中小学生心理素质双因子结构的构建

武丽丽张大均程 刚

（1西南大学心理健康教育研究中心暨心理学部，重庆 400715） （2贵州师范大学教育学院，贵阳 550000）

中小学生心理素质双因子结构的构建

武丽丽1张大均1程 刚2

（1西南大学心理健康教育研究中心暨心理学部，重庆 400715） （2贵州师范大学教育学院，贵阳 550000）

尝试构建双因子模型来验证中小学生心理素质结构的理论构想。采用整群抽样法先后两次选取被试，第一次选取重庆、四川、广东各一所小学4-6年级共1607名学生，重庆、四川、湖北、江西、浙江5个省市初一到高三共2106名中学生，第二次选取重庆市潼南区五所小学4-6年级共1334名学生、北碚区两所中学初一到高三共1057名学生，尝试构建中小学生心理素质的双因子结构，同时比较双因子模型与传统维度结构模型拟合中小学生心理素质的优劣。结果表明：相比传统维度结构模型，双因子结构模型拟合数据最优。结论：双因子模型更适用于解释中小学生心理素质的结构。

心理素质，双因子模型，维度结构模型，中小学生。

1 问题提出

随着素质教育的全面推进，心理素质教育作为素质教育的重要组成部分，越来越受到研究者和教育部门的关注。素质教育的根本目标是提高学生的整体素质，学生的整体素质包含生理素质、科学文化素质、思想道德素质和心理素质。在整个素质教育里，心理素质教育占据核心地位，是德智体全面发展教育的出发点和归宿 （张大均,冯正直,郭成,陈旭,2000）。因此，从全面提高学生整体素质的角度出发，必须重视学生心理素质理论的探讨。

1.1 心理素质的内涵结构

心理素质是在中国素质教育大背景下提出的，在当下社会及学术领域使用广泛的本土化概念。在借鉴国内外相关研究的基础上，结合多年的理论与实证研究，我国学者将心理素质的基本涵义界定为：以生理条件为基础，将外在获得的刺激内化成稳定的、基本的、内隐的，具有基础、衍生和发展功能的，并与人的适应行为和创造行为密切联系的心理品质 （Zhang&Feng,2000;张大均等,2000;张大均,2012）。

心理素质是心理和行为的内容要素与功能价值的统一 （张大均,2003）。内容要素，即以生理条件为基础，将外在获得的刺激内化而形成稳定的、基本的心理品质。根据其对个体心理活动和行为实践作用的不同，又可分为认知品质和个性品质。其中认知品质是个体在认知活动中表现出来的心理品质，它是心理素质结构最基本的成分。个性品质是个体心理特征的组合，虽不直接参与对客观事物认知的具体操作，但具有动力和调节机能，居于心理素质的核心地位。功能价值，即以一定的心理特质要素 （认知品质和个性品质）为基础，个体通过与社会环境交互作用，选择、适应和改变环境，使自身与环境和谐协调的适应能力，它是心理素质结构中最能体现衍生功能的因素，也是认知特性和个性品质在个体的适应-发展-创造行为中的综合反映（张大均,2003）。

由此可知，认知品质、个性品质、适应能力是心理素质的三个不同层面，但这三个层面之间并非完全割裂，而是紧密联系的，既可互相促进共同发展，也可能相互阻碍而限制共同发展。心理素质在结构上呈现出多成分、多层次、交互性的特征 （张大均,冯正直,2004）。

目前，我国学者提出的心理素质已得到西方心理学界的认可 （Furlong,Gilman,& Huebner, 2014;Wang,Zhang,& Zimmerman,2015;Wu, Zhang,Cheng,Hu,&Rost,2015），其专业英文术语 “Psychological Suzhi”也被接受。相关研究成果被国际权威工具书 《学校积极心理学手册 （第二版）》 （《Handbook ofPositive Psychology in Schools（Second Edition）》）所介绍 （Furlong et al.,2014），该书集中反映国际学校积极心理学研究的前沿成果。这表明我国学者的心理素质研究已具有明显的国际影响力，得到了广泛的认同。

1.2 心理素质的测量

依据心理素质的理论构想和实际测量分析，张大均等建构了心理素质的结构框架并编制了相应的测量工具，如冯正直和张大均 （1999）在理论探讨的基础上，采用探索性因素分析初步构建了中学生心理素质维度，并具体化为22个因素成分，编制了信效度较好的中学生心理素质量表，比较客观全面的反映了中学生心理素质的构成成分。但研究未进行验证性因素分析，缺乏对假设因素结构契合度的检验。其次，从维度结构来看，缺乏对二阶因子的探讨。另外，量表多达207个题项，不利于施测。

近年来，随着统计工具和科学范式的不断进步，杨念 （2011）进一步采用探索性因素分析和验证性因素分析等统计方法，对中学生心理素质量表进行了修编，形成了一阶10因素、二阶3因素的高阶模型。

相应的，刘衍玲 （2001）编制了 《小学生心理素质问卷》，初步构建出包括认知、个性、适应性3个维度，14个因素的小学生心理素质结构模型，问卷采用三级计分，内部一致性信度在0.57-0.79之间，并具有较好的结构效度。问卷初步满足了小学生心理素质测量的需要，但由于当时统计方法的限制，该研究未探讨心理素质的实证结构。此外，小学生心理素质的初始问卷由108个题项组成，之后根据项目分析结果保留了66个题项，但仍不便于对小学生进行广泛施测。

基于上述问题，易雯静 （2010）以刘衍玲（2001）编制的 《小学生心理素质问卷》为基础，采用因素分析法探讨小学生心理素质的结构，修编了符合心理测量学标准的小学生心理素质问卷，形成了一个一阶13因素、二阶3因素的多维度多层次结构模型。

但修编后的中小学生心理素质问卷仍存在以下问题：首先，以往研究虽采用传统因素维度模型验证了心理素质高阶因子结构的合理性，但均为分维度进行验证，所得到的题项在很大程度上只能反映所属维度的特征，而难以反映心理素质的整体全貌。并且从模型的拟合指数来看，拟合结果均一般。这表明以往对心理素质结构的验证难以得到令人信服的证据。其次，先前研发的学生心理素质问卷通常直接将各分维度相加合成总分，操作简单，但忽略了维度之间的差异性。并且将分维度直接相加来代表整体心理素质，未考虑到心理素质的有机整体性，所形成的并非整合性的量表，故不能较好的反映心理素质的内涵结构。最后，由于统计方法的局限，之前编制的测量工具大都存在题项过多、不利于对中小学生施测的问题。

1.3 双因子模型及其特点

双因子模型的思想最早见于Spearman（1927）的智力二因素说，他根据智力测验相关的研究将智力分为g因素 （一般因素）和s因素 （特殊因素）。后Holzinger和Swineford（1937）正式提出了双因子模型 （bifactor model）。虽然双因子模型的提出至今已有70多年，但直到近年来才被广泛用于解决心理学领域的维度分析问题 （Reise,Moore,& Haviland,2010）。目前在心理健康、人格、智力等领域，有研究者比较了传统结构模型和双因子模型，结果发现双因子模型的拟合数据明显优于传统维度结构模型，能更好地说明测验编制所依据的理论模型 （Brunner,Nagy,&Wilhelm,2012;Golay &Lecerf,2011;Reise,Morizot,&Hays,2007;曹亦薇,顾秋艳,2010）。Reise等人指出双因子模型作为传统维度模型的补充，可以帮助解决数据维度选择等问题，这为我们探究心理素质结构提供了新的视角 （Reise et al.,2007）。

双因子模型用一般因子 （general factor）反映多个维度的共同性，用特殊因子 （specific factor）解释维度之间的差异 （Chen,Hayes,Carver,Laurenceau, &Zhang,2012;Chen,West,&Sousa,2006;Reise, Scheines,Widaman,&Haviland,2013）。两种因子处在同一测量水平上，其区别在于一般因子反映所有题目的共同性，而特殊因子的测量范围相对较小，反映部分题目的共同性。它的独特之处在于：存在于各个特殊因子下的项目同时隶属于一个一般因子，并且一般因子和特殊因子之间以及特殊因子之间为正交。双因子的这一特性使得研究者可以直接通过因子负荷值来判断作用大小，并可以通过比较一般因子、特殊因子在共同因子变异中所占的比例，来反映一般因子和特殊因子的相对强度。因此，双因子模型有助于确定心理素质的潜结构，这对验证心理素质的理论构想以及提高中小学生的心理素质水平有重要影响。

1.4 心理素质测量中引用双因子结构的可行性分析

从理论分析的角度来看，认知品质、个性品质是心理素质的内容要素，适应能力是以内容要素为基础衍生形成的功能性要素，不同的要素表现出各自领域的独特性 （认知品质是心理素质的基本成分，个性品质是心理素质要素的动力成分，适应性则体现心理素质的功能价值），同时要素之间相互作用、动态协调发展，共同构成心理素质这一自组织系统。从实证研究的结果来看，认知维度、个性维度、适应能力维度之间具有中等程度的相关，这表明存在一个共同的因子 （Reise et al.,2010），因此我们将这一共同因子命名为一般心理素质，三个特殊因素分别为认知品质、个性品质、适应性品质。

从上述理论分析可看出，心理素质的潜结构与双因子模型非常吻合，双因子模型有助于我们更准确的揭示心理素质的本质。因此，本研究旨在尝试构建中小学生心理素质的双因子结构并验证其合理性，同时比较双因子模型与传统维度结构模型拟合中小学生心理素质的优劣，为心理素质的理论构想提供实证证据，并为之后编制更优的测量工具提供理论支撑。

2 研究方法

2.1 研究对象

样本一：为简化中小学生心理素质问卷，采用整群抽样，选取重庆、四川、广东3个省市各一所小学4-6年级共1607名学生，其中男生812名，女生795名，年龄范围在10-13岁之间 （10.62± 1.19）。重庆、四川、湖北、江西、浙江5个省市各选区一所中学共2106名学生，样本分布为初一373人，初二337人，初三342人，高一356人，高二346人，高三352人。

样本二：为构建中小学生心理素质的双因子结构，选取重庆市潼南区5所小学，其中包括2所城市小学，2所乡镇小学和1所农村小学，施测4-6年级小学生，获有效问卷1334份 （有效回收率98.2%），具体样本分布为四年级455人，五年级427人，六年级452人。选取重庆市北碚区两所中学 （一所重点中学和一所普通中学）共1057名学生，其中男生493名，女生564名，初一到高三年级的学生分别为245，132，190，197，133，160。被试年龄范围为10-19岁 （14.52±1.80岁）。

2.2 测量工具

2.2.1 小学生心理素质问卷

采用刘衍玲 （2001）编制的小学生心理素质问卷对样本一的小学生被试进行施测。该问卷包含66个题项，由认知、个性、适应性三个分问卷组成，采用三级计分方式，本研究中，三个分问卷和总问卷的Cronbach′s α系数在0.80-0.85之间。

2.2.2 中学生心理素质问卷

采用杨念 （2011）修编的中学生心理素质问卷对样本一的中学生被试进行施测。问卷同样由认知、个性、适应性三个分问卷构成，共118个题项，采用五级计分。本研究中，三个分问卷和总问卷的Cronbach′s α系数在0.83-0.87之间。

2.2.3 小学生心理素质问卷 （简化版）

对刘衍玲 （2001）编制的小学生心理素质问卷进行简化，项目筛选的方法为：通过项目分析、探索性因素分析结果，分别选取能够代表认知维度、个性维度、适应性维度且因子负荷大于0.30，不存在跨负荷的题项。最终形成包含27个题项的简化版测量工具，其中认知维度、个性维度、适应性维度均为9个题项，问卷采用五级计分方式。

2.2.4 中学生心理素质问卷 （简化版）

对杨念 （2011）修编的中学生心理素质问卷进行简化。项目筛选的方式同小学生心理素质问卷（简化版），最终形成的中学生心理素质问卷 （简化版）包含24个题项，每个维度均为8个题项，问卷采用五级计分方式。

2.3 模型建构

以往研究只验证了心理素质高阶结构的合理性，并没有考虑其他结构模型的可能性。因此，为了更好的揭示中小学生心理素质的结构，我们构建以下四类验证性因素分析模型：单因子模型（M1），允许每个题项负荷于单一的潜变量即心理素质上；一阶3因子模型 （M2），不同特性的题项分别负荷于3个单独的因子上，3个因子之间彼此相关；二阶模型 （M3），用一个高阶因子 （心理素质）对3个一阶因子之间的相关进行解释；双因子模型 （M4），负荷于各个特殊因子的题项同时负荷于一个一般因子，并且3个特殊因子之间以及特殊因子与一般因子之间彼此不相关。

2.4 统计方法

探索性因素分析在SPSS 22.0上运行，采用主成分法提取因子，同时使用方差极大化正交旋转。

经探索性因素分析挑选的题项使用样本二进行验证性因素分析，验证性因素分析采用稳健极大似然估计法在Mplus 7.0上运行。验证性因素分析模型的评价指标如下：CFI（comparative fit index）、TLI（Tucker-Lewis index）、RMSEA（Root Mean Square Error of Approximation）以及信息指数AIC（Akaike′s information criterion）和样本校正 BIC（Adjusted-Bayesian information criterion） （Kline, 2010）。CFI和TLI的建议参考值为大于0.9，其值越大越好；RMSEA的建议参考值为0.08或0.05（Hu&Bentler,1999），数值越小代表模型拟合越好。AIC和样本校正BIC可用于评价多个嵌套和非嵌套竞争模型的优劣，其数值越小代表模型拟合越好 （Vrieze,2012）。模型之间的BIC差值在10以上时，说明模型之间有实质性的差异 （Raftery, 1995），AIC也有类似的标准。

双因子模型中，每个题项同时负荷于2个潜变量，题项变异可分解为一般因子、特殊因子的变异和误差变异。因此，使用传统的Cronbach′s α系数评价问卷的同质性并不合适 （Sijtsma,2009）。ω系数是基于模型的信度估计指标，在双因子模型中，可采用ωh系数来衡量同质性，它表示测验分数方差中，一般因子分数方差所占的比例（Brunner et al.,2012）。公式 （1）如下 （Zinbarg, Revelle,Yovel,& Li,2005;Reise,Bonifay,& Haviland,2012）。

其中λg为一般因子上的负荷值，λs1，λs2…λsp是在特殊因子上的负荷值， （1－h2）代表每个题项的测量误差。

双因子模型的单维性程度通过解释公共方差比例 （Explained Common Variance,ECV）来衡量（Bentler,2009;Ten Berge&Sočan,2004）。它表示一般因子在公共方差 （一般因子和特殊因子方差之和）中所占的比例。公式 （2）表达如下：

其中λg2为一般因子上的负荷平方和，为第K个特殊因子上的负荷平方和。高ECV说明一般因子占有主导地位，能够解释大部分公共方差，可作为单维度的依据。相应的，如果一般因子的ECV较低，那么表明特殊因子解释大多数公共方差。但值得注意的是，高ECV并不一定反映测量工具中一般因子的可靠性 （Reise,2012），所以需要将两个指标ECV和ωh系数结合起来。

3 结果

3.1 中小学生心理素质的模型拟合结果及比较

通过比较以下四个验证性因素分析模型来确定中小学生心理素质的结构。各模型数据拟合的结果如表1、表2所示。

表1 小学生心理素质的各模型拟合指数汇总表

表2 中学生心理素质的各模型拟合指数汇总表

从表1、表2中可以看出，在中小学生心理素质的各模型中，单因子模型 （M1）的拟合指数最不理想。一阶3因子模型 （M2）和二阶模型（M3）的拟合指数均处于临界水平，双因子模型的各项拟合指数最优，均达到了推荐值。进一步从模型比较的角度来看，由于一阶3因子模型与双因子模型不属于嵌套关系，因此不能采用卡方差异检验（似然比检验）进行比较。根据BIC差异来看，表1中△BIC=101.55＞10，表2中△BIC=87.57＞10，故双因子模型拟合显著优于一阶3因子模型。双因子模型与二阶模型相比较，由于两者具有嵌套关系，且二阶模型嵌套于双因子模型 （Reise,2012），所以可采用卡方差异检验进行模型比较，结果表明双因子模型拟合显著优于二阶模型 （小学生:△χ2= 231.39（△df=24），p＜0.01;中学生:△χ2=152.85（△df=21）,p＜0.01）。因此，从模型拟合的角度来看，双因子模型优于其他三个模型。

3.2 中小学生心理素质双因子模型的因子负荷

中小学生心理素质的模型2中认知与个性因子之间的相关分别为0.77，0.61；认知与适应性因子之间的相关分别为0.58，0.62；个性与适应性因子之间的相关分别为0.63，0.58，这一结果表明了一般因子的存在。中小学生心理素质双因子模型的标准化因子负荷结果分别呈现在表3、表4中。

从表3、表4可以看出，在中小学生心理素质的双因子模型中，各题项在G因子上的负荷量在0.3至0.66之间，且在0.001水平上显著，表明了一般心理素质的存在，它可以解释所有题项的共同变异。另外，多数题项在一般因子上的负荷均高于在特殊因子上的负荷，仅个别题项在特殊因子上的负荷高于在一般因子上的负荷，如小学生心理素质问卷 （简化版）的条目14、16、26，中学生心理素质问卷 （简化版）的条目17、20、22，表明大多数项目总能被一般因子更好的解释，而个别题项除了反映一般心理素质外，更体现出各自领域的特点。

3.3 中小学生心理素质双因子模型中的信度估计与因子解释方差比例

通过公式 （1） （2）计算的结果可知，在小学生心理素质的双因子模型中，一般因子的信度ωh为0.81，即81%的方差是由一般心理素质产生。相对于一般因子，特殊因子的信度ωs都较低，分别为0.22，0.25，0.22。一般因子在公因子方差中的比例为69%，另外3个特殊因子的方差比例分别为10%，12%，9%。在中学生心理素质的双因子模型中，ωh为0.85，ωs分别为0.13，0.12，0.32，一般因子在公因子方差中的比例为76%，3个特殊因子的方差均较低，分别为6%，5%，13%。高ωh和一般因子的高ECV表明了一般心理素质的可靠性和较高强度。

表3 小学生心理素质双因子模型的标准化因子负荷

4 讨论

本研究探讨了中小学生心理素质的潜结构，首次将双因子模型引入心理素质的研究领域，通过理论分析以及与传统维度结构模型的比较，证明了中小学生心理素质双因子结构的合理性。

心理素质是一个多因素、多侧面的自组织系统（张大均,刘衍玲,郭成,2004），这不仅体现了心理素质的特殊性，也反映了心理素质的整体统合性。即不同的侧面具有各自领域的独特性，同时又具有共同的特征，心理素质的这一潜结构与双因子模型的预期非常吻合。以往研究大多采用高阶模型来分析中小学生心理素质的结构，用高阶因子解释各个维度背后的共同变异，用低阶因子的残差来解释各个维度的特殊变异，虽然分离了共同效应和特殊效应，但仍限制了对维度独特性的研究。而双因子模型在探讨特殊因子的作用时具有独特的优势，不仅可以通过因子负荷直接检验特殊因子与题项的关系，还可以评估各特殊因子在整个心理素质构念中的地位。各因子之间为正交，有利于进一步考察特殊因子对效标的独立预测作用 （Chen et al., 2006;Reise et al.,2010）。

表4 中学生心理素质双因子模型的标准化因子负荷

从素质教育的要求来看，我们既关注学生认知品质、个性品质、适应性等心理品质的发展，更重视心理素质整体性的发展。中小学生心理素质教育的基本目的在于培养学生健全的心理素质，重视心理素质的整合性，即一般心理素质 （张大均等, 2000;张大均,2006）。当研究者希望同时考察共同因子和特殊因子时，双因子模型具有潜在的适用性（Chen et al.,2006），双因子模型允许条目同时负荷于一般因子和其所属的特殊因子，所以可通过负荷值直接判断作用大小。因此，构建心理素质的双因子模型有助于研究者对这两方面的发展进行科学合理的探讨。另外，在评估中小学生心理素质的发展状况时，研究者会考察个体在年龄、性别、年级等方面的差异。而双因子模型可以检验一般因子和特殊因子在不同组之间的均值差异 （Brunner et al.,2012;Chen et al.,2006）。

本研究对原有的中小学生心理素质问卷进行了简化，对简化后的问卷进行验证性因素分析，通过比较单因素模型、一阶三因素模型、二阶模型和双因子模型的数据拟合优劣来确定中小学生心理素质的结构。模型比较的结果与以往研究基本一致（Reise et al.,2007;Brunner et al.,2012;Golay& Lecerf,2011;曹亦薇,顾秋艳,2010），单因子模型的拟合最不理想，双因子模型的拟合较其他竞争模型更好，表明双因子模型最能够代表中小学生心理素质问卷 （简化版）的结构。对中小学生心理素质双因子模型的信度与因子方差解释比例进行检验，结果发现中小学生心理素质的一般因子分别能够解释总分方差的81%，85%，解释公共方差的69%，76%，并且各题项在一般因子上均有较高的载荷值，这一结果强有力的支持了一般心理素质的存在及其主导地位，表明它能够很好的解释心理素质总分 （De Bruin&Du Plessis,2015）。与之相比，特殊因子的ωs和ECV相对较低，能够解释12%-32%的总分方差和5%-13%的公共方差，表明在控制了一般因子的影响后，三个特殊因子能够测量心理素质的不同方面。因此，本研究数据分析的结果也验证了中小学生双因子结构的科学性。

鉴于中小学生心理素质双因子结构的合理性，在以后的研究中可沿用双因子结构优化测量工具，从而推动中小学生心理素质的研究。同时本研究将双因子模型引入中小学生心理素质也拓宽了双因子模型的应用领域。但仍存在一些不足之处，需要在未来研究中进一步完善。虽然本研究的样本量较大，但选取样本的区域、学生类型有限，所以为了提高结果的可靠性，还需要进一步在全国大样本中加以验证，同时将特殊背景下的学生群体 （如留守儿童）考虑在内。另外，本研究比较了不同模型的拟合结果，也验证了中小学生心理素质双因子模型的信度，但要进一步证明双因子结构的有效性，还需要检验心理素质的一般因子、特殊因子与外部效标的关系，以确定心理素质双因子模型中因子的预测效度。

5 结论

本研究通过理论分析和模型比较验证了中小学生心理素质双因子结构的科学合理性，为中小学生心理素质的理论构想提供了实证证据。中小学生心理素质问卷 （简化版）既测量了一般心理素质，解决了之前没有整合量表的缺陷，统合了中小学生心理素质的全貌，同时也测量了它的三个组成部分认知、个性和适应性，证明了形成分量表的可行性。这对未来中小学生心理素质的深化研究和实践具有重要的意义。

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Preliminary Study on Bifactor Structure of Primary and Secondary Students′Psychological Quality

Wu Lili1,Zhang Dajun1,Cheng Gang2
(1 Faculty of Psychology,Research Center of Mental Health Education,Southwest University,Chongqing 400715；2 School of Educational Science,Guizhou Normal University,Guiyang 550000）

Our study attempted to examine the factor structure of psychological quality using bifactor analysis to evaluate a general psychological quality factorand the three group factorsthatcorrespond with cognitivequality, individuality and adaptability.Method:cluster sampling was adopted to select 1607 pupils from three primary schools in Chongqing,and 2106 middle school students from 5 provinces(Chongqing,Sichuan,Hubei,Jiangxi and Zhejiang).The second time we surveyed 1334 pupils from 5 primary schools in Tongnan district of Chongqing city, Sichuan and Guangzhou and 1057 students from 2 middle schools in Beibei district of Chongqing city.Bifactor and traditional hierarchical factor models were compared.Results:The bifactor model fitted the data significantly better than both the first-order three-factor and second-order three-factor models.Conclusion:Bifactor modeling potentially provides a solid foundation for conceptualizing the construct of pupil′s and middle school students′psychological quality,constructing measures,and evaluating the measure′s psychometric properties.

psychological quality,bifactor model,traditional hierarchical factor models,primary and middle school students.

B844

2016-10-18

西南大学研究型学部建设重点项目 （2016-2017）。

张大均，E-mail：zhangdj@swu.edu.cn。