青少年相对剥夺感量表的编制与信效度检验

田云龙 喻承甫 路 红 贺 雯 刘 毅

（1 上海师范大学教育学院，上海 200234；2 广州大学教育学院，广州 510006；3 广东白云学院，广州 510450）

1 前言

相对剥夺感这一概念最早于1966 年正式提出，是个体在社会比较的过程中形成的主观体验（Smith， Pettigrew， Pippin， ＆ Bialosiewicz， 2012）。随后几十年中，相对剥夺感理论得到了不断的发展，诸多学者对相对剥夺感的概念、 理论以及应用做出了进一步的探讨和扩展， 将之纳入更大的社会比较理论、归因理论、社会认同理论等理论框架内，并将其应用于心理学、社会学等多个学科的研究中（鲍学峰 等 ， 2016； Folger ＆ Martin， 1986； Mummendey， Kessler， Klink， ＆ Mielke， 1999）， 以此来解释包含敌意、 攻击行为 （Greitemeyer ＆ Sagioglou， 2017）等在内的广泛的心理、社会现象。 同时，现有的研究发现，相对剥夺感广泛存在于不同群体的各个年龄段中（Pettigrew， 2016）。 而青少年正处于成长的关键阶段， 研究青少年的相对剥夺感将有助于深入探索其社会化过程， 疏导其心理困扰与问题。

相对剥夺感是指个体或群体通过与参照群体横向或纵向比较而感知到自身处于不利地位， 进而体验到愤怒和不满等负性情绪的一种主观认知和情绪体验（熊猛， 叶一舵， 2016）。 当个体的实际利益确实减少时，固然容易产生较高的相对剥夺感，但当自身利益实际增加时也可能会产生相对剥夺感（Smith et al.， 2012）。 这是由于，基于社会比较而形成的相对剥夺感与以实际劣势处境为特征的绝对剥夺有本质的不同，它强调的是：人们认为自己相较于其他群体被剥夺了渴望得到的或应当得到的东西， 这种经验来源于比较的过程而非实际所得 （Smith et al.，2012）。 在这个意义上， 相对剥夺感理论（relative deprivation theory）假定的是一种个体自认为不足的主观心理状态，也正是这种状态塑造了个体的认知、情感和行为（Smith et al.， 2012）。根据这些特点，有学者指出，如果个体只是认识到所存在的某些现状，而没有产生相应的情绪反应或受到一定影响， 便不能武断地认为其产生了相对剥夺感。在此基础上，研究者们提出相对剥夺感的认知-情感两因素模型（Pettigrew， 2016； Smith et al.， 2012）。 该理论模型也在随后的研究中得到了越来越多的认可， 并在测量中纳入了认知与情感两种成分， 同时指出相对剥夺感所关注的核心是个体在认识到不利地位时所产生的情感反应， 而不仅仅是对地位的认知（Pettigrew， 2016； Smith et al.， 2012； Webber， 2007）。

尽管相对剥夺感的理论从最初提出到如今经历了数十年的发展， 但现有的测量工具并不能满足不同群体的需求。 由于相对剥夺感是在社会比较中产生的，必然受到每个社会群体在比较对象、比较内容上所带有的自身特征的影响。 如在民族研究中以族群为比较对象（Osborne ＆ Sibley， 2013），在职工研究中以同事为比较对象（Smith et al.， 2012）。 现有研究中， 国内外学者针对相对剥夺感的研究主要关注于成年人或大学生群体 （熊猛， 叶一舵， 2016；丁倩， 唐云， 魏华， 张永欣， 周宗奎， 2018； Osborne ＆ Sibley， 2013）以及流动儿童这一特殊群体（叶一舵， 熊猛， 2017）。 但针对普通青少年群体的研究较为匮乏，且并未形成有效的、适用于我国普通青少年群体的测量工具。

大量关于相对剥夺感的研究表明， 相对剥夺感是包含个体-群体、 认知-情感两个对应维度的结构。然而，青少年指的是一个发展阶段而非进行社会比较的特定群体。 这意味着青少年并不适合作为一个独立的群体与某个相对应的年龄群体作比较。 鉴于青少年的发展特点及生活环境， 本研究计划编制个体层面的青少年相对剥夺感量表来测量青少年所体会到的相对剥夺感水平， 用以研究更为广泛的青少年群体， 为后续研究提供具有良好信效度指标的研究工具。

2 方法

2.1 被试

样本1：采用方便取样法向广东省、河南省共六所普通公办中学的初一、初二、高一、高二共四个年级的在校学生发放初测问卷600 份。 其中， 广东省400 份，河南省200 份，总计收回问卷 579 份，剔除存在规律回答、胡乱回答、多题漏答等问题的问卷，最终获得有效问卷526 份，问卷有效率90.85%。 所有 526 名有效被试中，男生 284 人，占比 53.99%，女生 242 人， 占比 46.01%。 其中， 初一学生占比19.20%（101 人），初二学生占比 30.60%（161 人），高一学生占比 35.17%（185 人），高二学生占比 15.02%（79 人）。 该被试样本用于对初测量表进行项目分析与探索性因素分析。

样本2： 向广东省5 所普通公办中学发放450份问卷，其中收回问卷392 份，剔除规律作答、胡乱作答及多题漏答的问卷，共计获得有效问卷362 份，问卷有效率为92.35%。其中，男性被试188 人，占比51.9%，女性被试 174 人，占比 48.1%，平均年龄为14.21 岁，年龄范围为 10～19 岁；在年级分布上，初一学生占比 11.05%，初二学生占比 25.69%，初三学生占比 18.23%，高一学生占比 12.15%，高二学生占比32.87%； 家庭人均月收入在3000 元以下的占比52.03%， 在 3000～8000 元之间的占比 32.88%，在8000 元以上的占比15.09%。 该被试样本用于对样本一所形成的青少年相对剥夺感正式量表进行验证性因素和信效度分析。

样本3： 向广东省4 所普通公办中学发放500份问卷，收回问卷453 份，剔除规律作答、胡乱作答及多题漏答的问卷，共计获得有效问卷431 份，问卷有效率为 95.14%。 其中， 男性被试 235 人， 占比54.52%，女性被试 196 人，占比 45.48%，平均年龄为15.04 岁，年龄范围为 11～19 岁；在年级分布上，初一学生占比 12.06%，初二学生占比 26.91%，高一学生占比 22.51%，高二学生占比 38.52%；家庭人均月收入在 3000 元以下的占比 47.79%， 在 3000～8000元之间的占比 38.95%， 在 8000 元以上的占比13.26%。 样本三用于对正式量表的效标效度进行检验。

2.2 研究工具

本研究中编制的青少年相对剥夺感量表共包含12 个条目，其中认知相对剥夺感和情感相对剥夺感各包含 6 个条目，采用 5 点计分，1＝非常不同意，5＝非常同意。

相对剥夺感量表修订自马皑（2012）编制的相对剥夺感问卷， 该问卷被多项研究所采纳 （丁倩等，2018； 高峰强， 杨华勇， 耿靖宇， 韩磊， 2017）。 由于原问卷用于测量成年被试的相对剥夺感，因此本研究对部分条目的表述做出修订，以适应青少年的认知和发展特点。该问卷包括4 个题项，采用5 点评分，要求被试评价题目描述与自己实际情况的相符程度，1＝非常不符合，5＝非常符合。计算总分为量表最终得分，得分越高代表被试的剥夺感越强。 在本研究中，该问卷的内部一致性 Cronbach’s α 系数为 0.60。

使用Diener 等人（1985）编制的生活满意度量表，共包括5 个题项，如：“我的生活在大多数方面都接近于我的理想。 ”问卷采用5 点评分，要求被试评价题目描述与自己实际情况的相符程度，1＝非常不符合，5＝非常符合。 计算均分为问卷的最终得分，得分越高代表被试的生活满意度越高。本研究中，该问卷的内部一致性 Cronbach’s α 系数为 0.80。

2.3 初测问卷编制

本研究基于对现有文献的分析、 行为事件访谈与开放式问卷的调查结果确定青少年相对剥夺感的理论模型。 具体内容为：（1）通过对国内外相关的理论研究进行回顾， 确定青少年相对剥夺感的认知-情感双维度结构以及测量相对剥夺感的边界条件（熊猛， 叶一舵， 2016； 孙灯勇， 郭永玉， 2016；Gaskell ＆ Smith， 1984； Smith ＆ Pettigrew，2015； Smith et al.， 2018），并在此基础上制定访谈提纲。 （2）从广东省三所中学选取13 名学生进行访谈，其中男生7 名，女生6 名。访谈采用半开放形式，提纲为：你认为自己目前的生活怎么样，有没有在哪些方面不满意？如果有，体现在什么地方？ 与你的朋友们相比，你觉得自己的生活怎么样？你和他们的差异体现在哪些方面？ 你是否受到身边人（包括朋友、同学、家长、老师）的区别对待？ 如果有，主要是在哪些方面？ 由于其中一名学生无法准确提供与相对剥夺感相关的信息而被视为无效访谈， 该阶段最终获得12 名被试的有效访谈记录。 （3）在文献回顾以及对访谈内容进行整理的基础上发放开放式问卷，问卷根据访谈结果要求被试报告自己在生活中所体会到的相对剥夺感。 本研究向广东省两所公办学校发放300 份开放式问卷，收回286 份。

通过对访谈记录及开放式问卷进行整理和筛选，将其中胡乱作答的、不符合研究目的的以及回答含义不清的答案删除， 对有效条目进行深入整理和归类，发现被试在生活中所关注的事物可被归纳为以下几个方面：自身的发展空间、同伴交往水平、家庭生活环境、父母支持、教师支持程度以及家庭经济条件等。在参考现有测量工具的基础上，根据以上几个方面与被试具体的表述，初步形成具有2 个维度、16 个条目的初始问卷。此外，邀请多位心理学科研人员（心理学教授、副教授、博士及硕士研究生共8 人）对题目进行评价， 在对问卷的结构和内容进行初步审定和修改后，共保留12 个条目。 采用Likert 5 点计分法，其中1＝“非常不符合”，5＝“非常符合”，所有题目均为正向，计算所有条目均分为最终得分。为保证量表条目内容的适宜性和可读性，再次邀请12 名中学生（初中6 名、高中6 名；男生6 名、女生6 名）和四名中学教师（初中、高中各两名）对问卷进行评价和修改，确保条目内容适合中学生的发展特点和阅读理解能力。

2.4 统计处理

使用 SPSS 24.0、Mplus 7.4 进行数据的描述性统计、项目分析、探索性因素分析、验证性因素分析及信效度分析等。

3 结果

3.1 项目分析

通过决断值-临界比、题项与总分相关、删除题项后的α 系数、因素负荷量等指标使用样本1（N＝526）对初测问卷各条目进行项目分析。（1）以总得分最高的27%与最低的27%分别作为高分组和低分组检验两组被试在各条目上得分的差异， 结果显示各条目的决断值-临界比均达到显著水平。 （2）通过计算问卷每个题目与总分的相关系数， 同时对比删除该题目后的内部一致性α 系数，确定条目在问卷中的信度指标。结果显示，所有条目与总分的相关系数均达到显著水平， 包含12 个条目的总量表的Cronbach’s α 系数为 0.837，删除任何一个条目后问卷的 Cronbach’s α 系数均会有所下降。 （3）设置一个因子进行因子分析的结果显示所有题目的因子负荷量在 0.48～0.71 之间， 每个题目均具有较高的因素负荷水平。 因此，综合多项统计指标，该阶段不需删除任何条目。 具体结果如表1 所示。

表1 中学生相对剥夺感问卷的项目分析数据（n＝526）

3.2 探索性因素分析

根据项目分析的结果，将符合统计指标的12 个条目纳入探索性因素分析。 结果表明，该量表KMO＝0.877，χ2＝2252.244，df＝66，p＜0.001，各项指标均达到较高水平，适合进行探索性因素分析。鉴于多项研究均表明相对剥夺感的认知和情感两个维度之间具有较高的相关性， 故采用主成分分析法（principle component）和斜交旋转法（oblique rotation）抽取特征根大于1 的因素（吴伟炯， 刘毅， 路红， 谢雪贤，2012； 陈艺华， 叶一舵， 2016）。参考现有研究的做法筛选条目 （吴伟炯等， 2012； 陈艺华， 叶一舵，2016）， 对现有条目进行多次探索性因素分析后，量表最终保留10 个条目，共提取2 个因子，累积解释总方差变异的61.83%。 此外，两个因子之间的相关系数为 0.57（p＜0.01），表明斜交旋转的处理方式是恰当的。

根据探索性因素分析所得到的量表因子结构达到清晰简洁的标准， 这也表明将青少年相对剥夺感量表划分为两个维度是合适的。其中，因素一包含的条目 1，3，4，5，6 测量内容主要涉及青少年与其同学相比对自身所处不利地位的主观认知， 故将该因子命名为认知-相对剥夺感； 因素二所包含的条目7，9，10，11，12 测量内容主要涉及青少年与其同学相比由于自身所处的主观不利地位而产生的情感反应，故将该因子命名为情感-相对剥夺感。 各条目探索性因素分析的结果如表2 所示。

表2 各条目在不同因子上的载荷及共同性（n＝526）

3.3 验证性因素分析

为进一步检验本研究所编制的青少年相对剥夺感量表的结构模型， 共设定两个备择模型进行拟合比较。（1）单因素模型：假定研究所得的10 个项目拥有一个共同的潜变量——相对剥夺感， 将量表的所有条目负荷在一个因子上；（2）双因素模型：根据本研究探索性因素分析的结果，将量表的10 个条目分别负荷在认知相对剥夺感和情感相对剥夺感两个因素上。根据温忠麟、黄彬彬和汤丹丹（2018）所建议验证性因素分析的各项数据指标：TLI，CFI 大于 0.9，RMSEA 和 SRMR 小于 0.08 表明该模型拟合良好。使用Mplus 7.4 对量表进行验证性因素分析， 对模型的检验结果见表3。

由表3 可知本研究中的Null 模型的卡方与自由度比值为9.384，单因素模型的卡方与自由度比值为 2.108。 此外， 两个模型的 TLI、CFI、AIC、BIC、SRMR、RMSEA 各项指标较低， 均无法达到心理测量学的标准，表明这两个模型的拟合效果很差，模型不能被接受。 理论和探索性因素分析所获得的双因素模型的各项拟合指标均达到较高水平， 卡方值为44.794，自由度为 34，卡方与自由度之比为 1.317，达到比值小于3 的标准，在三个模型中是最低水平（陈艺华， 叶一舵， 2016）。 CFI、TLI 均大于 0.95，达到0.971 与 0.962， 同 时 SRMR 为 0.053，RMSEA 为0.059， 各项指标均优于两个备择模型且达到测量学标准。 综合各统计指标，本研究得出结论，青少年相对剥夺感的双因素结构是合适的， 结构模型见图1。

表3 青少年相对剥夺感CFA 模型拟合指数（n＝362）

图1 青少年相对剥夺感二因素模型的标准化解

3.4 信度分析

良好的信效度水平是测量量表必须具备的条件， 为保证本研究所编制的青少年相对剥夺感量表的稳定性和有效性，根据心理测量学的要求，本研究进一步通过内部一致性信度、 分半信度检验自编量表的信度水平。 并在内容效度、 结构效度分析的同时，采用现有的相对剥夺感量表（马皑， 2012）的修订版本以及生活满意度（熊猛， 2015）作为效标变量检验自编量表的效标关联效度。

使用样本3 的431 份数据进行检验，结果如表4 所示。 相对剥夺感总量表的内部一致性Cronbach’s α 系数为 0.89，其中认知、情感相对剥夺感的 内 部 一 致 性 Cronbach’s α 系 数 分 别 为 0.82、0.87，均高于推荐的信度标准 0.7。 可见，该量表具有良好的内部一致性信度。 分半信度检验则显示，各分半信度介于 0.76～0.86 之间， 各维度与总量表的分半信度也达到较高水平。 因此，该量表各项信度指标均符合心理测量学的标准，表明该量表具有较好的信度。

表4 青少年相对剥夺感的信度系数表（n＝431）

如表5 所示， 本研究所编制的青少年相对剥夺感量表整体及认知、 情感两个维度的得分均与相对剥夺感问卷（马皑， 2012）呈现显著正相关，两个维度的得分及总量表得分与生活满意度 （熊猛， 2015）呈现显著负相关。 此外，该量表的最终得分与各维度的得分之间的相关也均达到显著水平。 这些结果与现有研究相一致，表明本研究所编制的青少年相对剥夺感量表具有较高的校标关联效度。

表5 青少年相对剥夺感各因子与总分及效标变量的相关矩阵（n＝431）

4 讨论

本研究在理论分析、 开放式问卷和行为事件访谈所形成的初始问卷的基础上， 对预测数据进行项目分析和探索性因素分析。根据项目分析的结果，初测量表的各个条目均达到了心理测量学的要求。 而根据探索性因素分析的结果， 父母支持和教师支持因未达到统计标准而在此阶段被删除。 这可能与青少年的发展特征有关。对青少年而言，同伴关系的重要性日益提升， 青少年对其在同伴群体中的地位也变得更为敏感（Joffer， Randell， Öhman， Flacking，＆ Jerdén， 2020）。 另一方面，青少年的同龄群体逐渐形成一个相对独立的交往环境， 来自成年人的影响也变得越来越小（LaFontana ＆ Cillessen， 2010）。这也就导致了青少年越来越关注来自同龄人的情感支持，从而增加了对此进行社会比较的可能。 因此，根据初测数据形成了由两个因子共计10 个题目构成的量表，累计总方差贡献率为61.83%。

综合理论分析、实证数据和题目本身的含义，可以将量表两个维度分别命名为认知相对剥夺感和情感相对剥夺感。其中，认知相对剥夺感是指在社会比较过程中，个体对自身不利地位的主观认识。对于相对剥夺感的产生而言，社会比较是前提，没有比较就没有产生相对剥夺感的可能。 情感相对剥夺感则是指由自身体验到的不利地位所引起的愤怒、 不满等情绪体验， 这也是相对剥夺感与社会比较相比所不同的地方。 也就是说社会比较更多地侧重于认知上的比较， 而相对剥夺感则需要包含由此产生的情感成分（熊猛， 叶一舵， 2016）。换言之，假如青少年在与其他个体比较的过程中认识到了自身所处的不利的社会地位，然而其对这种不利地位是漠不关心的，认知到之后没有任何相应的情感上的反应， 那么就不能草率地认为其产生了相对剥夺感这种消极感受，而仅仅意味着他进行了社会比较。

为进一步验证探索性分析所获得的量表因子结构及信效度水平， 对再次收集的362 份数据进行验证性因素分析。 结果表明，相对剥夺感的认知-情感二因子模型拟合程度良好，χ2／df＝1.317，RMSEA＝0.059，SRMR ＝0.053，TLI ＝0.962，CFI ＝0.971，AIC ＝2275.275，BIC＝2352.769。 此外，总量表的内部一致性信度为0.89， 且量表内认知-情感两个因子的内部一致性信度分别为 0.82、0.87，总量表与各因子的分半信度在 0.76～0.86 之间， 可见该问卷的信度达到较高水平。同时，该维度划分方式也与现有的相对剥夺感理论相吻合， 可以认为该量表能够反映相对剥夺感这一变量的内容结构（Smith et al.， 2012）。

最终形成的认知、 情感相对剥夺感两个分量表各5 个题目，分别对应青少年同伴关系、家庭经济条件、学习成绩、兴趣发展机会、零花钱水平五个方面的不利地位所导致的认知和情感反应的水平。 相对剥夺感是与他人在社会比较中产生的， 而比较的内容也正是其关注的方面。 本研究中编制的量表涵盖的几个方面与对青少年的现有研究以及前期访谈的结果相符合。 此外，现有研究发现，相对剥夺感能够稳定预测个体的生活满意度， 并被作为相对剥夺感量表的效标变量使用（熊猛， 2015； Zhang， Wang，＆ Chen， 2011）。 而马皑（2012）针对我国成年群体所编制的相对剥夺感问卷虽存在一定局限， 但也已被多项研究所采用， 可见其达到心理测量学的标准（丁倩等， 2018； 高峰强等， 2017； Chen， Wang，Liu， Dong， Zhu， ＆ Huo， 2018）。 因此，为检验该量表的效度水平， 结合实证研究的证据与现有相关量表的效标选择， 本研究修订了生活满意度量表个别表述， 以适应青少年群体的相对剥夺感量表作为效标变量。结果显示，青少年相对剥夺感量表各维度以及总量表均与生活满意度呈现显著负相关， 并与修订后的相对剥夺感量表呈现显著正相关。 此结果与现有研究相一致。 该量表的内部一致性信度与分半信度也达到了较高水平， 表明该量表具有较高的信度。

综合现有的相对剥夺感的理论与实证研究，可以认为将认知和情感作为相对剥夺感的两个维度是合理的， 该量表可以较好地反映和测量相对剥夺感的内容结构和水平，具有良好的内容效度。 此外，量表通过多种途径收集条目并对其进行了验证， 其内容符合我国青少年的发展特征， 能够作为进一步研究我国青少年相对剥夺感的有效测量工具。

5 结论

本研究编制了适用于青少年的相对剥夺感量表，并根据统计学相关规范对其进行了分析和检验。结果表明， 该量表可以作为测量中国青少年相对剥夺感的有效工具。 得出具体结论如下：（1）本研究编制的青少年相对剥夺感量表各项指标良好， 具有较好的信效度水平；（2）青少年相对剥夺感量表包含认知相对剥夺感和情感相对剥夺感两个维度。