中文版心理幸福感量表在残疾人群体中的修订及应用

朗瑞 王予灵 李祚山

(1 重庆安全技术职业学院，重庆 404020) (2 清华大学社会科学学院，北京 100084) (3 西南大学心理学与社会发展研究中心，重庆 400715) (4 重庆师范大学应用心理学重点实验室，重庆 401331)

1 引言

十八大以来，党和国家高度重视残疾人“幸福美好生活”的实现。习近平总书记曾在致中国残疾人福利基金会的贺信中指出：“残疾人是一个特殊困难的群体，需要格外关心、格外关注。让广大残疾人安居乐业、衣食无忧，过上幸福美好的生活，是我们党全心全意为人民服务宗旨的重要体现，是我国社会主义制度的必然要求(中共中央文献研究室编, 2016, p.142)。” 随着积极心理学的兴起，残疾人心理学的关注焦点逐渐由病理视角转为优势视角(Buntinx, 2013)，相继开展了残疾人主观幸福感(早年间：如Lucas, 2007; Uppal, 2006)和心理幸福感的研究(近年来：如Carretti et al., 2022; Van Herwaarden et al., 2022a, 2022b)。一些国内学者也敏锐把握了这一趋势，对残疾人的主观幸福感进行了一定的理论探讨(贵永霞等, 2009; 钱淼, 2013; 王庭照, 刘华兰, 2019)和实证研究(陈筠等, 2011; 陈素静, 2018; 胡滨, 2007; 兰继军, 刘彤彤, 2018; 王玉, 2015; 杨哈韬, 吴文媛, 2009)。但总体而言，中国学者仍缺乏对残疾人心理幸福感的关注。不同于传承自享乐论(Hedonic)哲学观(“快乐即幸福”)的主观幸福感(Diener, 1985, 2012)，心理幸福感(Ryff, 1989, 2014)渊源于实现论(Eudaimonic)哲学观(“至善即幸福”)，强调个人潜能的实现。十九大报告指出：“中国特色社会主义进入新时代，我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾”(习近平,2020)。残疾人的心理需求也是随时代发展的，我们不应满足于仅仅实现残疾人基本生存需要和浅层次的心理需要，更要关注残疾人的潜能开发和自我实现等深层次的心理需要(李祚山等, 2018)，因此考察残疾人心理幸福感的现状具有重要意义。

具有良好心理测量学指标的工具是研究残疾人心理幸福感的重要基础。Ryff团队长期致力于心理幸福感量表开发，主张心理幸福感包含自主、环境掌控、个人成长、积极人际关系、生活目的、自我接纳等六个维度，其理论和测量工具在不同国家、不同群体中得到了广泛的应用(Ryff, 2014)。相比主观幸福感，心理幸福感是一个更复杂的构念，其结构在不同文化、不同群体中可能存在一定差异(Chen et al., 2013)。国内研究者已在城市居民(邢占军, 黄立清, 2004)、大学生(崔春华等, 2005)、中学教师(王秀希等, 2009)、社区居民和医院义工(Cheng & Chan, 2005)、 青少年(Chan et al., 2019; Gao & McLellan, 2018)、中老年人(Li, 2014)等群体进行过Ryff心理幸福感量表的中文版修订。其中，只有两项研究(Chan et al., 2019; Li, 2014)验证了Ryff的六因子结构，其余研究均无法复现Ryff的六因子结构。因此，在中文语境开展残疾人心理幸福感研究之前，有必要对Ryff的量表进行验证和修订。Ryff等人先后开发了120题版、84题版、54题版、42题版、24题版、18题版等多个版本的心理幸福感量表(Ryff, 1989, 2014; Ryff & Keyes, 1995; Ryff & Singer, 1996)。在Ryff的诸版本量表中，24题版和18题版信度欠佳，120题版、84题版、54题版的题项过多、被试负担重，故决定以42题中文版(Ryff的心理幸福感量表42题中文版; C-PWBS-42)为基础，在残疾人群体中展开修订和测量。另外，在人口学变量上，除常见的性别、受教育程度外，拟考察残疾人特有的个体变量(先/后天残疾、残疾等级、残疾类别)对其心理幸福感的预测作用。

2 方法

2.1 对象

样本1：通过残联渠道便利抽取残疾人样本360人，删除废卷后获得有效问卷352份。其中男性126人，女性226人；25岁及以下112人，26～35岁67人，36～45岁60人，46～55岁85人，56～65岁15人，65岁以上13人；受教育程度上，初中及以下56人，高中53人，大专53人，本科87人，硕士及以上103人；已婚187人，未婚165人；户口所在地上，城镇229人，农村123人；残疾等级上，重度残疾(一级伤残、二级伤残)92人，轻度残疾(三级及以上伤残)260人；先/后天残疾方面，先天残疾93人，后天残疾259人；残疾类别上，视力残疾1人，听力残疾106人，言语残疾89人，肢体残疾123人，多重残疾33人。

样本2：通过残联渠道便利抽取残疾人样本619人，删除废卷后获得有效问卷513份。男性286人，女性227人；25岁及以下157人，26～35岁195人，36～45岁108人，46岁以上53人；初中及以下130人，高中142人，大专94人，本科及以上147人；已婚257人，未婚256人；城镇417人，农村96人；重度残疾214人，轻度残疾298人；先天残疾218人，后天残疾295人；视力残疾13人，听力残疾156人，言语残疾75人，肢体残疾269人。

样本3：在某特殊教育学校、便利抽取一个班级(年龄皆在25岁及以下，皆未婚)的残疾人样本，间隔四周进行重测，获得40份有效匹配数据。其中男性22人，女性18人；城镇21人，农村19人；一级伤残6人，二级伤残27人，三级伤残6人，四级伤残1人；先天残疾16人，后天残疾25人；听力残疾32人，言语残疾7人，肢体残疾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译版(Chinese Translation of Ryff’s Scale of Psychological Well-being)42题版(C-PWBS-42)为本研究的修订蓝本。该版本由香港中文大学研究团队(Chan et al., 2019)经标准双翻程序得到(并曾以此为基础在青少年群体进行修订，得到24题版的心理幸福感量表)，且经过Ryff的审定。本研究中，题项由作者与Ryff邮件索取而来，经授权使用。量表包含引言中提到的六个维度，各七题，6点计分(1=很不同意，6=非常同意)，部分题目反向计分。为便于残疾人理解，先进行小规模试测，对部分条目的表述进行了一定修正，并经专攻残疾心理学的专家认定适合向残疾人群体施测。

2.2.2 主观幸福感量表

本研究的效标问卷。由生活满意度和情感量表两部分构成。生活满意度量表由Diener(1985)编制，包括五个题目，要求被试评价其对生活的满意程度以及与理想生活的接近程度。量表采用7点计分方式(1至7满意程度依次增加)。情感量表(Affectometer 2, AM2; Kammann & Flett, 2011)包含20个题目测査正向情感(PA)和负向情感(NA)两个维度。采用5点计分方式(1=表示很不符合，5表示很符合)，两个维度得分分别计算。本研究中(样本2)，SWLS、PA、NA及总量表的内部一致性信度分别0.85、0.88、0.88和0.93。

2.3 研究程序

通过残联等渠道，结合实地发放和网络等方式施测。肢残被试、言语残疾被试均自主完成问卷，视力残疾、听力残疾被试由专业的志愿者通过盲文、手语等方式沟通，辅助完成。排除废卷(实地施测雷同卷；网络施测时间过短卷)后统计处理。首先，通过对样本1进行项目分析和验证性因素分析(CFA)对量表的条目及结构进行检验。在CFA不能良好拟合的情况下，通过探索性因素分析(EFA)重新进行结构探索，最终形成修订后的量表。随后，通过样本2对修订后的量表再次进行CFA，并进行聚敛效度和区分效度分析、效标效度分析和内部一致性信度分析；另通过样本3进行重测信度分析。此外，利用样本2的数据进行残疾人心理幸福感现状的描述及其在人口学变量上的差异检验。

2.4 统计处理

采用SPSS 20.0进行项目分析、探索性因素分析、信度分析，采用Mplus 7.4进行验证性因素分析。

3 结果

3.1 项目分析

(1)题总相关。C-PWBS-42各题项与所属维度的相关系数均在0.51～0.75之间。(2) 项目鉴别力指数。以心理幸福感量表(各维度加总)总分最高的27%和最低的27%作为高分组与低分组的界限，比较两组被试在对应量表各项目上的平均数差异。结果显示，所有题项的组间差异均在0.001水平上显著。

3.2 效度分析

3.2.1 结构效度

样本1的验证性因素分析结果表明，42题版心理幸福感量表(C-PWBS-42)的结构效度不佳(见表1)，故采用探索性因素分析重新确定残疾人心理幸福感的结构。

表1 中文版心理幸福感量表的验证性因素分析结果

采用主成分分析法、方差极大正交旋转法抽取因素，生成特征根大于1的因子6个，累积方差解释率为51.16%。KMO=0.90, Bartlett球形检验χ2=6380.25,df=861,p<0.001，说明适合进行因素分析。由于初次探因结果存在双重负荷、部分题项因子符合低等问题，结合吴明隆(2010)介绍的方法，使用无限定抽取共同因素法进一步对数据进行探索性因素分析。依照以下原则筛检题目：(1)删除共同度低于0.3的题项；(2)删除因素负荷小于0.4的题项；(3)删除存在双重负荷(双重负荷均在0.3以上且负荷之差小于0.3)的题项。(4)保证一个因子内部至少有三个及以上题目，且因子项目内容一致性较高。依据以上标准进行后续探因，均采用逐一删除准则。经反复探索尝试，最终得到了总方差解释率达57.37%的清晰4因子结构(16个题项)，该次探因KMO=0.84, Bartlett球形检验χ2=1558.64,df=120,p<0.001，项目因素负荷均在0.61～0.81之间，详见表2。

表2 中文版心理幸福感量表的探索性因素分析结果(n=352)

结合题项将四个因子分别命名如下：(1)因子1：五题。三源自原量表环境掌控因子，另有两题分别源自原量表积极人际关系因子和生活目的因子，且上述题目全部为反向计分，考虑到后两题也在一定程度上反映了环境掌控，将新因子命名为环境掌控。(2)因子2： 五题。三题源自原量表个人成长因子，两题源自生活目的因子，综合考虑题项内容，重新命名为生命成长。(3)因子3：三题。一题源自原量表积极人际关系因子，两题源自原量表自我接纳因子，根据题项内容，重新命名为积极心态。(4)因子4：三题。三题均为原量表自主因子题目，故依旧命名为自主。对样本2的验证性因素分析结果(表1)显示：最新形成的16题版C-PWBS具有良好的结构效度。

3.2.2 聚合效度和区分效度

(1)聚合效度。在C-PWBS-16中(n=513, 下同)，生命成长和积极心态的平均方差抽取量(AVE)分别为0.51和0.60，均大于0.50，说明具有良好的聚合效度；环境掌控和自主的AVE分别为0.44和0.47，大于0.36且接近0.50，亦可接受。同时，四个因子的组合信度在0.72～0.84之间(见表4)，亦说明聚合效度良好。(2)区分效度。如表3所示，四个因子的AVE平方根在0.66～0.78之间，各因子之间的相关在0.17～0.67之间。除环境掌控的AVE平方根(0.66)略低于环境掌控和生命成长的相关(0.67)外，前者均高于后者，说明量表整体的区分效度良好。

表3 C-PWBS-16的因子相关矩阵及描述性统计 (n=513)

3.2.3 效标效度

对样本2的相关分析发现，主观幸福感总分与心理幸福感总分的积差相关系数为0.74。主观幸福感总分与主观幸福感各因子(生活满意度、正向情感、负向情感)高度相关(0.91, 0.87, -0.83)，且与心理幸福感各因子(环境掌控、生命成长、积极心态、自主)呈中低相关(0.73, 0.57, 0.72, 0.26)；心理幸福感总分与心理幸福感各因子(同上)呈中高相关(0.81, 0.85, 0.86, 0.58)，且与主观幸福感各因子(同上)呈中等相关(0.52, 0.77, -0.72)。上述结果表明：(1)主观幸福感和心理幸福感存在一定相似性，均可表征残疾人的“幸福感”；(2)主观幸福感与心理幸福感存在一定差异性，可以表征残疾人“幸福感”的不同侧面。

3.3 信度分析

如表4所示，C-PWBS-16具有良好的内部一致性信度，总分的内部一致性信度为0.89，各维度的内部一致性信度分别0.71～0.83之间。间隔四周的重测结果表明，总分及各维度的重测信度亦均在0.75以上，说明具有良好的跨时间稳定性。

表4 C-PWBS-16的信度

3.4 人口学变量差异分析

(1)性别。如表5所示，独立样本t检验表明，女性在心理幸福感总量表(Cohen’sd=0.27)和生命成长(d=0.38)、积极心态(d=0.30)的分数上均显著高于男性(ps<0.01)。

表5 残疾人幸福感的性别差异 (n=513)

(2)先/后天残疾。如表6所示，先天残疾者在总量表(d=0.43)和环境掌控(d=0.41)、生命成长(d=0.49)、积极心态(d=0.46)的分数均显著高于后天残疾者(ps<0.001)。

表6 残疾人幸福感的先/后天残疾差异 (n=513)

(3)残疾等级。如表7所示，重度残疾者在总量表(d=0.33)和生命成长(d=0.31)、积极心态(d=0.45)的分数上均显著高于轻度残疾者(ps<0.01)。

表7 残疾人幸福感的残疾等级差异 (n=513)

表8 残疾人幸福感的残疾类别差异 (n=513)

表9 残疾人幸福感的受教育程度差异 (n=513)

4 讨论

本研究基于残疾人群体对中文版的心理幸福感问卷(C-PWBS-42)进行修订。修订后的量表共16题(C-PWBS-16)，较为简短，相对更加经济，便于在残疾人群体中开展测量。C-PWBS-16包含环境掌控、生命成长、积极心态和自主四个因子，结构效度、聚合效度、区分效度、效标效度均良好；总量表和各因子的克隆巴赫α系数在0.71～0.89之间，重测信度在0.76～0.93之间，具有良好内部一致性和跨时间的稳定性。总之，C-PWBS-16具有良好的心理测量学指标，可以用于研究残疾人的心理幸福感。本研究得到的四因子结构和Ryff六因子结构重合的维度是环境掌控和自主；与Ryff六因子结构不同的是，个人成长和生活目的整合为“生命成长”， “积极人际关系”和“自我接纳”整合为积极心态。Ryff的六因子结构在不同文化、不同群体上的稳定性一直饱受质疑(Chen et al., 2013)，本研究通过残疾人样本得到的四因子结构更为清晰、简洁，且信效度良好，一定程度上印证了心理幸福感的群体特异性。

过往研究多集中于关注残疾人的主观幸福感，本研究则在新时代背景下，首次通过修订后的C-PWBS-16考察了残疾人的心理幸福感，发现残疾人心理幸福感在人口学变量上呈现以下显著差异：(1)性别差异。女性残疾人的心理幸福感更强，在生命成长和积极心态上均好于男性残疾人。(2)先/后天残疾差异。先天残疾者的心理幸福感更强，在环境掌控、生命成长和积极心态上均好于后天残疾者。(3)残疾等级差异。重度残疾者的心理幸福感更强，在环境掌控、生命成长和积极心态上均好于轻度残疾者。(4)残疾类别差异。肢体残疾者的心理幸福感最低，其环境掌控、生命成长和积极心态均差于听力残疾者；(5)受教育程度差异。受教育程度为本科及以上的残疾人的心理幸福感更强，在自主、环境掌控、生命成长和积极心态上均好于受教育程度相对更低的残疾人。残疾人心理幸福感在受教育程度、先/后天残疾和残疾类别上的差异模式与前人在残疾人主观幸福感研究中的发现(兰继军, 刘彤彤, 2018; 钱淼, 2013)一致；但在性别上差异模式则不同，前人研究未发现主观幸福感存在性别差异(陈筠等, 2011; 杨哈韬, 吴文媛, 2009)，本研究则发现心理幸福感存在性别差异。考虑到心理幸福感与主观幸福感的构念分别源自“实现论”和“快乐论”，有着不同的理论基础，所以很难将前人对残疾人主观幸福感的研究结果与本研究对残疾人心理幸福感的研究结果进行直接比较。另外，心理幸福感的性别差异在不同文化下、不同群体中尚无定论(张陆, 佐斌, 2007)。

上述结果中需要重点解释的是残疾等级差异。本研究的结果似乎与常识相悖：难道不应该是身体受限程度更大的个体更不幸福吗(姜杨等, 2020)？为什么重度残疾者反而报告的幸福程度更高？残疾程度与幸福感的关系尚无定论(贵永霞等, 2009)，以主观幸福感的研究为例，确有研究报告身体受限程度更大的个体有着更高的生活质量和满意度(Fátima et al., 2007)，据此可推测重度残疾者的心理幸福感更高或许也是合理的。穷究其源，社会支持可能是一个重要的预测因素，社会各界往往会为重度残疾者提供更多的物质保障和精神支持，而对轻度残疾者的关爱相对缺乏。因此，未来的研究者应重视对轻度残疾者的研究，同时在实践领域加强对轻度残疾者的心理关怀。

5 结论

修订后的C-PWBS-16在残疾人群体中具有良好的信度和效度，可以作为测量残疾人心理幸福感的工具；性别、先/后天残疾、残疾等级、残疾类型和受教育水平是影响残疾人心理幸福感的重要因素。