中文版心理幸福感量表在殘疾人群體中的修訂及應用

朗瑞 王予靈 李祚山

(1 重慶安全技術職業(yè)學院，重慶 404020) (2 清華大學社會科學學院，北京 100084) (3 西南大學心理學與社會發(fā)展研究中心，重慶 400715) (4 重慶師范大學應用心理學重點實驗室，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”的實現。習近平總書記曾在致中國殘疾人福利基金會的賀信中指出：“殘疾人是一個特殊困難的群體，需要格外關心、格外關注。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宗旨的重要體現，是我國社會主義制度的必然要求(中共中央文獻研究室編, 2016, p.142)?！?隨著積極心理學的興起，殘疾人心理學的關注焦點逐漸由病理視角轉為優(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)。一些國內學者也敏銳把握了這一趨勢，對殘疾人的主觀幸福感進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，中國學者仍缺乏對殘疾人心理幸福感的關注。不同于傳承自享樂論(Hedonic)哲學觀(“快樂即幸福”)的主觀幸福感(Diener, 1985, 2012)，心理幸福感(Ryff, 1989, 2014)淵源于實現論(Eudaimonic)哲學觀(“至善即幸福”)，強調個人潛能的實現。十九大報告指出：“中國特色社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經轉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”(習近平,2020)。殘疾人的心理需求也是隨時代發(fā)展的，我們不應滿足于僅僅實現殘疾人基本生存需要和淺層次的心理需要，更要關注殘疾人的潛能開發(fā)和自我實現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狀具有重要意義。

具有良好心理測量學指標的工具是研究殘疾人心理幸福感的重要基礎。Ryff團隊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、個人成長、積極人際關系、生活目的、自我接納等六個維度，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用(Ryff, 2014)。相比主觀幸福感，心理幸福感是一個更復雜的構念，其結構在不同文化、不同群體中可能存在一定差異(Chen et al., 2013)。國內研究者已在城市居民(邢占軍, 黃立清, 2004)、大學生(崔春華等, 2005)、中學教師(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)等群體進行過Ryff心理幸福感量表的中文版修訂。其中，只有兩項研究(Chan et al., 2019; Li, 2014)驗證了Ryff的六因子結構，其余研究均無法復現Ryff的六因子結構。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的量表進行驗證和修訂。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題版的題項過多、被試負擔重，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，在殘疾人群體中展開修訂和測量。另外，在人口學變量上，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測作用。

2 方法

2.1 對象

樣本1：通過殘聯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：在某特殊教育學校、便利抽取一個班級(年齡皆在25歲及以下，皆未婚)的殘疾人樣本，間隔四周進行重測，獲得40份有效匹配數據。其中男性22人，女性18人；城鎮(zhèn)21人，農村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)為本研究的修訂藍本。該版本由香港中文大學研究團隊(Chan et al., 2019)經標準雙翻程序得到(并曾以此為基礎在青少年群體進行修訂，得到24題版的心理幸福感量表)，且經過Ryff的審定。本研究中，題項由作者與Ryff郵件索取而來，經授權使用。量表包含引言中提到的六個維度，各七題，6點計分(1=很不同意，6=非常同意)，部分題目反向計分。為便于殘疾人理解，先進行小規(guī)模試測，對部分條目的表述進行了一定修正，并經專攻殘疾心理學的專家認定適合向殘疾人群體施測。

2.2.2 主觀幸福感量表

本研究的效標問卷。由生活滿意度和情感量表兩部分構成。生活滿意度量表由Diener(1985)編制，包括五個題目，要求被試評價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點計分方式(1至7滿意程度依次增加)。情感量表(Affectometer 2, AM2; Kammann & Flett, 2011)包含20個題目測査正向情感(PA)和負向情感(NA)兩個維度。采用5點計分方式(1=表示很不符合，5表示很符合)，兩個維度得分分別計算。本研究中(樣本2)，SWLS、PA、NA及總量表的內部一致性信度分別0.85、0.88、0.88和0.93。

2.3 研究程序

通過殘聯等渠道，結合實地發(fā)放和網絡等方式施測。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(實地施測雷同卷；網絡施測時間過短卷)后統(tǒng)計處理。首先，通過對樣本1進行項目分析和驗證性因素分析(CFA)對量表的條目及結構進行檢驗。在CFA不能良好擬合的情況下，通過探索性因素分析(EFA)重新進行結構探索，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行CFA，并進行聚斂效度和區(qū)分效度分析、效標效度分析和內部一致性信度分析；另通過樣本3進行重測信度分析。此外，利用樣本2的數據進行殘疾人心理幸福感現狀的描述及其在人口學變量上的差異檢驗。

2.4 統(tǒng)計處理

采用SPSS 20.0進行項目分析、探索性因素分析、信度分析，采用Mplus 7.4進行驗證性因素分析。

3 結果

3.1 項目分析

(1)題總相關。C-PWBS-42各題項與所屬維度的相關系數均在0.51～0.75之間。(2) 項目鑒別力指數。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量表各項目上的平均數差異。結果顯示，所有題項的組間差異均在0.001水平上顯著。

3.2 效度分析

3.2.1 結構效度

樣本1的驗證性因素分析結果表明，42題版心理幸福感量表(C-PWBS-42)的結構效度不佳(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構。

表1 中文版心理幸福感量表的驗證性因素分析結果

采用主成分分析法、方差極大正交旋轉法抽取因素，生成特征根大于1的因子6個，累積方差解釋率為51.16%。KMO=0.90, Bartlett球形檢驗χ2=6380.25,df=861,p<0.001，說明適合進行因素分析。由于初次探因結果存在雙重負荷、部分題項因子符合低等問題，結合吳明隆(2010)介紹的方法，使用無限定抽取共同因素法進一步對數據進行探索性因素分析。依照以下原則篩檢題目：(1)刪除共同度低于0.3的題項；(2)刪除因素負荷小于0.4的題項；(3)刪除存在雙重負荷(雙重負荷均在0.3以上且負荷之差小于0.3)的題項。(4)保證一個因子內部至少有三個及以上題目，且因子項目內容一致性較高。依據以上標準進行后續(xù)探因，均采用逐一刪除準則。經反復探索嘗試，最終得到了總方差解釋率達57.37%的清晰4因子結構(16個題項)，該次探因KMO=0.84, Bartlett球形檢驗χ2=1558.64,df=120,p<0.001，項目因素負荷均在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果(n=352)

結合題項將四個因子分別命名如下：(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系因子和生活目的因子，且上述題目全部為反向計分，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。三題源自原量表個人成長因子，兩題源自生活目的因子，綜合考慮題項內容，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系因子，兩題源自原量表自我接納因子，根據題項內容，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的驗證性因素分析結果(表1)顯示：最新形成的16題版C-PWBS具有良好的結構效度。

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，四個因子的組合信度在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，四個因子的AVE平方根在0.66～0.78之間，各因子之間的相關在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(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的因子相關矩陣及描述性統(tǒng)計 (n=513)

3.2.3 效標效度

對樣本2的相關分析發(fā)現，主觀幸福感總分與心理幸福感總分的積差相關系數為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、負向情感)高度相關(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(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(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(0.52, 0.77, -0.72)。上述結果表明：(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”的不同側面。

3.3 信度分析

如表4所示，C-PWBS-16具有良好的內部一致性信度，總分的內部一致性信度為0.89，各維度的內部一致性信度分別0.71～0.83之間。間隔四周的重測結果表明，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間穩(wěn)定性。

表4 C-PWBS-16的信度

3.4 人口學變量差異分析

(1)性別。如表5所示，獨立樣本t檢驗表明，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)的分數上均顯著高于男性(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)的分數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)的分數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)進行修訂。修訂后的量表共16題(C-PWBS-16)，較為簡短，相對更加經濟，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)和自主四個因子，結構效度、聚合效度、區(qū)分效度、效標效度均良好；總量表和各因子的克隆巴赫α系數在0.71～0.89之間，重測信度在0.76～0.93之間，具有良好內部一致性和跨時間的穩(wěn)定性。總之，C-PWBS-16具有良好的心理測量學指標，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構和Ryff六因子結構重合的維度是環(huán)境掌控和自主；與Ryff六因子結構不同的是，個人成長和生活目的整合為“生命成長”， “積極人際關系”和“自我接納”整合為積極心態(tài)。Ryff的六因子結構在不同文化、不同群體上的穩(wěn)定性一直飽受質疑(Chen et al., 2013)，本研究通過殘疾人樣本得到的四因子結構更為清晰、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注殘疾人的主觀幸福感，本研究則在新時代背景下，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)現殘疾人心理幸福感在人口學變量上呈現以下顯著差異：(1)性別差異。女性殘疾人的心理幸福感更強，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，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，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，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(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)現心理幸福感存在性別差異。考慮到心理幸福感與主觀幸福感的構念分別源自“實現論”和“快樂論”，有著不同的理論基礎，所以很難將前人對殘疾人主觀幸福感的研究結果與本研究對殘疾人心理幸福感的研究結果進行直接比較。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)。

上述結果中需要重點解釋的是殘疾等級差異。本研究的結果似乎與常識相悖：難道不應該是身體受限程度更大的個體更不幸福嗎(姜楊等, 2020)？為什么重度殘疾者反而報告的幸福程度更高？殘疾程度與幸福感的關系尚無定論(貴永霞等, 2009)，以主觀幸福感的研究為例，確有研究報告身體受限程度更大的個體有著更高的生活質量和滿意度(Fátima et al., 2007)，據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重要的預測因素，社會各界往往會為重度殘疾者提供更多的物質保障和精神支持，而對輕度殘疾者的關愛相對缺乏。因此，未來的研究者應重視對輕度殘疾者的研究，同時在實踐領域加強對輕度殘疾者的心理關懷。

5 結論

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。