International Open Access Journal Platform

1 引言

高中阶段是个体从少年期向成年期过渡的关键转折期，也是个体生理成熟、心理独立与社会化进程加速并行的特殊阶段。在这一时期，高中生不仅面临着高考升学的巨大课业压力，还需要应对日益复杂的同伴关系及自我同一性的确立。相关研究指出，我国高中生焦虑、抑郁及人际敏感等心理适应问题的检出率呈逐年上升趋势（Liu et al.，2021）。在影响高中生心理健康的众多环境因素中，社会支持系统与校园人际环境起着至关重要的作用。

社会支持理论认为，社会支持是个体从其社会网络中获得的物质、情感或信息援助（Cobb，1976）。对于高中生而言，来自家庭的情感温暖、教师的关怀以及同伴的接纳，能够构建起强大的心理缓冲系统，帮助其有效应对压力（Barrera，1986; Cohen & Wills，1985）。然而，社会支持并非存在于真空之中，它与其所处的人际生态环境紧密交织。根据Bronfenbrenner的社会生态系统理论，个体的发展受微观系统（如家庭、学校）的直接影响。在高中校园中，除了积极的社会支持外，消极的人际互动——特别是校园欺凌、社交排斥与人际焦虑，构成了高中生社会生活的另一面。

近年来，校园欺凌作为一种重复的、故意的攻击行为，已成为全球关注的公共卫生问题。研究表明，遭受欺凌的受害者往往表现出更高水平的社交焦虑与孤独感，且其感知到的社会支持水平显著降低（Chu et al.，2010）。欺凌经历不仅直接损害身心健康，更会破坏个体的社会支持系统，使学生在遭遇困难时产生无助感，从而无法利用潜在的支持资源。也就是说，一个高中生的社会适应状况，是“获得的社会支持”与“遭受的人际威胁”相互博弈的结果。

然而，目前现有的测量工具多存在单一视角的局限性。经典的领悟社会支持量表（MSPSS）或社会支持评定量表（SSRS）主要关注正向的支持资源，却忽略了阻碍支持获取的负向环境因素（Zimet et al.，1988; 严标宾，郑雪，2006; 肖水源，1994）。单纯测量正向支持，可能无法真实反映那些“既有家庭支持，但在学校遭受隐形欺凌”的学生的真实困境。对于高中生这一特定群体，若不将社交焦虑与欺凌受害经历纳入评估范畴，就难以全面描绘其社会支持系统的真实全貌。

鉴于此，本研究认为，对高中生社会支持的评估应采用一种更整合的视角，既包含家庭、教师、同伴提供的正向支持，也应涵盖社交焦虑、孤独感及欺凌受害等负向人际体验。本研究旨在编制一份综合性的高中生社会支持与人际适应量表，并检验其信效度。本量表将涵盖家庭支持、同伴互动、社交情绪以及欺凌经历等多个维度，旨在为教育工作者提供一个更具生态效度的评估工具，以便精准识别那些在人际网络中处于“低支持、高风险”状态的学生，为构建和谐校园与实施心理干预提供科学依据。

2 研究方法

2.1 量表初稿的编制

以“社会支持”“高中生”“校园欺凌”“社交焦虑”“人际适应”等关键词检索中国知网、万方数据库、PubMed、Web of Science等数据库。参考社会支持理论、压力—缓冲模型以及青少年社会生态系统理论，结合高中生心理发展特点建立条目池。

考虑到高中生的社会支持系统不仅涉及获得帮助的正向资源，还深受校园人际环境（如欺凌、排斥）的负向影响，本研究将量表结构初步构想为正向支持资源与负向人际环境两大板块。具体涵盖家庭支持（如父母倾听、家庭援助）、教师支持（如生活帮助）、同伴支持（如朋友陪伴）、社交适应（如孤独感、社交焦虑），以及欺凌与受害经历（如遭受言语/肢体欺凌、被孤立及其身心影响）等内容。初步编制的条目旨在全面评估高中生在校园及家庭环境中的人际互动质量与支持获得感。

2.2 专家函询

专家纳入标准：具有中级以上职称或具备硕士以上学历的心理学专家、教育学专家及中小学心理健康教育教研员；自愿参加并在规定时间内完成专家函询者。专家对函询条目的重要性及内容效度评分采用Likert 5 点计分法，1分表示“非常不重要/不相关”，5分表示“非常重要/高度相关”。

针对初稿中涉及的“欺凌受害”及“社交焦虑”类反向计分或负性事件条目，重点征询专家关于条目表述是否会引发被试心理不适的意见。结合专家建议，对部分语义模糊或存在歧义的条目（如“打点一切事情”“互相模仿学习”）进行了修订与删减。经过课题组与专家的多轮讨论，最终确定量表初稿共包含53个条目，涵盖了从领悟支持到实际人际遭遇的多个层面。

2.3 预调查

采用便利抽样法，选取临沂市兰陵区某实验学校的不同年级的学生50人进行预测试。旨在收集被试对这53个条目的语言表达清晰度、内容理解难易度，以及作答心理感受（特别是涉及欺凌回忆的条目）的反馈。根据调查结果对条目表述进行微调，例如确保“推搡”“造谣诽谤”等词汇符合高中生的日常理解习惯，并确认问卷指导语中关于保密性的强调能有效降低学生的顾虑。

纳入标准：（1）全日制普通高中在校生；（2）意识清楚，无严重的阅读障碍或理解困难。排除标准：近期经历重大创伤性事件情绪极度不稳定者；患有严重精神疾病无法配合调查者。调查对象均签署知情同意书，自愿参与本研究。

2.4 正式调查

2.4.1 研究对象

采用便利抽样法，选取山东省临沂市、曲阜市和泰安市的六所中学的在读高中生进行正式调查。根据心理测量学信效度分析要求，样本量应为量表条目数的5～10倍；另外，进行结构方程模型验证性因子分析时要求样本量>200（刘继文 等，2008）。纳入标准及排除标准同预调查。本研究量表初稿共53个条目，按照10倍估算样本量需530人，本研究实际发放问卷664份，满足统计学要求。本研究在施测前已获得各相关学校的许可，并遵循伦理原则。

2.4.2 研究工具

一般资料调查表和经过专家函询后形成的高中生社会心理适应量表初稿。该量表共包含53个条目，涵盖正向的社会支持（家庭、教师、同伴支持）以及负向的人际适应困扰（社交焦虑、校园欺凌经历等）多个维度。所有条目均采用Likert 5 点计分法，1分表示“完全不同意”，2分表示“部分不同意”，3分表示“一般”，4分表示“部分同意”，5分表示“完全同意”。

在计分解释上，对于社会支持类维度，得分越高代表个体领悟到的社会支持水平越高；对于适应困扰类维度，得分越高代表个体的心理困扰或受害程度越严重。

2.4.3 资料收集方法

在征得学校及被试的知情同意后，以班级为单位进行团体施测。本研究主要采用纸质版问卷现场发放的方式进行资料收集，由经过培训的主试（心理教师或研究生）宣读指导语，要求学生独立作答，当场回收。共发放问卷664份，回收后人工剔除规律性作答、漏填超过10%的无效问卷，最终获得有效问卷618份，有效回收率为93.1%。

2.5 统计学方法

采用Excel 2019、SPSS 26.0、AMOS 24.0软件进行数据录入、整理与分析。量表项目分析采用相关系数法、删除项后的Cronbach’s α系数：保留删除项后的Cronbach’s α系数不增高的条目。采用Excel随机函数将其数据分为A组（309例）、B组（309例），首先对A组数据采用项目分析和探索性因子分析进行条目筛选，分析因子构成情况以及各条目在对应因子上的载荷，对B组数据运用验证性因子分析检验量表各维度及条目的拟合优度情况。量表的信度分析采用内部一致性信度：检验总量表以及各维度的Cronbach’s α系数，Cronbach’s α系数≥0.90代表信度很高，0.80～0.90代表信度高。

3 结果

3.1 研究对象一般资料

618例被试中，男299例（48.4%），女319例（51.6%）；年龄12～18岁，平均年龄14.76岁；在居住地分布上，来自城市的学生240名（38.8%），来自农村的学生210名（34.0%），来自乡镇的学生168名（27.2%），样本在城乡分布上相对均衡。在年级分布上，初中阶段学生共268名（43.4%），其中初一90名（14.6%）、初二93名（15.0%）、初三85名（13.8%）；高中阶段学生共350名（56.6%），其中高一308名（49.8%）、高二42名（6.8%）。

3.2 项目分析

对A组数据进行项目分析以筛选条目，将CITC值小于0.4，并且删除题项后信度上升的条目删除。随后，对领悟社会支持、社交焦虑及欺凌受害三个维度重新进行信度分析。量表最终调整为32个条目，这32个条目均满足保留标准，结果如表1所示。

表 1 高中生社会支持与人际适应量表项目分析结果（n=309）

Table 1 The high school interpersonal adaptation scale items (n=309)

3.3 效度分析

3.3.1 探索性因子分析

对A组数据309例进行探索性因子分析。初步检验结果显示，KMO值为0.885，大于0.60的推荐标准，Bartlett’s球形检验近似卡方值为5111.254（df= 496，p<0.001），表明变量间存在显著的相关性，适合进行因子分析。

采用主成分分析法（Principal Component Analysis，PCA）抽取因子，并配合最大方差法进行正交旋转。在分析过程中，本研究制定了严格的条目剔除标准：（1）条目的因子载荷低于0.60；（2）条目存在严重的多重载荷（即在两个及以上因子的载荷均大于0.60）；（3）条目归类与其理论构想严重不符且无法合理解释；（4）单个因子所包含的条目数少于3个。依据上述标准，经过多次剔除与迭代分析，最终保留17个条目。对最终保留的条目再次进行探索性因子分析，结果显示KMO值为0.872，Bartlett’s球形检验近似卡方值为2505.389（df= 136，p<0.001）。依据特征值大于1的标准，共提取出3个公因子，累计方差贡献率为60.64%。所有保留条目的因子载荷均在0.60以上，且无双重载荷，因子结构清晰。量表具体结果如表2所示。

表 2 旋转后因子载荷系数表格（n=309）

Table 2 Exploratory factor analysis: structure matrix coefficients (n=309)

3.3.2 验证性因子分析

运用最大似然法，对B组数据（309例）进行验证性因子分析构建量表模型。以17个条目为观察变量，3个公因子为潜变量，形成一阶三因素模型，如图1所示。验证性因子分析结果显示，各条目的路径系数
为0.55～0.90。

整体拟合指数结果说明模型基本适配良好。其中，卡方自由度比值（χ2/df）为2.241，小于3的标准，表明模型适配度良好；在绝对拟合指数与增值拟合指数方面，比较拟合指数（CFI）为 0.950，Tucker-Lewis指数（TLI）为0.941，增值拟合指数（IFI）为0.950，以上指标均大于0.90的优秀标准。此外，近似误差均方根RMSEA为0.063，小于0.08的临界值。各项拟合指标均达到统计学要求，说明本研究所构建的三因子结构模型与实际数据拟合良好，具有较好的结构
效度。

通过计算平均方差变异（AVE）和组合信度（CR）来检验量表的聚合效度。其中，欺凌受害和社交焦虑维度的AVE值分别为0.713和0.550，均大于0.5的临界值；领悟社会支持维度的AVE值为0.418，虽略低于0.5，但其CR值高达0.832。且三个维度的组合信度均在0.830以上，表明量表具有良好的内部质量和收敛
效度。

图 1 验证性因子分析模型

Figure 1 Confirmatory factor analysis model

3.4 信度分析

对最终17个条目的量表进行信度分析，Cronbach’s α系数和Guttman折半系数均大于0.7，如表3所示。

表 3 高中生社会支持与人际适应量表信度（n=309）

Table 3 Reliability coefficients of the total scale and each domain (n=309)

4 讨论

本研究采用探索性因子分析、验证性因子分析对问卷结构效度进行交叉验证。经项目分析及探索性因子分析筛选后，最终保留17个问卷条目。分析结果显示，量表包含领悟社会支持、欺凌受害经历、社交焦虑三个维度，各条目在其相应公因子的载荷范围为0.60～0.90，均>0.6，累计方差贡献率为60.64%，符合测量学建议要求。这一结果支持了本研究关于高中生人际适应包含正向支持资源与负向人际困扰的双维理论构想。

为了进一步验证量表的结构效度，本研究采用验证性因子分析检验三因子模型与实际数据的拟合程度。结果显示，模型整体拟合指数表现优异：卡方自由度比值（χ2/df）为2.241，小于3的标准；RMSEA为0.063，小于0.08的临界值；CFI、TLI、IFI等增值拟合指数均大于0.94，远高于0.90的可接受标准，说明提取的三个因子能较好地解释高中生人际适应的结构特征。在收敛效度方面，欺凌受害和社交焦虑维度的AVE分别为0.713和0.550，均大于0.5的标准；领悟社会支持维度的AVE值为0.418，虽略低于0.5，但其组合信度高达0.832，根据Fornell和Larcker（1981）的观点，该维度仍具备可接受的收敛效度。各维度的组合信度（CR）均在0.830以上，表明量表内部结构稳定性良好。

信度分析结果表明，总量表及各分量表的Cronbach’s α系数和Guttman折半系数均大于0.79，表明问卷具有较高的内部一致性和稳定性。与以往仅关注社会支持单一方面或仅关注欺凌受害的工具不同，本量表整合了家庭与同伴支持、社交情绪体验以及校园欺凌环境三个关键要素。这种整合视角不仅能评估高中生获得的外部资源，还能灵敏地捕捉其面临的人际风险，从而更全面地反映高中生在复杂校园生态系统中的适应状况。

5 小结

本研究研制了高中生人际适应量表，共包含三个维度，17个条目。其中欺凌受害经历（6个条目）反映了个体遭遇的外部人际威胁，领悟社会支持（7个条目）反映了个体拥有的正向人际资源，社交焦虑（4个条目）反映了个体内在的人际情绪体验。验证性因子分析及信效度检验结果表明，该量表结构清晰，模型拟合良好，具有较高的信度和效度，可作为评估高中生人际适应水平及识别校园人际适应需要关注的学生群体的有效测评工具。

本研究存在一定局限性：首先，调查对象主要来自山东省多所中学，样本代表性在地域上存在一定限制，未来研究可扩大取样范围以验证量表的跨地区适用性；其次，本研究属于横断研究，仅能反映学生当前的人际适应状态，未来可结合纵向追踪研究，进一步探讨该量表的重测信度及其对心理健康指标的预测效度，从而对量表进行持续的优化与完善。

参考文献

[1] 刘继文, 李富业, 连玉龙. (2008). 社会支持评定量表的信度效度研究. 新疆医科大学学报, (1), 1-3.

[2] 肖水源. (1994). 《社会支持评定量表》的理论基础与研究应用. 临床精神医学杂志, 4(2), 98-100.

[3] 严标宾,郑雪. (2006). 大学生社会支持、自尊和主观幸福感的关系研究. 心理发展与教育, (3), 60-64.

[4] Barrera M. (1986). Distinctions between social support concepts, measures, and models. American Journal of Community Psychology, 14(4), 413-445.

[5] Chu P S, Saucier D A & Hafner E. (2010). Meta-Analysis of the Relationships Between Social Support and Well-Being in Children and Adolescents. Journal of Social and Clinical Psychology, 29(6), 624-645.

[6] Cobb S. (1976). Social Support as a Moderator of Life Stress. Psychosomatic Medicine, 38(5), 300-314.

[7] Cohen S & Wills T A. (1985). Stress, social support, and the buffering hypothesis. Psychological Bulletin, 98(2), 310-357.

[8] Fornell C & Larcker D F. (1981). Evaluating Structural Equation Models with Unobservable Variables and Measurement Error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39.

[9] Liu Y, Ni X & Niu G. (2021). Perceived Stress and Short-Form Video Application Addiction: A Moderated Mediation Model. Frontiers in Psychology, (12).

[10] Zimet G D, Dahlem N W, Zimet S G & Farley G K. (1988). The Multidimensional Scale of Perceived Social Support. Journal of Personality Assessment, 52(1), 30-41.