文化依戀問卷的編制及信效度檢驗

梁 麗 楊伊生

（1 西南石油大學心理發展與服務中心，成都 610500；2 內蒙古自治區心理學重點實驗室，呼和浩特 010022；3 內蒙古師范大學心理學院，呼和浩特 010022）

1 引言

黨的十八大以來， 習近平總書記在我國民族工作的重要會議中不斷重申要 “加強各民族交往交流交融”，并在黨的十九大報告中明確強調要“鑄牢中華民族共同體意識，加強各民族交往交流交融，促進各民族像石榴籽一樣緊緊抱在一起，共同團結奮斗，共同繁榮發展”（習近平， 2017）。各民族共處中華民族這個大家庭，在深度的交流交融中，情感上的相互親近是把各民族凝聚在一起的牢固紐帶。 文化依戀就是個體與文化之間的一種情感聯結 （梁麗 等，2019）。 研究認為，文化依戀過程具有多元性和動態性。個體不僅對母體文化產生依戀，對旅居地文化也會產生情感聯結，對更大的“共同內群體”——國家文化也會產生情感依戀（Hong et al.， 2013）。 我國是一個統一的多民族國家， 中華文化是由各民族群體共同創造的， 各個民族要學習和繼承本民族的傳統文化，更要學習和創新整個中華民族文化。不同于單一文化群體或多文化背景的移居者， 中國各民族既是文化的繼承者，也是文化的創造者。各民族個體既能對本民族文化產生文化依戀， 也能對其他民族文化產生文化依戀。 因此，在我國文化背景下，文化依戀的研究無論是對促進各民族的交融、民族團結、民族間的和諧發展， 還是促進各民族對中華文化的文化認同，提升文化自信，筑牢中華民族共同體意識均具有非常重要的意義。

自Hong 等人（2006）提出文化依戀（cultural attachment）的術語后，學者們針對文化依戀的概念界定、測量方法、對個體心理和行為的影響，以及個體對文化依戀的反應及心理機制等展開了廣泛探討。

首先，從概念上來看，最具代表性的是Hong 等人提出的文化依戀概念， 她們認為文化依戀是在親子依戀基礎上拓展出來的一個概念， 其本質類似于親子依戀，是個體與文化、文化群體之間相互作用而形成的情感聯結。 情感聯結表現為個體對文化的信賴感和歸屬感， 以及個體在面對外來文化沖擊時對母體文化的留戀（Hong et al.， 2013）。 國內對文化依戀的研究較晚，查閱中文期刊，最早明確使用文化依戀概念的是邵雪瑩， 她在借鑒Hong 等人文化依戀模型和內涵的基礎上， 將文化依戀定義為個體同其所屬文化及文化群體持續、穩定的情感聯結，包括個體能夠在多大程度上信賴其所屬文化及文化群體， 并且能夠在多大程度上從中獲得支持和安慰兩方面內容（邵雪瑩， 2016）。事實上，從個體對文化的情感聯結角度來看，國內學者佐斌等（2011）研究中華民族認同的心理成分時， 提出對中華民族的認同是由認知觀念和情感評價兩個方面構成。 其中情感評價方面主要是對該民族及其成員的依戀， 這種依戀和偏愛表現為對中華民族的情感偏愛、 對中華民族的歸屬感、對中華民族的眷念和愛護心理，特別表現為一種戀土情結， 以及與中華民族利益緊密聯系的民族自尊心、自豪感、榮辱感等高級情感（佐斌，秦向榮， 2011）。 這一提法實際上包含了對文化、對民族的情感依戀。 陳紀和章爍晨（2011）提出從培育家國情懷的角度促進各民族手足相親、團結和睦，推進各民族鑄牢中華民族共同體意識， 而家國情懷重要的構成要素之一就是情感依戀。

其次，在測量工具方面，目前的測量工具基本上是基于西方文化背景開發出來的， 比如文化依戀訪談問卷 （Hong et al.， 2011）、 文化依戀自評量表（Hong et al.， 2013）、母體文化依戀量表（Bazri et al.， 2013； Pishghadam ＆ Kamyabi， 2009）。 其中，文化依戀訪談問卷是在整合多元文化經驗的基礎上編制的， 該訪談要求被訪談者分別用五個詞語來形容自己在兩種及以上文化中生活和學習的經歷和體驗，并用實例詳細闡釋。 此外，該問卷還涉及個體對在不同文化環境內所遭遇的拒絕、 排斥和歧視經歷的表述。根據被訪談者的言語和情感反應，將被訪談者分為安全型文化依戀與非安全型文化依戀兩類。其中， 安全型文化依戀指在交流過程中能夠自如分享其文化經歷，能夠整合積極和消極的體驗，并形成完整、統一的表述；而非安全型文化依戀則指在分享多元文化經歷時表現出更多的防御和拒絕， 其表達方式通常是模糊含混、前后不一致、不連貫的，還可能出現對某一文化群體的過于強烈的情緒反應 （如憤怒等）。文化依戀自評量表通過文化依戀中的焦慮（文化中被他人拋棄的程度） 和文化依戀中的回避（文化中對他人的回避和不信任程度）這兩個維度來測量個體在母體文化和外地文化中的情感反應。 該量表分為焦慮和回避兩個維度，共計20 題。其中，文化依戀焦慮維度10 題，反映了個體對于被文化及文化群體拋棄的擔憂程度； 文化依戀回避維度10 題，反映了個體對于文化和文化群體的不信任與拒絕程度。 該量表采用Likert7 點計分法（1 分表示非常不同意，7 分表示非常同意）， 分數越高代表個體依戀焦慮和依戀回避水平越高。 母體文化依戀量表共計36 個題項，采用Likert 4 點計分法（1 分表示完全不同意，4 分表示完全同意）， 包括宗教依戀、 西方依戀、民族依戀、文化依戀和藝術依戀五個分量表。 除這三個主要的文化依戀測量工具外，Yap 等提出文化依戀量表包括安全性（歸屬性）、無關緊要性、無邊界性和神圣性四個維度， 以此衡量對自己母體文化的態度， 量表的不同維度考慮到文化依戀的不同組成部分（Yap et al.， 2019）。Belayet 等用母語使用能力和參與傳統活動的程度評估母體文化依戀大小，具體用講母語的能力、理解母語的能力、參與傳統娛樂活動的程度和參與傳統消費或補充收入活動的程度四個變量來代表文化依戀 （Belayet ＆ Laura，2020）。

第三， 在現有的為數不多的文化依戀對個體心理和行為的影響， 以及個體對文化依戀的反應及心理機制的研究中， 國內研究者幾乎都是直接采用國外研究的內涵、模型、方法和工具。 如，邵雪瑩采用Hong 等編制的文化依戀自評量表分別測量個體對家文化和外文化的依戀焦慮和依戀回避， 來探討異地就學大學生文化依戀、歧視知覺、心理彈性和心理壓力的關系（邵雪瑩， 2016）。 楊淑惠同樣采用該量表探討了文化依戀、應對策略與適應之間的關系（楊淑惠， 2017）。 閆慧麗采用Hong 的文化依戀范式，設計實驗研究了文化依戀對旅游目的地安全感的影響（閆慧麗，2017）。 利愛娟等也采用 Hong 等編制的文化依戀量表來評估我國蒙古族在適應新環境時對蒙古族文化的依戀狀況 （利愛娟， 楊伊生， 2017）。她們采用該問卷發現， 對母體文化的認同和母體文化帶給個體的安全和受保護感知影響其對母體文化的依戀（利愛娟， 楊伊生， 2018）。

從這些文獻來看， 我國目前還缺乏對文化依戀的概念體系、測量工具、結構特征等方面的系統分析和研究。我國自古是一個多民族的國家，中華文化的起源和形成是多元文化共同發展的過程， 各民族之間的文化傳遞和民族交往， 使民族文化最終形成了多元一體化格局。 我國的多元文化格局有其自身的特點和軌跡， 國外的相關理論和結論顯然不能直接應用于我國的現實中，其必然有一個本土化的要求。因此， 采用已有文化依戀的理論結構和研究工具時我們需要考慮以下問題： 首先，Hong 等針對多元文化背景下個體在跨文化適應中出現的情緒情感問題，從依戀的角度提出了文化依戀的概念。 然而，事實上， 我國文化歷來注重人倫情感， 個體常常將國家、 民族視為蘊含著自身強烈認同感和安全感的情感載體。 從這個層面上看， 我們每個人對自身的文化、自己的民族、自己的出生地、自己的母語等都會有一種情感， 這種情感并不一定僅僅是在跨文化適應中出現的，它可能包括更大的范疇，也就是說文化依戀的形成是普遍的。那么，文化依戀到底該如何界定？其理論結構是怎樣的？ 其次，已有文化依戀量表是研究者針對自己的研究問題， 基于不同學科框架的視角， 在不同的經驗和已有相似量表的基礎上得到的。 如Hong 等編制的文化依戀量表，是根據傳統依戀的特點， 改編傳統的親密關系經歷問卷而得出的，這種改編是否合適？ 再次，在西方文化背景下編制的文化依戀量表直接用于我國個體是否恰當？ 因此，本研究擬結合開放式問卷調查，根據我國社會、文化、歷史的特點，從“文化”和“依戀”兩個概念的特征出發，建構文化依戀的理論維度，對文化依戀的結構進行深入研究， 并按照問卷開發的流程編制出具有較高信、效度的，普適性的本土化文化依戀量表，為構建一個合理的本土化文化依戀結構模型奠定基礎。

2 編制過程與方法

2.1 文化依戀量表維度及內涵的確定

本研究在已有研究成果基礎上， 以依戀的原始模型以及依戀擴展領域的相關模型為理論基礎，將文化依戀界定為個體與特定文化之間形成的一種具有積極認知性和情感性的心理聯結， 并由此導致的對該文化的熱愛、接近及依賴傾向。“心理聯結”表現為個體對該文化的信賴感和歸屬感， 以及個體從該文化中獲得的安全感和支持感。 文化依戀是包括認知、情感和意向三種基本成分，具有積極傾向的一個構念，具體包括文化正向評價、文化積極情感和文化親近行為三個維度。其中，文化正向評價維度對應于認知成分，文化積極情感維度對應于情感成分，文化親近行為維度對應于意向成分。 文化正向評價主要涉及個體對該文化的積極看法、評價，以及個體感知特定文化賦予自身的特殊意義而與之形成的自我關聯程度。 文化積極情感主要涉及個體與特定文化之間形成的情感紐帶， 表現為個體對該文化的信賴感和歸屬感以及個體從該文化中獲得的安全感和支持感。 文化親近行為涉及個體感知到特定文化具有滿足其心理需要的功能， 而在行為上表現出的對該文化的依賴、保護、傳承和踐行等積極行為傾向，以及在文化壓力和威脅狀態下尋求文化群體或文化符號心理支持的外顯行為（傾向）。

2.2 量表項目的來源與篩選

2.2.1 開放式問卷調查

基于文化依戀的概念及內涵界定， 從文化依戀的三個維度切入， 在文獻分析和參照相關問卷的基礎上制定開放式問卷。 由于個體對文化的情感聯結可能是一個潛在的、 內隱的、 具有情境性的心理結構，因此，如果調查單一文化背景的被試可能難以得出預想的結果。 為了比較全面地理解和測查文化依戀的內涵，開放式問卷以情境假設型題目為主。具體題目包括4 個，分別為：（1）請問當您在其它文化環境中，看到或聽到與本民族有關的文字、飲食、飾品或標志物時，您有什么感受？（2）當您在外地，參加與本民族有關的活動（如音樂、藝術、體育、儀式）時，您有哪些感受？（3）設想當您一個人去到國外的某個國家。 今天是春節，您獨自走在大街上，您的感覺是什么？忽然，看到前面當地華人在進行舞獅和包餃子的活動，這時，您會有什么感受？您會想做什么？ （4）請分別從認知、情感、行為傾向三個方面寫出您能想到的可以表現對自己本民族文化感受的詞語或者句子。通過網絡形式在四川、河南、陜西、內蒙古發放開放式問卷200 份。 剔除無效問卷37 份，得到有效問卷163 份，有效率為81.5%，高于以往社會網絡研究要求。其中，男性 53 人，女性 110 人；漢族 153 人，少數民族10 人； 有出國經歷27 人， 無出國經歷136人；年齡范圍為18～60 歲。 根據質性分析的一般程序和方法， 采用內容分析方法對開放式調查收集的數據進行人工整理、編碼與歸類，得到了一組反映文化依戀的特征詞，見表1，據此編制成部分項目。 在問卷題目的編制中還借鑒、 參考了使用率和再版率較高的工具，包括親密關系經歷問卷（李同歸， 加藤和生， 2006）、 農民工家鄉依戀問卷 （甘凌之，2015）、 地方依戀問卷 （古麗扎伯克力 等， 2011；Park et al.， 2006）、 文化依戀問卷 （Hong et al.，2013）、多民族文化認同問卷（Hu et al.， 2014）。 最后形成共計45 題的文化依戀項目池。為了保證編碼的信度， 首先邀請兩位心理學博士對上述題目進行歸類，并結合理論建構將45 個題目區分為：文化正向評價、文化積極情感和文化親近行為三個類別。然后再由另外兩位未參加過前面程序的心理學博士對上述題目做逆向歸類， 即在了解各類別及其操作性定義后，自行將45 個題目放入三個類別中，看兩者是否歸類一致，刪掉兩人歸類完全不一致的陳述句，最終剩余典型題目40 個。

表1 “文化依戀量表”內涵的類屬歸納表

2.2.2 形成初始問卷

為保證項目的內容效度，問卷題目編制完成后，共邀請了8 名心理學專家對文化依戀量表的內容效度進行評定。 同時，隨機選取某高校20 名不同專業（涉及理工科、人文社科、藝術類）、不同年級大學生從“文字的易讀性（通暢性）”“語義的理解性”“語句的清晰性（有無歧義）”三個方面對該問卷的每個題項的質量進行總體的4 點評定。最后得到包含30 個題項的文化依戀初始問卷。 其中，文化正向評價維度8 個項目， 如 “我覺得本民族文化對我有重要意義”“如果有人貶低本民族文化， 我感覺像是貶低自己一樣”；文化積極情感維度12 個項目，如“與本民族文化分離，我會感到悲傷和焦慮”“心情不好的時候看到本民族文化的標志物，會給我帶來安慰”；文化親近行為傾向維度10 個項目，如“我經常關注本民族的未來發展和前途”“我經常向別人介紹本民族文化的風土人情和歷史傳統”。 其中反向計分題項10 個， 采用Likert 5 點計分法，即從“完全不同意”到“完全同意”，分別記“1～5”分，得分越高表明文化依戀越高。

2.3 正式量表編制

2.3.1 被試

樣本1：在四川、重慶、內蒙古隨機選取5 所高校的423 名大學生作為被試，通過“問卷星”收集數據，回收有效問卷392 份，問卷有效率為92.7%。其中，男生 215 人，女生 177 人；大一 73 人，大二 102人，大三 91 人，大四 126 人；漢族 328 人，少數民族64 人。該樣本用于問卷項目分析、探索性因素分析，以及Cronbach’s α 信度系數和分半信度系數檢驗。

樣本2：在四川、內蒙古、重慶、河南、江西隨機選取6 所高校的722 名大學生作為被試， 有效問卷679 份， 問卷有效率為 94.04%。 被試平均年齡為20.55 歲，包括男生 385 人、女生 294 人，大一 182人、大二 212 人、大三 146 人、大四 139 人，漢族 513人、少數民族166 人。 該樣本用于驗證性因素分析、效標效度分析。

樣本3：為檢測該量表的重測信度，根據研究者提出的問卷重測信度樣本量的要求，在0.05 的顯著性水平獲取檢驗功效不低于0.8 以上的重測信度所需最低被試量為 55（Shoukri et al.， 2004）。 選取四川省某本科高校計算機專業大二一個班級共92 名學生進行間隔1 周的重測，收回有效數據81 份。

2.3.2 量表的預測與施測

對樣本1 采用由30 個項目組成的文化依戀初始問卷進行預測，以篩選并完善量表項目。對預測結果進行項目分析和探索性因素分析，得到3 維度17題的正式量表。對樣本2 采用由17 個項目組成的正式量表進行施測， 同時以文化依戀量表 （Hong et al.， 2013）、多民族青少年文化認同問卷（Hu et al.，2014）作為效標問卷。

2.3.3 研究工具

采用 Hong 等2013 年編制的文化依戀量表（Hong et al.， 2013）， 該量表包括文化依戀焦慮和文化依戀回避 2 個因子，共 20 題，7 點計分。 本次測量中，量表的內部一致性信度為0.91，文化依戀焦慮和文化依戀回避兩因子的內部一致性信度分別為0.86 和 0.82。

多民族青少年文化認同問卷由胡發穩等編制（Hu et al.， 2014），共 34 個條目，分民族文化認同和主流文化認同兩個分量表。其中，主流文化認同包括社會規范、主體文化兩個維度，民族文化認同包括民族接納、族物喜好、民族俗約、宗教信念4 個維度。本次測量中， 民族文化認同分量表內部一致性系數為0.93， 主流文化認同分量表內部一致性系數為0.92。 民族接納、族物喜好、民族俗約、宗教信念 4 個維度的內部一致性信度分別為 0.85，0.87，0.85 和0.82。

2.3.4 程序與數據處理

采用 SPSS 20.0 和 Amos20.0 軟件進行數據處理分析。 使用臨界比率法和相關分析法進行項目鑒別力／區分度的檢驗；使用探索性因素分析考察量表的基本結構維度；使用Amos20.0 構建模型，考察量表的結構效度； 使用信度分析來考察量表各因子和總量表的信度系數， 采用相關分析等進行效標效度檢驗。

3 結果與分析

3.1 項目分析

對于項目鑒別力／區分度的檢驗， 我們采用了臨界比率法和相關分析法。 臨界比率（CR）是項目分析中用來檢驗問卷的題項是否能夠鑒別不同被試反應程度的指標。 如果 CR 值達到顯著水平（p＜0.05），表示該題項能夠鑒別不同被試的反應程度。具體來說，我們按照問卷總分將被試分為高分組和低分組，以統計學的最高上限 27%和最低下限27%作為區分原則， 本研究劃分的文化依戀低分組為總分小于110分，高分組為總分高于 131 分。 分別對高低分組被試得分進行t 檢驗，若t 檢驗不顯著將題項予以剔除。結果發現，在高低分組的差異性檢驗中，題目 3（t＝－0.124，p＞0.05）、題目 9（t＝－1.117，p＞0.05）、題目 14（t＝－1.104，p＞0.05）、題目 22（t＝－0.114，p＞0.05）和題目 30（t＝－1.043，p＞0.05）五個題目未達到顯著水平，建議刪除。 剩余的25 個 題 目 存 在 顯 著 差 異 （t＝－4.980～－20.282，ps＜0.05）。 相關法求區分度的過程是計算每個條目與問卷總分的相關。 當相關系數小于0.3 時，可認為二者間的相關性較低，因而在 0.05 的顯著性水平下將與總分相關系數低于 0.3 的項目予以刪除。 相關分析顯示除題目 11（r＝－0.091，p＞0.05）、題目 24（r＝－0.083，p＞0.05）和題目 29（r＝－0.087，p＞0.05）三個題目與總分之間相關沒有達到顯著，考慮予以刪除。剩余的22 個題目與總分之間相關均顯著 （r＝0.306～0.714，ps＜0.05）。 因此，文化依戀問卷臨界比率分析和相關分析的結果表明， 除第 3，9，11，14，22，24，29，30 共 8 題外的22 個項目的臨界比率值以及各個題項與總分的相關系數均達到顯著性水平，可以保留下來做進一步的因素分析。

3.2 探索性因素分析

對文化依戀問卷剩下的 22 個題項進行探索性因素分析（EFA），根據因素分析的相關理論要求并參考已有相關研究的做法（程科，黃希庭， 2009），在對題目進行篩選時，依據以下標準：（1）共同度小于0.30的題項（h2＜0.30）；（2）因子負荷小于 0.40 的題項（a＜0.40）；（3） 在多個因子上存在交叉負荷的題項 （a＞0.40）；（4） 語義高度接近或相同且相關系數很高，則將因素負荷較大的題項保留，（5） 為了提升問卷整體的簡約性，在保證總體方差變異解釋力不下降的情況下，盡可能精簡維度的題項，每個維度保留3～5 個題項。 首先，需要判斷數據是否適合做因素分析，采用KMO 檢驗和 Bartlett’s 球形檢驗。 探索性因素分析結果顯示 KMO 檢驗值為 0.951，Bartlett 球形檢驗值為6339.117，p＜0.001，Bartlett 球形檢驗值達到顯著水平，表明這些項目適合進行因素分析。其次，對數據進行主成分分析（PC），提取公共因素，得到初始負荷矩陣。 提取特征根值大于1 的因子，使用正交極大方差旋轉法（Varimax）得到因素負荷矩陣。 最終我們得到了3 個因子負荷矩陣，共17 個題項，見表2。

表2 文化依戀問卷探索性因素分析結果

根據理論構想對3 個因子進行命名。 因子F1主要涉及個體感知特定文化賦予自身的特殊意義而與之形成的自我關聯程度，因此命名為“文化－自我關聯度”；因子F2 主要涉及個體對特定文化的信賴感和歸屬感以及個體從該文化中獲得的安全感和支持感，因此命名為“文化情感聯結”；因子F3 主要涉及個體在行為上表現出的對特定文化的依賴、保護、傳承和踐行等積極行為傾向，因此命名為“文化親近行為”。

本研究以內部一致性信度、 分半信度和重測信度作為問卷信度的考核指標。分析結果顯示，總問卷的信度系數（Cronbach’s α 系數、分半信度和重測信度）分別為 0.934，0.907 和 0.773，各因子的內部一致性信度分別是 0.799，0.838 和 0.827， 分半信度系數分 別 是 0.763，0.811 和 0.791， 重 測 信 度 系 數 在0.752～0.802 之間。 問卷的信度指標達到了基本要求，見表3。

表3 文化依戀問卷信度分析

3.3 驗證性因素分析

按照驗證性因子分析的要求， 對 χ2／df、RMSEA，CFI，GFI，NFI，IFI，AGFI 等指標進行檢驗， 其中 χ2／df小于等于 5、RMSEA 小于等于 0.08，CFI，GFI，NFI，IFI，AGFI 等指標大于 0.85 即可接受。探索性因子分析后，文化依戀維度問卷保留17 個題目，包括文化－自我關聯度、 文化情感聯結和文化親近行為3 個維度。從理論上看， 這三個因素也有可能構成一個單維模型，利用結構方程模型的理論與方法對文化依戀問卷的三因素模型、單因素模型進行評估。

整體模型擬合度檢驗結果發現， 探索性因子分析擬合的3 個因子， 在驗證性因子分析中擬合較好（見表4），而單維假設模型（模型3 和模型4）的擬合結果差，這說明文化依戀問卷的三因素假設模型（模型1 和模型2）得到了較好的擬合，支持了我們的理論假設。 但是在模型1 中題目T3 的誤差項為1.39，模型系數為0.48， 模型系數遠遠小于誤差項， 并且χ2／df 的值大于5， 按照結構方程模型建構的基本要求（侯杰泰 等，2004），模型系數高于誤差項兩倍為宜，χ2／df 應小于等于5。為了保證問卷具有嚴謹的結構效度，將該題目刪除。 刪除后發現二次驗證模型2各項擬合指標均比刪題前更優（見圖2、圖3）。 模型2 結果顯示該問卷具有良好的絕對擬合度， 絕對擬合度指數（GFI＝0.91）以及調整的擬合度指數（AGFI＝0.87） 均接近 0.90。 標準化殘差均方和平方根RMR＝0.04， 漸進參加均方和平方根 RMSEA＝0.08，達到模型契合度可接受的門檻值0.08（Mcdonald ＆Homh， 2002），表明模型的擬合度能夠接受（Browne＆ Cudeck， 1992）。 其次，該結果顯示該問卷具有良好的增值擬合度， 其標準擬合度指標 NFI＝0.90，非標準的擬合度指標TLI＝0.90，比較擬合度指標CFI＝0.91，IFI＝0.91，均高于相應擬合度的標準值 0.90。 該值越接近于1，表示模型擬合度越佳。 另外，該模型還具有良好的簡約擬合性， 其簡約調整后的標準擬合度指標 PNFI＝0.81， 簡約擬合度指標 PGFI＝0.67，均高于擬合標準值0.50。

圖2 模型1

圖3 模型4

表4 文化依戀問卷的驗證性因素分析擬合指標

另外，本研究還通過計算問卷維度之間、維度與總分之間的相關進一步作為問卷結構效度的指標。相關分析顯示， 文化依戀各因子之間的相關在0.417～0.469 之間，具有中等程度的相關；三個因子與問卷總分的相關在 0.766～0.817 之間， 具有較高程度的相關，見表4。

表4 文化依戀問卷相關分析矩陣

3.4 效標關聯效度

以 Hong 等（2013）編制的“文化依戀量表”和胡發穩等編制的“青少年多民族文化認同問卷”作為效標測量工具，對樣本2 進行量表的相關分析。結果顯示， 自編的文化依戀問卷總分及各因子與Hong 等編制的文化依戀量表總分及各因子間存在顯著的負相關（p＜0.01），與“青少年多民族文化認同問卷”總分及各因子間存在顯著正相關（p＜0.01），見表 5 和表6。

表5 自編文化依戀問卷與Hong 等人（2013）文化依戀量表相關分析

表6 自編文化依戀問卷與多民族青少年文化認同問卷相關分析

4 討論

本研究在理論結構、已有相關量表，以及開放式問卷的基礎上，嚴格遵循心理量表的編制程序，編制了文化依戀問卷并通過探索性因素分析和驗證性因素分析檢驗了文化依戀問卷的質量。 為保證問卷符合心理測量學要求，通過專家評估、區分度分析、相關分析、 探索性因素分析和驗證性因素分析等多種方法對問卷的信效度進行了考察。 探索性因素分析結果顯示， 文化依戀問卷3 個維度及總問卷的內在一致性系數 Cronbach’s α 介于 0.68～0.92 之間，這初步表明了文化依戀問卷的科學性與合理性。 進一步的信效度檢驗表明文化依戀問卷具有良好的信效度，其中，文化依戀總問卷的信度系數（Cronbach’s α、 分半信度和重測信度） 分別為 0.934，0.907 和0.773，各因子的內部一致性信度分別是 0.799，0.838和 0.827， 分 半 信 度 系 數 分 別 是 0.763，0.811 和0.791，重測信度系數在 0.752～0.802 之間，表明問卷的信度指標達到了基本要求。

對于問卷的效度， 本研究從內容效度、 結構效度、效標關聯效度方面進行了考察。本問卷的編制過程嚴格遵循心理測量學的基本要求和規范， 因而最大限度地保證了問卷的內容效度。 關于問卷的結構效度， 我們采用驗證性因素分析對文化依戀問卷的結構進行了多指標的擬合， 結果顯示三因素的文化依戀問卷具有良好的擬合。相關分析顯示，文化依戀問卷總分與問卷各因子之間以及各因子之間呈中等強度的相關， 進一步說明了文化依戀問卷具有較好的結構效度。 效標關聯效度分析發現文化依戀問卷與文化依戀量表的文化依戀焦慮和文化依戀回避兩個因子， 與多民族青少年文化認同問卷總分及各因子均具有較高的相關， 其中與依戀量表的文化依戀焦慮和文化依戀回避兩個因子呈顯著負相關， 與多民族青少年文化認同問卷總分及各因子呈顯著正相關。這表明文化依戀問卷具有良好的效標關聯效度。

綜合來看， 本研究編制的文化依戀問卷具有良好的信效度。相比于以往研究工具，本研究做了必要的發展和創新。 以往的文化依戀量表主要是研究者基于文化依戀的依戀特點， 通過改編一般依戀問卷（將一般依戀對象替換為文化群體）而形成的（Hong et al.， 2013）， 并沒有很好地凸顯文化依戀的文化特性。 同時，其研究結果也是在西方文化背景下，以旅居者、移民或難民為主要研究對象得出的。由于文化具有特異性，與西方多元文化背景不同，中國文化呈現多元一體的特點， 因此本研究在問卷編制過程中從文化依戀的“文化”和“依戀”兩個特點出發，結合我國多元一體的文化背景，考慮了文化依戀概念的文化適應性，在開放式問卷調查、個別訪談和問卷信效度檢驗過程中都選取了我國部分少數民族大學生作為被試，使得文化依戀問卷更具本土化特色。這對今后研究我國多元文化背景下不同群體的文化依戀特點、形成演進過程、功能和作用機制具有積極作用， 尤其是對少數民族文化依戀的研究，將有助于培養少數民族個體開放的民族心態。通過特定符號的再生產、民族互嵌式社會結構、民族團結進步創建等實踐活動，促使各民族在彼此廣泛的接觸和聯系中相互加深情感寄托 （陳紀， 章爍晨，2021）， 從而有助于提高少數民族對多元文化的認同感和情感依戀，對鑄牢中華民族共同體意識具有重要意義。

但是問卷本身仍有一些局限性。 一是問卷的理論基礎。 問卷的編制在結構構想上主要通過對相關文獻的梳理借鑒了國內外相關研究， 更側重自上而下的理論建構而非自下而上的建構。 這種建構方式的優點是更貼近理論指導， 但也更容易偏離事實本身，尤其是研究文化，更需要加大質性研究。 所以本研究在基于以往文獻歸納總結提出的理論結構是否具有穩定性，仍需今后研究的驗證。二是問卷的題目選擇。問卷的題目來源較為多元，既有國內外相關問卷的題目借鑒， 也有源自現實生活開放式調查中人員的具體描述，更有相關專家的意見，這可能影響問卷今后在其它樣本中的生態效度。 三是本研究從認知、 情感和意向三個方面對文化依戀的內涵進行界定，并沒有具象化的文化內容載體，如飲食、服飾、建筑等，使得被試在回答時可能會存在社會贊許效應。最后，本文編制的工具以大學生為對象，在推廣應用到其他群體時， 需要視具體情況檢驗其有效性。 總之，從研究結果來看，問卷的各項指標都滿足了教育心理統計的要求， 問卷能夠較好地揭示個體對特定文化的依戀程度。

5 結論

本研究自編的文化依戀問卷包括文化－自我關聯度、文化積極情感和文化親近行為三個維度，共計16 題。 問卷具有良好的信效度，能夠作為有效測量個體對文化依戀程度的工具。