳細(xì)統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。此外，信度分析指標(biāo)良好（α=0.67～0.94, ω=0.70～0.94）。同時(shí)，篩選出的48 個(gè)項(xiàng)目在兩個(gè)版本量表中的負(fù)荷值比較接近，分別在0.56～0.85 和0.57～0.88 之間；因子間相關(guān)系數(shù)也比較接近，分別在0.38～0.91 和0.35～0.86 之間。在簡(jiǎn)版和完整版量表中，基于“負(fù)荷值”和“因子間相關(guān)系數(shù)”的剖面相似性指數(shù)PSI 分別為0.93 和0.98。

3.3 簡(jiǎn)版量表的交叉驗(yàn)證

基于樣本2，對(duì)簡(jiǎn)版量表進(jìn)行交叉驗(yàn)證。結(jié)果顯示，模型擬合良好（見(jiàn)表1），信度良好（α=0.67～0.94, ω=0.70～0.94），且負(fù)荷值在0.57～0.88 之間。同時(shí)，在樣本2 中，量表因子間相關(guān)系數(shù)在0.32～0.86 之間。此外，統(tǒng)計(jì)顯示，基于樣本2 的簡(jiǎn)化版量表和基于樣本1 的完整版量表，在“負(fù)荷值”和“因子間相關(guān)”這兩個(gè)參數(shù)上的剖面相似性指數(shù)PSI 分別為0.93 和0.97。

3.4 效標(biāo)效度

基于全體樣本（樣本1 和樣本2），本研究分析了完整版和簡(jiǎn)版量表的效標(biāo)效度。結(jié)果顯示，在兩個(gè)版本量表中，各量表及總量表的得分均與主觀幸福感有顯著的正相關(guān)（r=0.56～0.68,ps＜0.001），與抑郁有顯著的負(fù)相關(guān)（r=-0.20～-0.27,ps＜0.001），與外化問(wèn)題有顯著的負(fù)相關(guān)（r=-0.24～-0.40,ps＜0.001）。此外，在量表的兩個(gè)版本中，三個(gè)效標(biāo)的剖面相似性指數(shù)PSI 分別為0.93、0.99 和0.99。

3.5 測(cè)量結(jié)構(gòu)等值檢驗(yàn)

如表2 所示，數(shù)據(jù)結(jié)果支持簡(jiǎn)版量表的四維測(cè)量結(jié)構(gòu)在性別、年齡組和兩個(gè)隨機(jī)樣本上的形態(tài)等值，即各模型擬合良好。同時(shí)，負(fù)荷等值和尺度等值也得到支持，CFI 和RMSEA的變化量均未超過(guò)建議的臨界值（Cheung &Rensvold, 2002），即ΔCFI≤0.01，ΔRMSEA≤0.015。

表2 青少年積極發(fā)展四維結(jié)構(gòu)的測(cè)量等值檢驗(yàn)（全樣本）

4 討論

4.1 量表簡(jiǎn)化過(guò)程和結(jié)果的合理性

第一，完整版量表具有良好的可靠性。Marsh 等（2005）提出，完整版量表是否具有扎實(shí)的理論基礎(chǔ)和良好的心理測(cè)量學(xué)屬性是量表簡(jiǎn)化的前提。在本研究中，Chai 等（2020）開(kāi)發(fā)的青少年積極發(fā)展量表具有穩(wěn)固的理論基礎(chǔ)，既有本土的“青少年積極發(fā)展四維結(jié)構(gòu)”（林丹華等,2017）為支撐，又借鑒了青少年積極發(fā)展的經(jīng)典模型，如“5C”模型（Lerner et al., 2015）。實(shí)證依據(jù)上，先前研究為其信效度提供了初步證據(jù)（Chai et al., 2020），同時(shí)，本研究利用大樣本數(shù)據(jù)再次證實(shí)其具有良好的信效度，是測(cè)量我國(guó)青少年積極發(fā)展的多維的有效工具。因此，完整版量表的項(xiàng)目和結(jié)構(gòu)符合量表簡(jiǎn)化的基本前提。

第二，簡(jiǎn)版量表的項(xiàng)目盡可能地覆蓋了原始量表所有的測(cè)量因子。在量表項(xiàng)目篩選時(shí)，除參考因子負(fù)荷、殘差等指標(biāo)之外，還對(duì)簡(jiǎn)化后每個(gè)因子下的測(cè)量要素是否損失進(jìn)行了核查。同時(shí)，完整版和簡(jiǎn)版量表的驗(yàn)證性因素分析、交叉效度驗(yàn)證和測(cè)量等值等分析結(jié)果也表明，簡(jiǎn)版過(guò)程沒(méi)有損失原版量表的因子結(jié)構(gòu)。總之，簡(jiǎn)化后的量表在消除高度冗余項(xiàng)目后，并沒(méi)有影響原始量表測(cè)量要素的覆蓋率。

第三，簡(jiǎn)版量表具有可以接受的信度。盡管量表簡(jiǎn)化之后，部分量表的信度系數(shù)出現(xiàn)了輕微的下降，但依然是可以接受的。具體來(lái)說(shuō)，樣本1 和樣本2 中簡(jiǎn)版量表的信度指標(biāo)α，除在生活能力維度上略低（α=0.67）外，其他量表或維度上均大于0.70。同時(shí)，合成信度指標(biāo)ω 顯示，所有量表或維度的信度良好（ω≥0.70）。因此，簡(jiǎn)版的青少年積極發(fā)展量表總體上具有可以接受的信度，可以保證測(cè)量的穩(wěn)定性、一致性和可靠性。

第四，簡(jiǎn)版和完整版量表測(cè)量的概念具有一致性。為保證這一點(diǎn)，項(xiàng)目篩選過(guò)程著重考慮了量表的測(cè)量結(jié)構(gòu)，保證其不失去關(guān)鍵因子。此外，兩個(gè)版本量表在心理測(cè)量學(xué)指標(biāo)（如負(fù)荷值、因子間相關(guān)系數(shù)和效標(biāo)）上的剖面相似性指數(shù)也較高（PSI=0.93～0.99），證明了二者測(cè)量的是同一個(gè)概念。

第五，簡(jiǎn)版盡量保留了完整版量表的因子結(jié)構(gòu)。從驗(yàn)證性因素分析的過(guò)程和結(jié)果來(lái)看，兩個(gè)版本量表的結(jié)構(gòu)是完全一致的，且每個(gè)子量表下面的測(cè)量因子并沒(méi)有損失。同時(shí)，從測(cè)量等值分析結(jié)果來(lái)看，簡(jiǎn)化后量表的四維結(jié)構(gòu)在兩個(gè)獨(dú)立樣本、不同性別以及年齡組中具有形態(tài)結(jié)構(gòu)、因子負(fù)荷和截距的測(cè)量不變性。此外，兩個(gè)版本量表在“負(fù)荷值”和“因子間相關(guān)”的剖面相似性指數(shù)均大于0.93。這些結(jié)果均說(shuō)明，簡(jiǎn)版量表保留了完整版量表的因子結(jié)構(gòu)，且具有較好的穩(wěn)定性。

第六，簡(jiǎn)版量表具有足夠的外部效度。本研究中量表的外部效度檢驗(yàn)結(jié)果與先前研究的結(jié)果具有一致性（Benson, Leffert, Scales, & Blyth, 1998;Sun & Shek, 2010），即青少年積極發(fā)展的總分、各量表得分與主觀幸福感存在顯著的正相關(guān)，與外化問(wèn)題、抑郁有顯著的負(fù)相關(guān)。此外，兩個(gè)版本效標(biāo)指標(biāo)的剖面相似性指數(shù)均大于0.90，這也再次說(shuō)明簡(jiǎn)版量表和完整版量表的外部效度是相當(dāng)?shù)摹?/p>

第七，相對(duì)于簡(jiǎn)化帶來(lái)的潛在損失，簡(jiǎn)版量表節(jié)省了時(shí)間和資源。與完整版量表相比，簡(jiǎn)版量表在保證良好信效度的基礎(chǔ)上，在項(xiàng)目數(shù)量上有了大幅縮減（減少了約一半的項(xiàng)目），這有助于減少調(diào)查研究的測(cè)評(píng)時(shí)間，進(jìn)而降低人力和財(cái)力支出?？傮w而言，簡(jiǎn)版量表?yè)p失的信息相對(duì)較少，并有利于擴(kuò)展本量表的應(yīng)用范圍。例如，較少的題目不僅使研究設(shè)計(jì)本身更加豐富和靈活，也有助于降低被試的疲勞度和厭煩感，進(jìn)而提高調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量。更重要的是，較少項(xiàng)目的簡(jiǎn)版量表將更有可能應(yīng)用于推動(dòng)青少年積極發(fā)展的跨學(xué)科研究中。

4.2 局限及未來(lái)研究

盡管本研究嚴(yán)格遵循了量表簡(jiǎn)化的基本原則，研究結(jié)果也和預(yù)期基本一致，但還是存在一定的局限。例如，該量表的完整版及簡(jiǎn)版是一套相對(duì)比較新的測(cè)量工具，目前還沒(méi)有更多的實(shí)證研究對(duì)其信效度證進(jìn)行驗(yàn)證。尤其是簡(jiǎn)版量表，未來(lái)需要更多的研究來(lái)評(píng)估其在青少年積極發(fā)展研究中的有效性和穩(wěn)定性。此外，本研究簡(jiǎn)化量表的數(shù)據(jù)僅基于一個(gè)橫斷的設(shè)計(jì)，未來(lái)還需要更多的縱向數(shù)據(jù)去進(jìn)一步檢驗(yàn)其測(cè)量結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性。

5 結(jié)論

中國(guó)青少年積極發(fā)展量表（簡(jiǎn)化版）共48 個(gè)項(xiàng)目，包括品格、能力、自信和聯(lián)結(jié)四個(gè)量表。該量表具有良好的信效度和測(cè)量等值性，可以應(yīng)用于評(píng)估我國(guó)小學(xué)高年級(jí)到高中階段青少年發(fā)展過(guò)程中的積極特性。