Validity and Reliability of the Chinese Version Capacity to Love Inventory

通过在四川和重庆两所高校进行网络招募，并请学生邀请家长一起完成. 问卷修订过程通过3次取样，共招募了1 637名被试. 第1批人数为679人，用于项目分析和探索性因素分析；第2批人数为601人，用于验证性因素分析、结构效度分析、以及信度分析；第3批人数为357人，施测爱的能力问卷、亲密关系满意度和冲突应对方式问卷，用于验证问卷校标效度、内部一致性信度和分半信度的分析，其中283名被试在两周后进行了重测，用于重测信度分析. 因爱的能力问卷仅适用于曾经有过或者现在处于亲密关系中的群体，如恋爱、已婚、离婚或丧偶，因此有78名被试在现在和曾经均无亲密关系而被剔除，剩下有效数据1 559份，第1批有效数据为654人，第2批有效数据为558人，第3批有效数据为347人，重测有效数据为276人. 3次实测数据中，男性有562人，女性有997人；来自农村有943人，乡镇有259人，城市有357人；在受教育程度上，初中及以下有21人，高中有51人，专科或本科有1 407人，研究生有80人. 被试年龄在17~60岁之间(24.01±9.00).

采用Kapusta等^[8]编制的爱的能力量表. 量表的翻译得到原作者的授权. 该量表包含41个条目，共6个维度：对另一半的兴趣(Interest in the other，6个条目)、基本的信任(Basic trust，10个条目)、感恩(Gratitude，7个条目)、共同的自我理想(Common ego ideal，8个条目，)、性激情的持久性(Permanence of sexual passion，2个条目)、失去和悲痛(Loss and mourning，8个条目). 问卷采用4点评分，1表示完全不同意，2表示不同意，3表示同意，4表示完全同意. 得分越高，表明爱的能力越高.

采用Brislin“直译、回译”翻译法汉化该问卷. 两名心理学专业的研究生将爱的能力量表进行翻译形成初稿；再由两名英语专业教师对翻译的量表进行校正；最后再由另外两名心理学研究生对量表进行回译，并对翻译差别较大的题目进行修改. 随后，对25名大学生进行了量表试测，考察他们对量表的理解情况，并对存在歧义或理解困难的条目进行微调，形成最终的中文版CTL-I量表.

在校标效度上，本研究采用冲突应对方式问卷和关系满意度问卷作为爱的能力量表的校标. 第3批被试完成了这两部分问卷.

采用Rusbult冲突应对方式问卷，评估个体在亲密关系冲突中常用的应对方式^[11-12]，它反映了个体在冲突中采用建设或破坏、主动或被动的应对方式. 该问卷包括4个维度，即离开、讨论、忠诚和忽视. 离开是以主动但破坏性的方式行事；讨论是以主动并且具有建设性的有效方式行事；忠诚是以被动但建设性的方式行事，乐观地等待和相信情况会改善；忽视是以被动且具有破坏性的方式行事. 问卷共21个条目，采用1(从来不这样)~9(总是这样)的9级评分方式. 分数越高，表明个体越习惯采用这一行为反应方式应对亲密关系中的冲突. 4个维度的内部一致性系数在0.51~0.86之间.

采用Patrick等^[13]编制的亲密关系满意度量表(Quality of relationship index，QRI)，用于考察个体对亲密关系的感知与评价水平. 问卷包含6个条目，采用1(完全不同意)~7(完全同意)的7级评分. 分数越高，表示个体对当前亲密关系的满意度越高. 在本研究中，第3批被试完成了该问卷. 该问卷的内部一致性系数为0.90.

采用SPSS 22.0进行统计独立样本t检验、相关分析、探索性因素分析和信度分析等，采用Amos 20.0进行验证性因素分析.

本研究采取极端组比较法和项目同质性检验相关系数法对第1批问卷进行项目分析^[14]. 首先，在极端组比较法中，将爱的能力量表总得分从高到低排列，并将测试总分的前27%作为高分组，将测试总分的后27%作为低分组，分别对每个条目在高、低分组上进行均值差异检验. 结果显示第34题(“如果我爱的人对我的爱没有回应时，我很难接受”，t=0.74，df=352，p=0.461)、第37题(“我往往不愿接受感情的终结，t=0.40，df=352，p=0.69)和第41题(“一段关系结束后，我很难放下”，t=1.74，df=352，p=0.085)的差异不具有统计学意义，因此将此3道题删除. 然后，采用相关法计算余下的38个项目与量表总分之间的相关系数，删除总相关系数在0.3以下的条目^[14-15]，结果发现第39题(“分手后我会感到自责”，r=0.13)和第40题(“如果我的伴侣抛弃了我，我有时会贬低自己”，r=0.11)的相关性在0.3以下，删除后余下36个条目与总分的相关系数在0.33~0.66之间.

对第1批数据中余下的36个条目进行探索性因素分析，统计结果显示Bartlett球形检验达到显著，χ²=10 147.48，p < 0.001，KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)=0.94，表明总体的相关矩阵有共同因素存在，适合进行因素分析. 采用主成分分析法，因在Kapusta等^[8]的研究中表明爱的能力量表维度之间存在相关，且斜交旋转更具有一般性^[16]，因此采用Promax斜交分析进行因子旋转，将因子负荷小于0.4或具有多重负荷的条目进行删除^[17]. 按此标准删除了第12题(我认为我对我的伴侣忠诚)、第21题(我乐于向我的伴侣表达自己的自在)和第31题(我认为我和伴侣的感情很深)；随后对余下的33个条目再次进行因素分析，发现第13题(我对伴侣隐瞒着一些秘密)因子负荷小于0.4，同时第7题(我经常对我的伴侣感到厌烦)、第15题(有时候我感觉我的人际关系受到了限制)、第16题(我和我的伴侣在一起时我感到非常自在，并在他/她的陪伴下充满安全感)、第22题(当他/她需要我的帮助时，我乐意照顾他/她)和第23题(我喜欢在日常生活中分担责任，以减轻伴侣的压力)与原始的项目因子归属有差异，故删除. 尽管有研究者认为条目数在3以下的因子应该删除^[18]，但在Kapusta等^[8]的研究中，性激情的持久性因子只有两个条目，因此本研究为了保持与原量表的一致性，将其保留. 最终剩下27个条目，并抽取出与原量表相同的6个因子：对另一半的兴趣(指能够对伴侣的生活或理想有一种持续的好奇心和兴趣，如“我很高兴分享伴侣的成功”)、共同的自我理想(指能够与另一半共同致力于一段感情，有着持续活跃的、激动人心的共同理想和愿望，如“我们总是努力处理我们之间的关系”)、基本的信任(包括对伴侣的信任，以及向伴侣坦诚自己弱点的能力，如“我的缺点、内心的冲突和问题对他/她开放”)、感恩(指对伴侣心怀感激，如“我对来自伴侣的爱心怀感激”)、失去和悲痛(是指一段亲密关系结束后，能够坦然地接受，不会过于自责，以及埋怨或想要报复对方，如“当我被伴侣抛弃时，我有时想要报复”)、性激情的持久性(在长期的亲密关系中，对激情或性的兴趣不会随着时间的流逝而减弱，如“在长期的恋爱关系中，我对性会出现厌倦”). 6个因子对总方差的累积方差贡献率为60.34%. 27个条目的因子负荷、各因子的解释率见表 1.

对第2批数据采用极大似然估计法进行验证性因素分析，结果表明模型的拟合指数较好，χ²=865.18，df=334，χ²/df=2.59，GFI=0.90，CFI=0.92，IFI=0.92，RESMA=0.053. 所有条目的标准化载荷在0.46~0.84之间.

为探讨量表的结构效度，对各因子以及因子与量表总分进行相关分析. 结果表明各因子的相关系数在0.10~0.73之间，各因子与总分的相关系数在0.35~0.86之间，均具有统计学意义(表 2).

本研究采用冲突应对方式量表和亲密关系满意度量表作为爱的能力量表的校标效度. 从表 3可知，爱的能力与亲密关系满意度的相关系数为0.51，各分量表与亲密关系满意度的相关系数在0.18~0.51之间，具有统计学意义(p＜0.1%)；爱的能力与离开(-0.37)和忽视(-0.19)呈负相关，与讨论呈正相关(0.45)，与忠诚的相关系数不具有统计学意义(p＞5%)，各分量表与冲突应对方式的相关系数在-0.23~0.44之间.

信度是指量表本身的稳定性和可重复性^[19-20]. 本研究采用内部一致性系数(Cronbach α系数)、分半信度、重测信度作为检验修订后爱的能力量表的信度指标.

对第2批和第3批数据分别进行内部一致性分析. 结果表明，对另一半的兴趣、共同的自我理想、基本的信任、感恩、失去和悲痛、性激情的持久性以及总体量表在第2批数据中的Cronbach α一致性系数分别为0.87，0.84，0.82，0.83，0.68，0.69，0.91；在第3批数据中的Cronbach α一致性系数分别为0.84，0.83，0.83，0.83，0.72，0.82，0.91.

对第2批和第3批数据分别进行分半信度分析，因有的因子有偶数个条目，有的因子有奇数个条目，因此对有偶数个条目的因子采用Spearman-Brown等长的方式估计，而对奇数个条目的因子采用Spearman-Brown不等长的方式估计. 结果表明，对另一半的兴趣、共同的自我理想、基本的信任、感恩、失去和悲痛、性激情的持久性以及总体量表的分半信度在第2批数据中分别为0.81，0.84，0.81，0.79，0.58，0.69，0.88；在第3批数据中分别为0.81，0.80，0.69，0.75，0.62，0.82，0.77.

对量表的重测信度分析结果表明，总体量表的重测信度为0.61，对另一半的兴趣、共同的自我理想、基本的信任、感恩、失去和悲痛、性激情的持久性的重测信度分别为0.51，0.50，0.56，0.47，0.39，0.59，均具有统计学意义(p < 0.1%).

爱的能力问卷是自评问卷，测评个体在亲密关系中爱的能力. 该研究首次在中国文化背景下对Kapusta等^[8]编制的爱的能力量表进行了初步修订，对其信度和效度进行了验证.

根据项目分析结果，本研究删除了第34，37，39，40，41共5个条目，其余条目与量表总分之间的相关系数达到0.3以上，且在高、低组上差异具有统计学意义，表明条目的区分度良好. 采用主成分分析法对其进行探索性因素分析，删除因子负荷小于0.4以及不归属于该因子上的条目后，剩余27个条目. 本研究抽取出6个因子：对另一半的兴趣、共同的自我理想、基本的信任、感恩、失去和悲痛、性激情的持久性，这与原量表相似，表明该问卷在结构上具有跨文化的一致性. 采用验证性因素分析，结果表明模型的拟合指数较好，相关分析也证明修订后爱的能力量表具有良好的结构效度. 在校标效度上，研究结果显示爱的能力及其各分量表均与亲密关系满意度呈正相关，说明爱的能力得分越高，个体对亲密关系的自我评价也相对较高；爱的能力越强，在建设性的冲突应对方式上也较高(如讨论)，破坏性的冲突应对方式较低(如离开和忽视). 研究中发现爱的能力与忠诚的相关性不显著，在分量表上只有共同的自我理想与忠诚相关，说明当个体致力于处理伴侣双方的关系、共同应对生活时，个体也倾向于对亲密关系更加忠诚.

在信度上，对修订后爱的能力量表内部一致性信度进行检验. 结果表明，总体量表的内部一致性系数为0.91，各个分量表的内部一致性系数也介于0.68~0.87之间，达到了心理测量学的要求；Kapusta等^[8]的研究也表明总体量表的内部一致性系数介于0.88~0.92之间，分量表的内部一致性系数在0.67~0.86之间，可见修订后量表的内部一致性系数与原量表相似. 在分半信度上，总体量表的分半信度2次测试分别为0.88和0.77，各分量表的分半信度在0.58~0.88之间. 总体量表和分量表的重测信度在0.39~0.61之间均具有统计学意义. 因此，在信度和效度上，中文版爱的能力量表基本达到心理测量学的要求.

英文版爱的能力量表共有41个条目，而修订后中文版爱的能力量表虽在结构上与英文量表一致，但只保留了27个条目，这在一定程度上反映了虽然中西方有着相同的爱的能力结构，但不同文化下对爱的能力某些成分的理解却不一样. 比如第22题(当他/她需要我的帮助时，我乐意照顾他/她)和第23题(我喜欢在日常生活中分担责任，以减轻伴侣的压力)，在西方被试群体中这两题归属于“感恩”维度，但是在中国群体中却属于“共同的自我理想”，即在中国文化背景下，日常生活中分担责任，减轻对方的压力体现了致力于共同生活，而非感恩. 可见，在相同的结构中中国人与西方群体的理解有差异. 因此，今后在爱的能力的理解和量表制定中，有必要考虑文化差异. 有研究者指出，中国人对爱情有不同的理解，如鄢静^[21]基于中国的文化背景，提出我国成年人爱的心理由4个概念构成，分别是亲密关系、激情、责任感和忠贞. 因此，探讨中国人爱的能力和结构，开发适应于中国文化背景下的爱的能力量表十分必要. 此外，爱的能力量表的编制基于Kernberg的理论基础^[10]，但Kernberg^[10]认为爱的能力包含10个成分，而在Kapusta等^[8]的分析中爱的能力量表没有包含对坠入情网的能力、真正宽恕的能力、拥有成熟的依赖等的测量，那么在中国文化背景下是否拥有这些独立的成分还需要进一步研究.

中文版爱的能力量表具有较好的信度和效度，可在今后我国开展两性亲密关系等相关研究或相关咨询领域中使用.