第一次测试：采用随机整群抽样的方法在某高校获得有效问卷676份.其中大学一、二、三年级分别占36.7%，32.5%，30.3%；男生占38.9%，女生占61.1%；文科类、理科类、工科类、艺体类及其他分别占40.1%，30.2%，24.1%，5.6%.第二次测试：采用随机整群抽样的方法，在某高校大学生中获得有效问卷727份.为了保障探索性因素分析和验证性因素分析的独立性和科学性, 本研究运用SPSS将第二次测试的727份有效样本随机分为样本A和样本B.这2个样本不存在重叠，相互独立，样本A有362份，其中大学二、三、四年级分别占46.4%，46.1%，7.5%；男生占34.8%，女生占65.2%；文科类、理科类、工科类、艺体类及其他分别占33.7%，37.3%，18.8%，10.2%.样本B有365份，其中大学二、三、四年级分别占40.3%，57.5%，2.2%；男生占42.2%，女生占57.8%；文科类、理科类、工科类、艺体类及其他分别占41.4%，26.8%，9.9%，21.9%.

第一次测试采用大学生心理素质量表(2011修订版，CSPS)^[16]，该量表以张大均^[15]提出的心理素质结构为基础，包括3个分量表：认知品质分量表12个因子，个性品质分量表10个因子，适应性(能力)分量表6个因子，共118道题；所有题目根据符合程度5点计分，得分越高表示心理素质越好.本次测试总量表的Cronbach's α系数为0.958.

第二次测试采用本研究修订的CSPS-B-MH，共36道题，从“非常不符合”到“非常符合”进行5点评分，得分越高表示大学生与心理健康相关的心理素质越好.

① 快乐感量表采用美国舆论研究所编制的用于测量快乐感的单题^[21]. ② 总体生活满意度量表(SWLS)，由Diener开发^[22]，共包含5个项目7级评分，本研究第一次和第二次测试中量表的Cronbach's α系数分别为0.768，0.817. ③ 生命意义感量表(中文修订版，MLQ-C)的拥有意义感分量表，为王鑫强修订^[23]，5个题项，Likert7点记分；本研究第一次和第二次测试中量表的Cronbach's α系数分别为0.760，0.835. ④ 一般健康量表(GHQ-20)，为李虹和梅锦荣所修订^[24]，包括GHQ-自我肯定，GHQ-忧郁，GHQ-焦虑3个分量表，共20道题；本研究测试的Cronbach's α系数为0.745. ⑤ 流调用抑郁自评量表(CES-D)，共20道题，采用4级评分^[25]；本研究测试的Cronbach's α系数为0.867. ⑥ 状态焦虑分问卷(S-AI)，共20道题，4级评分^[25]；本研究测试的Cronbach's α系数为0.912. ⑦ 自杀意念自评量表(SIOSS)，采用夏朝云等人编制^[26]，共26道题，以“是”或“否”记分，自杀意念得分为除掩饰5题后的总分；本次测试的Cronbach's α系数为0.811.

① 根据心理素质与心理健康关系模型理论^[4-5]，运用CSPS、快乐感量表、SWLS、MLQ-C、GHQ-20，在山东省等多个省市进行第一次测试，综合分析各地区大学生心理素质量表中与心理健康消极指标(GHQ-抑郁、GHQ-焦虑)、心理健康积极指标(快乐感、拥有意义感、生活满意度)具有显著相关的因子和题目^{[6, 8, 19]}，筛选出41道题. ② 对所筛选出的41道题目进行项目分析，按认知品质、个性品质和适应性(能力)3个维度进行探索性因素分析，并参考CSPS开发时的原始题库及数据，同时参考简明中学生心理素质量表(健康版)的因子结构^[27]，最终确定与大学生心理健康密切相关的心理素质结构，初步形成CSPS-B-MH，共36道题目. ③ 运用本研究修编的CSPS-B-MH，SWLS，MLQ-C，CES-D，S-AI，SIOSS进行第二次测试，对修编量表进行信效度检验.本研究仅报告修编后CSPS-B-MH的信效度检验结果.

采用SPSS 13.0和Amos 7.0进行数据管理与统计分析.其中，外部效度中与原心理素质、原认知品质、原个性品质、原适应性(能力)、快乐感、CHQ-20的相关分析均采用第一次测试的数据；探索性因素分析采用第二次测试数据中的样本A；验证性因素分析采用第二次测试数据中的样本B；项目分析、内部一致性信度、结构效度以及外部效度中与抑郁、状态焦虑、自杀意义、拥有意义感、生活满意度的相关分析均采用第二次测试的样本A、B全体数据.

结果发现，认知品质总分与分量表下各题的相关系数在0.498~0.661之间，均p＜0.001；个性品质总分与分量表下各题的相关系数在0.390~0.673之间，均p＜0.001；适应性(能力)总分与分量表下各题的相关系数在0.316~0.557之间，均p＜0.001；心理素质总分与各题目的相关系数在0.280~0.559之间，均p＜0.001.

根据前面心理素质的内涵结构分析和第一步的筛选结果，运用主成分析法对CSPS-B-MH的认知品质分量表的9道题进行限制因字数斜交旋转(Direct Oblimin设置为0，下同)的探索性因素分析，结果顺利提取3个因子，各题目均在所属因子上.其中，因子1的特征值和贡献率分别为2.037和33.419%，涉及大学生具有开放的心态、易于听取和吸收他人观点的认知特征，命名为开放性；因子2的特征值和贡献率分别为2.119和13.023%，涉及大学生在问题解决过程中所表现出来意识、监控与调节的认知特征，命名为元认知；因子3的特征值和贡献率分别为2.095和12.248%，涉及大学生对自身行为方向有清楚认知的特征等，命名为目的性. 3个因素能共同解释方差变异的58.690%(表 1).

此外，对认知品质分量表的3因素一阶结构模型进行验证性因素分析，结果发现：CMIN为53.294，df=24，NFI，IFI，TLI，CFI指标的系数分别为0.956，0.975，0.953，0.975，均在0.8以上；RMSEA指标的系数为0.043，小于0.08，各项拟合指标总体达到了建议值.

运用主成分析法对CSPS-B-MH的个性品质分量表的9题目进行限制因字数斜交旋转的探索性因素分析，结果顺利提取3个因子，各题目均在所属因子上.其中，因子1的特征值和贡献率分别为2.173和32.831%，涉及大学生看待与体验事物的积极面及充满希望的性格特征，命名为乐观性；因子2的特征值和贡献率分别为1.746和15.413%，涉及大学生自律及自我督促的性格特征，命名为自控性；因子3的特征值和贡献率分别为2.378和13.274%，涉及大学生相信自己而不自卑的性格特征等，命名为自信性. 3个因素能共同解释方差变异的61.518%(表 2).

此外，对个性品质分量表的三因素一阶结构模型进行验证性因素分析，结果发现：CMIN为45.730，df=24，NFI，IFI，TLI，CFI指标的系数分别为0.930，0.966，0.933，0.964，均在0.8以上；RMSEA指标的系数为0.050，小于0.08，各项拟合指标总体达到了建议值.

运用主成分析法对CSPS-B-MH的适应性(能力)分量表的18个题目进行限制因字数斜交旋转的探索性因素分析，结果顺利提取6个因子，各题目均在所属因子上.其中，因子1的特征值和贡献率分别为2.577和23.620%，涉及大学生能否亲近和融入社会的心理特征等，命名为社会适应；因子2的特征值和贡献率分别为2.687和10.276%，涉及大学生能否积极为未来职业做准备的心理特征，命名为职业适应；因子3的特征值和贡献率分别为1.978和9.258%，涉及大学生能否克服各种干扰而完成学习任务的心理特征等，命名为学习适应；因子4的特征值和贡献率分别为1.966和7.413%，涉及大学生能否处理好性等生理问题烦恼的心理特征等，命名为生理适应；因子5的特征值和贡献率分别为1.940和5.796%，涉及大学生能否管理和表达好适宜情绪的心理特征等，命名为情绪适应；因子6的特征值和贡献率分别为2.605和4.990%，涉及大学生能否受人欢迎和交往得体的心理特征等，命名为人际适应. 6个因素能共同解释方差变异的61.354%(表 3).

此外，对适应性(能力)分量表的六因素一阶结构模型进行验证性因素分析，结果发现：CMIN为191.811，df=120，NFI，IFI，TLI，CFI指标的系数分别为0.855，0.940，0.911，0.938，均在0.8以上；RMSEA指标的系数为0.041，小于0.08，各项拟合指标总体达到了建议值.

研究发现，CSPS-B-MH及认知品质、个性品质、适应性(能力)3个分量表的Cronbach's α系数分别为0.870，0.735，0.706，0.783；心理素质总分与3个分量表得分的相关系数在0.701至0.918之间，大于3个分量表之间的相关系数0.426~0.664，表明量表具有良好的结构效度.

一方面，将CSPS-B-MH与CSPS的得分进行相关分析，结果发现新旧量表总分之间的相关系数高达0.911，认知品质、个性品质及适应性(能力)3维度新旧得分之间的相关系数分别为0.863，0.856和0.788；另一方面，心理素质及3维度与心理健康的积极指标(包括快乐感、自我肯定、生活满意度、拥有意义感)之间呈显著的正相关，相关系数在0.141~0.557之间，p＜0.001，与心理健康的消极指标(包括CHQ—忧郁、CHQ—焦虑、抑郁、状态焦虑、自杀意念)之间呈显著的负相关，相关系数在-0.176~-0.526之间，p＜0.001.具体参见表 4.

本研究修编的CSPS-B-MH，虽然依旧保持认知品质、个性品质和适应性(能力)的三维结构，但却将原有量表的118道题目和28个因子简化为36道题目和12个因子，测量出与大学生心理健康紧密关联的心理素质和积极心理品质，可作为大学生核心心理健康素质或核心积极心理品质的测量工具.其中，认知品质维度只保留了元认知、开放性和目的性3个因子；个性品质维度只保留了自信性、自控性和乐观性3个因子；适应性(能力)维度依旧保留了6个因子，但其中生活适应性由于综合预测效力低而换成了预测效力高的情绪适应性.已有研究^[28-29]也表明管理和表达好适宜情绪的能力是大学生维护心理健康和降低攻击性的重要方面.心理素质与积极心理品质、心理韧性(也叫心理弹性)的个人力在内涵及对心理健康的作用机制上存在一定的重叠^[30]，本研究所形成的核心心理素质因子结构在一定程度上也与积极心理品质、心理韧性、心理弹性研究结果相呼应^[31-33].不过，本研究结果与包括六大维度和20个因子的中国大学生积极心理品质量表相比更为简练和集中^[31]，比只包含目标专注、情绪控制、积极认知等3个个人力因子的青少年心理韧性量表更为全面^[32]，符合心理弹性者代表性的首要特征，即包括乐观、自信、目标、自控、适应性等^[33].此外，由于心理健康教育是提高心理素质、培养积极心理品质的教育，因此，CSPS-B-MH的心理素质因子结构还可作为心理健康教育学科下大学生所应形成的核心素养, 运用于大学生心理健康的监测及心理素质的培育之中.

本研究的探索性因素分析、验证性因素分析和结构效度分析的各项指标结果都表明CSPS-B-MH的结构稳定可靠，内部一致性信度分析的结果表明量表具有良好的信度.同时，依据心理健康双因素模型的观点^[34]，从积极心理健康和消极心理健康等效标来修编量表及考察效标效度，并考察修订后的CSPS-B-MH与原大学生心理素质量表的相关，其结果表明该量表具有良好的外部效度.已有研究发现^[35]，除精致性、求成性、生活适应性等个别因子外，25个大学生心理素质因子都不存在实际的年级差异，而本研究探索出的核心心理健康素质结构也未包含这3个因子，故虽然本研究的大学四年级样本所占比例较小，但可能不会对研究结果产生较大影响.因此，总体而言，该量表具有较好的心理测量学特征，可以用于测评与心理健康相关的心理素质，有利于提高大学生心理健康教育中心理素质监测及培养的效率和针对性.未来研究可以进一步考察该量表的信效度，构建我国大学生核心心理健康素质发展常模.