Preliminary Revision and Reliability Test of Social Adaptation Questionnaire for Children

世界卫生组织认为健康包含身体健康、心理健康、道德健康以及社会适应良好这四个基本方面。作为评价个体健康的重要指标，社会适应与个体的生存发展紧密相关。青少年期是人生发展的重要时期，个体的生理和心理发生巨大变化，具有半成熟半幼稚的特点，同时还面临遵守社会规范、学习负担重、人际交往复杂等多种压力，这些因素致使青少年的社会适应面临重大挑战。目前，针对青少年群体编制的社会适应问卷多选用初中生和普通中学高中生为研究对象，而同样处于中学阶段的职业中学高中生几乎未被纳入研究。整个中学阶段的适应状况影响学生的自我实现和未来发展，有必要编制或修订一个包含职高生群体在内的青少年社会适应问卷，进一步推动青少年社会适应的相关研究。

社会适应是一个未分化的概念，其定义多种多样。有学者在文献分析的基础上，将国内关于社会适应的理解划分为三种取向：一是社会适应状态，指人与社会的和谐状态; 二是社会适应过程，指实现人与社会和谐的过程; 三是社会适应性，指有利于社会适应的个性心理特征或倾向^[1]。根据这三种取向，可把目前较常用的青少年社会适应量表大致分为两类：第一类，社会适应状态取向。如余益兵在2015年修编的《青少年社会适应简式问卷》^[2]、聂衍刚等人在2008年编制的《青少年社会适应行为量表》^[3]、侯静在2013年编制的《高中生学校适应量表》^[4]和贾林斌在2008年编制的《中学生社会适应量表》^[5]。第二类，社会适应性取向。如陈建文等人在2004年编制的《中学生社会适应性量表》^[6]和胡天强等人在2017年修编的《中学生心理素质问卷(简化版)》的适应能力分量表^[7]。这两类问卷主要从社会适应状态或适应性方面进行编制，取向单一。

此外，也有少部分青少年社会适应问卷采用综合取向进行编制，如杨彦平等人在2007年编制的《中学生社会适应量表》^[8]、胡韬等人在2007年编制的《少年儿童社会适应量表》^[1]和胡朝兵等人在2013年编制的《进城农民工子女适应问卷》^[9]，前两个较为常用。杨彦平等人编制的《中学生社会适应量表》共175个项目，主要测查了“适应什么-如何适应-能否适应-是否表现出适应”这4个方面的内容^[8]，量表的人际关系、学习适应、日常生活适应和行为规范可归为社会适应状态，环境适应和心理预期可归为社会适应过程，心理动力、心理资源和情绪控制可归为社会适应性。该量表内容比较全面，但题数较多，且取向之间相互独立。胡韬等人编制的《少年儿童社会适应量表》共48个项目，含8个测谎题，学习和学校适应包含学习自主和环境满意这2个一阶因素，生活和活动适应包含活动参与和生活独立这2个一阶因素，社会关系和观念适应包含人际协调、人际友好、社会认同和社会活力这4个一阶因素^[1]。该量表主要测的是社会适应状态，但由于社会适应状态是社会适应性的表现，所以该量表的社会适应也含有社会适应性的意义^[1]。与《中学生社会适应量表》^[8]相比，《少年儿童社会适应量表》虽未涉及社会适应的过程取向，但该量表的社会适应状态取向与社会适应性取向相互融合，且题数较少，便于施测。然而，《少年儿童社会适应量表》也存在不足。一方面，该量表的结构不太清晰，维度命名与项目内容略有出入，各维度间存在交叉包含的现象，如人际协调和人际友好二者有内涵上的重叠; 另一方面，该量表编制时选用了小学高段学生和初中生作为施测对象，后来的研究者施测该量表的对象大多为小学高段学生和初中生，年龄范围一般为9~16岁^[10-13]，但也有部分研究将该问卷用于测试14~18岁这一年龄段个体的社会适应^[14]。少年期与初中阶段的年龄范围并不完全一致，将初中生笼统称为少年略微欠佳，如果将该问卷的使用范围扩展到高中阶段，用青少年期代表整个中学阶段会更贴切和实用。

基于上述理论基础和实践要求，本研究以高中生群体为研究对象，对《少年儿童社会适应量表》进行初步修订并检验其信效度，为我国青少年社会适应的研究提供一个更为有效的研究工具。

选取四川省成都市2所职业高中和2所普通高中的学生为被试，以班级为单位进行施测，共发放问卷1 496份，剔除作答不全或明显反应定势外，剩余有效问卷1 400份，有效率93.58%。按照被试编号将被试分半，奇数编号为样本一，偶数编号为样本二，样本一中被试的平均年龄为16.31(15~19，SD=0.72)岁，样本二中被试平均年龄均为16.25(15~19，SD=0.79)岁。其中，样本一用于项目分析和探索性因素分析，样本二用于验证性因素分析和信效度分析。此外，重测样本是正式施测4个月后从2所职业学校中分别选取两个班进行测试，共发放问卷170份，回收问卷168份，其中参与前后测的有效问卷129份，有效率75.88%。被试基本情况见表 1。

该量表由胡韬等人编制^[1]，共48题，采用5点计分，1(完全不符合)~5(完全符合)，量表得分越高，说明社会适应水平越高。该量表包含人际友好、活动参与、学习自主、生活独立、环境满意、人际协调、社会认同、社会活力这8个社会适应因素和1个测谎因素，社会适应项目40项，测谎项目8项(题项5，8，15，18，25，28，35，38)。此外，8个因素可归为学习与学校适应、生活与活动适应、社会关系与观念适应这3个二阶因素。8个因素的Cronbach's α系数在0.656~0.806之间，总量表的Cronbach's α系数为0.921，重测信度系数为0.907。

(1) 领悟社会支持量表

该量表由Zimet等人编制、姜乾金进行修订^[15]，共12个条目，采用7点计分，1(极不同意)~7(极同意)，量表得分越高，领悟社会支持程度越高。量表的Cronbach's α系数为0.88，重测信度为0.85。在本研究中，量表的Cronbach's α系数为0.932。

(2) 适应能力分量表

该量表是《中学生心理素质问卷(简化版)》中的适应能力分量表，由胡天强等人修订而成^[7]，共8道题。适应能力分量表的Cronbach's α系数为0.763，重测信度为0.637。在本研究中，适应能力分量表的Cronbach's α系数为0.819。

首先，由两名心理学硕士研究生对全部项目进行语言表述方面的调整和修改，使项目更简洁和符合实际表达，再由一名心理学教授和一名心理学博士共同讨论后形成修订版的问卷初稿，然后施测问卷和收集数据，最后采用SPSS21.0和Mplus7.0进行数据整理与分析。

使用统计软件SPSS21.0，通过两种方法进行项目分析，结果见表 2。

首先，题总相关分析显示每个题目与总分显著相关，相关系数在0.388~0.665之间，均大于0.3。其次，根据被试在总量表得分前后的各27%处进行高低分组，以独立样本t检验比较各项目高分组与低分组的得分，所有项目均存在显著差异，表明每个项目都具有良好的鉴别力，符合保留标准。

少年儿童与高中生并非完全一致的群体，直接使用验证性因素分析可能会错过探索特有结构的机会。因此，使用统计软件Mplus7.0，通过探索性因素分析和验证性因素分析对问卷的结构效度进行检验。

通过探索性因素分析初步确定因子个数，题项与因子间的关系。描述性统计分析结果发现40个项目的偏度系数和峰度系数除项目9外绝对值均小于1，采用最大似然(ML)估计是合适的; 如果采用稳健极大似然估计(Robust maximum likelihood estimation, MLR)将能获得更稳健的参数估计结果，所以在此选用MLR估计。从理论建构的角度来看，允许因子相关是合理的，所以因子旋转选择斜交旋转。此外，在因子个数取舍方面，特征值大于1是常用的标准^[17]。如表 3所示，特征值大于1的因子有8个，因此因子个数的范围为1~8。

通过探索性因素分析对8个模型的拟合指数进行比较。结果显示，七因子模型和八因子模型的拟合指数良好(见表 4)。在八因子模型中，因子7上只有1个题项的负荷大于0.4，其余因子上分别负荷有3~6个题项(见表 5)。在七因子模型中，第4、16、37、46、48这5个题的因子负荷小于0.4，直接删除后，剩余的35个题项分别负荷在7个因子上(见表 6)。从模型识别的角度来说，单个因子至少要有3个指标才能满足被识别的条件^[17-18]，同时考虑结构简洁性，七因子模型是最合适的。

对探索性因素分析中得到的7因素模型进行验证性因素分析，采用MLR进行模型估计。结果如表 7所示，二阶模型的CFI和TLI均小于0.9，拟合相对较差; 一阶模型的拟合指数都在可接受范围内，35个题项的因子负荷在0.552~0.823之间。此外，7个因子的组合信度为CR1=0.829，CR2=0.855，CR3=0.832，CR4=0.794，CR5=0.836，CR6=0.786，CR7=0.725，均大于0.6。表明模型内在质量较好，且高中生的社会适应更适合用一阶模型进行解释。

对社会适应量表的效标效度进行检验。结果如表 8所示，社会适应总分与适应能力呈显著正相关，相关系数为0.687;与领悟社会支持显著正相关，相关系数为0.620。社会适应各维度与适应能力呈显著正相关，相关系数在0.292~0.692之间; 与领悟社会支持呈显著正相关，相关系数在0.244~0.622之间。表明修订后的量表具有良好的效标效度。此外，社会适应总分与各维度的相关明显大于各维度间的相关，表明社会适应量表具有较好的结构效度。

对社会适应的内部一致性信度和重测信度进行检验。结果如表 9所示，社会适应总量表的内部一致性信度为0.926，重测信度为0.752，各维度的内部一致性系数在0.723~0.854之间，重测信度在0.454~0.591之间。所有信度系数均在可接受范围内，表明修订后的问卷具有良好的信度。

本研究以高中生为对象对《少年儿童社会适应量表》进行修订，这与胡韬等人编制问卷时所选用的样本是相似的^[1]。经项目分析，每个项目的得分与问卷总分均存在显著正相关(p＜0.01)，同时每个项目在高分组和低分组之间也存在显著差异(p＜0.001)，说明问卷项目均具有良好的区分度，项目质量好。

探索性因素分析发现，七因子模型的各项拟合指标良好，χ²/df=2.29，小于3，CFI和TFI大于0.90，RMSEA和SRMR小于0.08。依据因子负荷不低于0.40的标准删除5个题后，剩余的35个题中分别有4~8个题负荷在7个因子上。进一步进行验证性因素分析发现，七因子模型的各项拟合指标均达到心理测量学标准，χ²/df=2.27，小于3，CFI和TFI大于0.90，RMSEA和SRMR小于0.08，各题目在对应分量表上的标准化载荷系数在0.552~0.823之间，说明可以接受社会适应的7因子模型。本研究对高中生施测少年儿童社会适应问卷的维度结构与原量表的结构略有差异。修订后量表的人际友好与人际协调两个维度合并为一个新维度，这与研究预期一致，说明修订后的量表结构更清晰; 其余六个维度和原量表基本保持一致，说明原量表的结构较稳定。

信度分析发现，社会适应的内部一致性系数为0.926，间隔4个月的重测信度为0.752，7个分量表的内部一致性系数在0.723~0.854之间，重测信度在0.454~0.591之间，组合信度在0.725~0.855之间，说明修订后的问卷具有跨时间稳定性。对效标效度进行考察时，由于社会支持是一种促进社会适应的重要资源，且相较于客观社会支持，领悟社会支持对个体的心理健康有着更为重要的意义^[19]。因此，采用领悟社会支持和适应能力作为效标变量。结果发现社会适应及7个分量表均与两个效标变量显著相关(p＜0.01)，表明该量表的效标效度良好。其中社会适应与领悟社会支持显著正相关，再一次说明青少年的领悟社会支持与社会适应存在紧密关系^[10]。

本研究中社会适应的定义与原量表一致，主要指社会适应状态和社会适应性^[20]。这里的社会适应性是指有利于社会适应的气质、态度、价值观、能力、优势人格、心理素质等个性心理特征和个性心理倾向的总和^[1]。修订后量表的题目内容包括适应性和适应状态两种描述，因此维度命名也应兼顾这二者。根据每个维度所含项目内容和研究实际，F1被命名为“个性宜人”，体现为开朗活泼、乐观幽默等个性品质和个性状态; F2被命名为“人际和谐”，体现为与同学朋友间的人际友好状态，以及能够协调人际矛盾的能力; F3被命名为“学习自主”，体现为能够主动寻求学习方法，独立自主完成作业等学习态度和状态; F4被命名为“观点接纳”，体现为能够理解并接纳不同的观念和方法，也是一种接纳状态; F5被命名为“集体融入”，体现为参与活动的意愿和状态; F6被命名为“生活独立”，体现为独立生活的能力和生活独立的状态; F7被命名为“环境满意”，体现为对班级、学校、社会等生活环境的满意态度，也是一种满意状态。

综上所述，修订后的少年儿童社会适应问卷具有良好的信效度，能够作为我国高中生社会适应的有效测评工具。由于高中三年级的学生面临升学压力或正在校外实习等原因，被试主要以高中一、二年级学生为主，因此仍需在未来的实证研究中不断检验该问卷的信效度。