1. 引言
美国的Arnett博士曾提出18至29岁是青春期与成年早期之间的成人初显期(Emerging Adulthood)，这个时期将随着国家工业化程度的加深以及个体受教育时间的增加而延长(Arnett, 2014)。已有研究表明，成人初显期阶段个体正经历身份认同探索及更多自我关注等多重挑战，此时若缺乏足够的社会支持，孤独感和内化症状(如焦虑、抑郁)将显著增加(Kirwan et al., 2024)。社会支持被定义为向他人提供帮助或安慰，通常是为了帮助他们应对生理、心理和社会压力。支持可能来自个人社交网络中的任何人际关系，包括照顾者、家庭成员、朋友、邻居、宗教机构、同事或支持团体。支持的形式可以是实际帮助(如做家务、提供建议)、给予金钱或其他直接物质援助的有形支持以及让个体感到被重视、被接受和被理解的情感支持(VandenBos, 2015)。
关于社会支持有三种主要理论，压力缓冲假说(Cohen & Wills, 1985)、主效应模型(Cohen et al., 2000)和社会资本理论(Drageset, 2021)。缓冲假说提出了社会关系的间接影响。社会关系提供了信息、情感或有形资源，这些资源能促进人们在急性或慢性压力下的适应过程。社会资源可以缓冲压力因素对健康的有害影响。主效应模型认为，社会关系通过刺激大脑活动、提供有意义的角色以及促进健康和自我保健，对健康产生更直接的认知、情感、行为或生物影响。社会资本理论区分了两种社会资本：联结资本和桥梁资本。当与相同年龄、兴趣爱好相似的人(相互联系的维度)交往时，就会产生联结资本。当与不像自己的人交往时(例如，在两代人之间)，就会产生桥梁作用，两种社会资本可以相互加强。上述主要理论表明，社会支持对于心理健康至关重要。在社会支持的研究中，对问卷进行纵向等值性检验具有至关重要的意义，可以确保在不同时间点上，问卷所测量的潜在结构和条目参数保持不变，从而使得对社会支持水平的变化解读为真实的个体变化，而非测量工具本身的结构或项目功能差异所致(Putnick & Bornstein, 2016)。以便科学地揭示社会支持随个体发展、社会环境变迁或干预措施而产生的轨迹差异。F-SOZU K-14社会支持问卷是在国际研究中对感知到的社会支持进行简短而可靠评估的工具。它在德国14~92岁具有代表性的被试中的内部一致性系数为0.94，一周后重测信度为0.96 (Kliem et al., 2015)，一直以来该问卷在中国大学生群体中的纵向测量等值性研究相对较少。综上所述，本研究旨在通过对大学生群体为期两年的三次调查，探究F-SOZU K-14社会支持问卷在大学生群体中的性别和测量等值性，以期为心理健康教育和心理干预等领域提供坚实的测量学基础。
2. 对象与方法
2.1. 对象
对1000名大学生进行了为期两年的三次调查测量，首次调查T1时间为2021年11月，得到有效样本912个，有效回应率为91.20%；间隔一年左右的T2时间对第一次调查的912个有效样本再次进行调查，得到有效样本826个，有效回应率为90.57%；在间隔一年左右的T3时间对T2时间的826个样本进行第三次调查，有效回应率为91.28%，调查回应率良好，均高于普遍期望标准80% (Fincham, 2008)。最终获得有效样本754个，年龄为(19.27 ± 1.48)岁，其中男生392人，占52.00%。
2.2. 工具
本研究使用德国研究者Fydrich等(Fydrich et al., 2009)编制的F-SOZU K-14社会支持问卷中文版(朱美侠等，2016)，该问卷是共14个条目的单维度问卷。内容包括“如果我要离家一段时间，我能轻易地找到人照看房子”、“有几个人是可以无条件的包容接受我”，采用5点计分法，从“完全不符合”到“完全符合”，问卷总分为各项目得分相加，分数范围是14至70。本研究中三次测量的内部一致性系数分别为0.975，0.981和0.982。
2.3. 数据处理方法
对收集到的数据使用SPSS 27.0进行描述性统计和皮尔逊相关分析。使用Mplus 8.3稳健最大似然估计法进行单组验证性因素分析和多组验证性因素分析。模型拟合指数CFI值高于0.90时可接受(Hu & Bentler, 1999)。当RMSEA的值小于0.06时代表模型拟合良好，0.07~0.08为中等拟合，0.08~0.10为“边缘”拟合(Chen, 2008; Cheung & Rensvold, 2002)。
3. 结果
3.1. 描述性统计
对三个时间点各条目得分进行描述统计，见表1。T1时间各条目的均值在3.63到4.07之间，标准差在0.86到0.99之间。T2时间各条目的均值在3.57到3.89之间，标准差在0.89到0.99之间，T3时间各条目的均值在3.62到3.88之间，标准差在0.86到0.98之间。相关分析结果显示，三次调查的T1、T2和T3的总分相关显著(r = 0.41~0.48, P < 0.001)，见表2。
Table 1. Descriptive statistics and standardized factor loadings (N = 754)
表1. 描述性统计及标准化因子载荷(N = 754)
|
T1 |
T2 |
T3 |
Item条目 |
M ± SD |
Skewness偏度 |
Kurtosis峰度 |
Factor Loading因子载荷 |
M ± SD |
Skewness偏度 |
Kurtosis峰度 |
Factor Loading因子载荷 |
M ± SD |
Skewness偏度 |
Kurtosis峰度 |
Factor Loading因子载荷 |
1 |
3.63 ± 0.99 |
−0.22 |
−0.49 |
0.74 |
3.57 ± 0.99 |
−0.25 |
−0.34 |
0.78 |
3.62 ± 0.93 |
−0.20 |
−0.24 |
0.77 |
2 |
3.87 ± 0.92 |
−0.35 |
−0.38 |
0.84 |
3.76 ± 0.97 |
−0.38 |
−0.17 |
0.90 |
3.78 ± 0.95 |
−0.31 |
−0.39 |
0.90 |
3 |
3.91 ± 0.91 |
−0.43 |
−0.22 |
0.89 |
3.79 ± 0.93 |
−0.36 |
−0.18 |
0.91 |
3.82 ± 0.90 |
−0.33 |
−0.16 |
0.91 |
4 |
3.97 ± 0.94 |
−0.64 |
0.01 |
0.89 |
3.82 ± 0.95 |
−0.43 |
−0.09 |
0.92 |
3.83 ± 0.93 |
−0.37 |
−0.27 |
0.90 |
5 |
3.91 ± 0.86 |
−0.43 |
0.04 |
0.86 |
3.80 ± 0.89 |
−0.36 |
−0.04 |
0.90 |
3.85 ± 0.86 |
−0.29 |
−0.15 |
0.87 |
6 |
3.97 ± 0.92 |
−0.55 |
−0.12 |
0.90 |
3.84 ± 0.94 |
−0.42 |
−0.17 |
0.92 |
3.81 ± 0.90 |
−0.28 |
−0.28 |
0.93 |
7 |
3.92 ± 0.92 |
−0.49 |
−0.19 |
0.86 |
3.75 ± 0.96 |
−0.41 |
−0.12 |
0.90 |
3.78 ± 0.91 |
−0.33 |
−0.06 |
0.90 |
8 |
4.07 ± 0.91 |
−0.71 |
0.16 |
0.83 |
3.89 ± 0.95 |
−0.52 |
−0.07 |
0.87 |
3.88 ± 0.91 |
−0.38 |
−0.20 |
0.91 |
9 |
3.90 ± 0.94 |
−0.52 |
−0.19 |
0.87 |
3.80 ± 0.95 |
−0.39 |
−0.20 |
0.87 |
3.82 ± 0.91 |
−0.41 |
0.02 |
0.89 |
10 |
3.79 ± 0.99 |
−0.52 |
−0.43 |
0.86 |
3.73 ± 0.99 |
−0.43 |
−0.19 |
0.89 |
3.76 ± 0.98 |
−0.40 |
−0.18 |
0.89 |
11 |
4.03 ± 0.91 |
−0.63 |
0.00 |
0.92 |
3.82 ± 0.96 |
−0.47 |
−0.08 |
0.93 |
3.85 ± 0.91 |
−0.35 |
−0.22 |
0.92 |
12 |
3.98 ± 0.94 |
−0.61 |
−0.11 |
0.88 |
3.84 ± 0.95 |
−0.44 |
−0.20 |
0.90 |
3.86 ± 0.93 |
−0.41 |
−0.21 |
0.92 |
13 |
4.00 ± 0.93 |
−0.64 |
−0.03 |
0.90 |
3.82 ± 0.99 |
−0.53 |
0.01 |
0.92 |
3.82 ± 0.94 |
−0.42 |
−0.05 |
0.93 |
14 |
3.87 ± 0.95 |
−0.49 |
−0.16 |
0.83 |
3.75 ± 0.97 |
−0.38 |
−0.16 |
0.86 |
3.75 ± 0.93 |
−0.30 |
−0.14 |
0.85 |
Table 2. Correlation analysis of total score
表2. 总分相关性分析
|
M ± SD |
T1 SS |
T2 SS |
T3 SS |
T1 SS |
54.80 ± 11.41 |
1 |
|
|
T2 SS |
52.97 ± 12.03 |
0.46*** |
1 |
|
T3 SS |
53.26 ± 11.59 |
0.41*** |
0.48*** |
1 |
注：N = 754，***P < 0.001。SS代表社会支持(SS = Social Support)。
3.2. 标准化因子载荷
三个时间点上各条目的标准化因子载荷如表1所示。T1时间点，14个条目因子载荷在0.74至0.92之间，T2时间点14个条目因子载荷在0.78至0.93之间，T3时间的14个条目因子载荷在0.77至0.93之间。结果表示社会支持问卷的单因子模型在不同时间点上具有稳定性。
3.3. 单组验证性因素分析
F-SOZU K-14社会支持问卷的单因子结构的拟合结果如表3所示。首先检验两个时间点上的模型拟合，结果显示单因子结构在不同时间点的模型拟合可接受。
Table 3. Model fit indices for each time point
表3. 各时间点参数拟合值
Group |
χ2 |
df |
CFI |
TLI |
RMSEA (90% CI) |
SRMR |
T1 |
390.429 |
77 |
0.936 |
0.924 |
0.073 |
[0.066, 0.081] |
0.028 |
T2 |
389.063 |
77 |
0.945 |
0.935 |
0.073 |
[0.066, 0.081] |
0.022 |
T3 |
461.689 |
77 |
0.919 |
0.905 |
0.081 |
[0.074, 0.089] |
0.030 |
3.4. 测量等值检验
3.4.1. 形态等值检验
测量等值性的检验按照严格程度依次分为：形态等值(configural invariance)、单位等值(metric invariance)、尺度等值(scalar invariance)和严格等值(strict invariance) (Luong & Flake, 2023)。首先，使用多组验证性因素分析，建立形态等值模型(M1)来检验F-SOZU K-14社会支持问卷是否满足跨时间结构不变性，即该模型的因素构成形态是否相同。形态等值检验允许各参数自由估计，得到拟合指数如下：CFI = 0.906，TLI = 0.900，RMSEA = 0.075，各拟合指数均达到了测量学要求，见表4，说明F-SOZU K-14在三个时间点上满足形态等值，可作为单位等值检验的基线模型。
Table 4. Longitudinal measurement invariance test
表4. 纵向测量等值性检验
|
χ2 |
df |
CFI |
TLI |
RMSEA (90% CI) |
ΔCFI |
ΔRMSEA |
M1 |
3683.757 |
816 |
0.906 |
0.900 |
0.075 |
[0.072, 0.077] |
|
|
M2 |
3718.709 |
842 |
0.905 |
0.903 |
0.074 |
[0.071, 0.076] |
−0.001 |
0.001 |
M3 |
3978.416 |
870 |
0.903 |
0.902 |
0.075 |
[0.073, 0.078] |
0.002 |
−0.001 |
M4 |
4545.685 |
898 |
0.902 |
0.899 |
0.080 |
[0.078, 0.082] |
0.001 |
0.002 |
3.4.2. 单位等值检验
在M1满足的条件下，限制各组因素载荷相等(单位等值)，建立单位等值模型(M2)，得到拟合指数如下：CFI = 0.905，TLI = 0.903，RMSEA = 0.074，各拟合指数均达到了测量学要求，见表4的M2，这一结果支持因素载荷跨时间等值。
3.4.3. 尺度等值检验
在单位等值得到验证的前提下，设定三个时间点的阈限相等(尺度等值)，该模型见表4的M3。检验指数显示，虽然模型接近边缘拟合(RMSEA = 0.075)，但ΔCFI及ΔRMSEA仍在接受范围内CFI = 0.903，TLI = 0.902，因此尺度等值模型成立，三个时间点存在完全尺度等值。
3.4.4. 严格等值检验
在尺度等值模型成立的基础上，验证不同组间的误差方差是否等同，因此设定三个时间点的误差方差等值，模型拟合指数见表4的M4，虽然模型拟合程度是边缘拟合(RMSEA = 0.080)，但同时ΔCFI及ΔRMSEA满足条件ΔCFI均小于0.01，ΔRMSEA也均小于0.015。因此严格等值模型成立，结果证明，F-SOZU K-14社会支持问卷在三个时间点上存在着测量等值性。对T1、T2和T3时间的数据进行性别测量等值性检验，模型拟合结果如表5所示。4个模型的CFI和TLI指标均在0.899至0.910之间，RMSEA指标均在0.077至0.081之间，虽为边缘拟合，但模型间两两比较ΔCFI均小于0.01，ΔRMSEA也均小于0.015。因此，F-SOZU K-14社会支持问卷存在性别测量等值性。
Table 5. Gender measurement invariance test
表5. 性别测量等值性检验
|
χ2 |
df |
CFI |
TLI |
RMSEA (90% CI) |
ΔCFI |
ΔRMSEA |
M1 |
5416.555 |
1632 |
0.905 |
0.899 |
0.078 |
[0.076, 0.081] |
|
|
M2 |
5465.834 |
1671 |
0.909 |
0.910 |
0.077 |
[0.075, 0.080] |
0.004 |
0.001 |
M3 |
5631.800 |
1710 |
0.901 |
0.901 |
0.078 |
[0.076, 0.081] |
0.008 |
−0.001 |
M4 |
6705.823 |
1780 |
0.906 |
0.901 |
0.081 |
[0.079, 0.084] |
−0.005 |
−0.003 |
4. 讨论
本研究首次对F-SOZU K-14社会支持问卷在中国大学生群体中进行了跨性别和时间点的测量等值性检验。三次测量的内部一致性系数为0.975~0.982，与Bieda等对K-14社会支持问卷在德国、俄罗斯和中国大学生中的横向跨文化研究中0.95的结果接近(Bieda et al., 2017)，这表明在大学生群体中，K-14不仅具有跨文化的可靠性，而且还具有跨时间的可靠性。本研究的单组验证性因素分析结果发现K14社会支持问卷的单因子结构在大学生群体中具有可接受的拟合度，证明了该结构在大学生群体中具有相对稳定性。多组验证性因素分析的结果显示，K-14在大学生群体中跨时间的形态等值、单位等值、尺度等值和严格等值均成立。这表明K-14在跨时间的三个时间测量了相同的结构。以形态等值模型成立为前提，限制因子载荷相等建立单位等值模型。单位等值成立表明K-14各条目的潜在特质和观测指标在三个时间具有相同意义。尺度等值的成立表明K-14在不同时间点的观测变量之间具有相同的参照点。严格等值的成立表明各时间点测量的误差方差等值。由此可见K-14在本研究的大学生群体中存在着跨时间的测量不变性，其观测分数可以在不同时间点进行合理的比较。同时，性别分组的纵向测量等值性的四个模型也均成立，这表明该问卷具有性别测量等值性。此外，K-14目前在医学领域应用广泛，该问卷不仅与口腔健康相关的生活品质显著相关(Ernst et al., 2024)，而且已用于波兰、德国、瑞典和葡萄牙四个国家的在线心理治疗影响因素研究(Rutkowska et al., 2023)，以及先天性心脏病患者创伤后应激障碍的保护因素研究(Freiberger et al., 2024)。近年来为了提高测量效率，有研究者在此基础上进一步修订并开发了K-6和K-3的简短版(Kliem et al., 2015; Petersen et al., 2024)，同样具有较好的信效度。本研究虽然验证了F-SOZU K-14社会支持问卷在时间上具有性别等值性以及纵向测量等值性，但针对我国其他年龄段群体、不同职业、地区以及文化背景被试的研究还有待进一步探究。
NOTES
*通讯作者。