大学生幸福智力量表的适应性检验

2011 年 2 月 Feb． 2011 华南师范大学学报 (自然科学版) JOURNAL OF SOUTH CHINA NORMAL UNIVERSITY (NATURAL SCIENCE EDITION) 2011 年第 1 期 No． 1，2011 收稿日期:2010 － 06 － 04 基金项目:广东省自然科学基金项目(10151042001000007) ;广东省哲学社会科学“十一五”年度项目(GD10CGL16) ;广东外语外贸大学 校级 211 项目 * 通讯作者，y － bb2000@ 163． com 文章编号:1000 － 5463(2011)01 － 0137 － 06 大学生幸福智力量表的适应性检验 严标宾1* ，郑 雪2，张兴贵1 (1．广东外语外贸大学国际工商管理学院，广东广州 510006;2．华南师范大学心理应用研究中心，广东广州 510631) 摘要:运用大学生幸福智力(well － being intelligence，WBI)量表，对 132 名成人和 121 名高中生进行测查，结果表明: (1)在成人样本和高中生样本中，量表总的 α系数及 4 个分量表的 α系数均高于 0. 848 8;(2)CFA分析显示拟合指 数 2 / df、GFI、AGFI等在这 2 个群体中均比较理想;(3)在这 2 个群体中，量表与 3 个效标的相关基本都高于 16 个 因子与效标的相关． 关键词:幸福智力;量表;成人;高中生 中图分类号:B844． 2 文献标志码:A 幸福智力简而言之是一种获取幸福的能力． 具 体来说，是指个体面对某一对象(包括人、事和物) 或经历某一情境时感知和体验幸福的能力，以及依 据其内在的某一表达幸福、评价幸福的能力，还 包括有意识地寻求各种策略调控幸福的能力．其中， 幸福产生有一定的生理基础，而判断是否幸福的内 在标准则是个体在其先天遗传素质的基础上，通过 与后天社会环境的相互作用形成，相对稳定．它具有 相对稳定性、累积性、内隐性等几个主要特征［1］． 幸福智力是一个比较新颖的概念，它的提出缘 于对“幸福”研究的历史和现状的思考．无论是早期 哲学领域，还是近期经济学、社会学、教育学、心理学 等领域，对幸福的探讨都取得了非常显著的研究成 果［2］，但是这些成果对幸福的解释力很有限，甚至 出现相互矛盾的解释［3］，无法回答“什么是幸福”、 “怎样才能得到幸福”问，对现实的指导作用也不 明显．幸福智力概念的提出基于以下几方面的考虑: (1)幸福智力符合智力的诸多特征，如幸福是一种 抽象的东西，而智力是一种处理抽象东西(观念、符 号、关系、概念、原理)的能力［4］;智力水平的高低可 以表现为个体处理与情境关系的能力，幸福智力也 考虑了个体在不同情境中幸福感水平的差异体现; 智力是一种学习能力［5］，幸福智力也强调其可变动 性，强调个体的努力对提升其幸福感的作用．(2)幸 福智力满足智力生物科学性的标准． 幸福智力独立 于其他智力的存在，即使负责产生幸福的器官受到 损伤，病人的其他智力仍然会完好无损［6］．(3)从逻 辑分析上来看，幸福智力的核心能力可以分解为我 们定义中提到的知觉、体验、表达、评价、调控等． (4)幸福智力也有自己的发展历程，表现出一定的 独特性．跨文化研究已经证实了不同群体获取幸福 的差异性［7］．(5)幸福智力得到了实验心理学和心 理测量学研究的支持． 实验心理学发现了人体验幸 福时脑的活动区域与其他智力活动时不同［8］． 而心 理测量学的研究发现，被分开抚养的同卵双生子具 有相当的幸福水平［9］． (6)受“幸福是一种能力”观 点的启示［10 － 11］．在此基础上，我们编制了大学生幸 福智力量表，信度、效度等各项指标表明，该量表比 较理想． 对于智力概念，有一个问题始终无法回避，即既 然它的发展既受到遗传因素的影响，又与后天的环 境因素密不可分，那么它必须面对诸如“它是如何 发展的?”、“它的发展是否有阶段性?”等问题．作为 传统智力概念的一个重要补充和发展，幸福智力自 然也不能幸免于此．具体来说，这一问题可以演化为 考察“大学生幸福智力量表是否可以应用于其他年 龄的人群?”如果答案是肯定的，那么它适用的年龄 跨度是多少?很显然，如果幸福智力具有较好的稳 定性，那么它在一定的时间跨度内应该具有相同或 相似的表现，即它的基本结构应该具有较好的一致 性，量表的跨年龄适用性就是理所当然的了．本研究 是对笔者编制的幸福智力量表效用的再一次检验和 实践应用． 1 对象与 1． 1 被试 成人被试和高中生被试都从广州市内选取．共 调查成人被试 150 名，回收有效问卷 132 份． 其中， 男性 34 人，女性 98 人;已婚者 112 人，未婚者 20 人．年龄范围 21 ～ 43 岁，平均年龄 33. 40 岁(SD = 5. 88)．随机选取 3 个班共 135 名高中生(主要是高 一、高二学生)被试参加测试，回收有效问卷 121 份．其中，男生 53 人，女生 68 人． 年龄范围 15 ～ 17 岁，平均年龄 15. 87 岁(SD =0. 59)． 1． 2 量具 采用《大学生幸福智力量表》，以及单项目《自 陈主观幸福感量表》和单项目幸福取向论［12］．《大学 生幸福智力量表》包含 75 个条目，包括感知和体验 幸福、表达幸福、评价幸福、调控幸福 4 个方面，总分 由这 4 个分数相加得到． 该原量表总的 α 系数为 0. 94，重测信度为 0. 912． 4 个分量表的 α 系数均在 0. 83 以上;内容效度、结构效度和效标效度的检验 都表明该量表的效度达到较理想的水平． 量表采用 李克特 5 级评分制． 分值越高，表示水平越高． 2 个 单项目量表都要求被试根据自己同意与否的程度做 出判断，都是按 7 级记分，分值越高，分别表示幸福 感越强和相信幸福可以获取的倾向性越强． 问卷中 加入了性别、年龄等基本人口统计学资料． 1． 3 程序 成人被试的施测采用了 2 种途径．一部分被试 来源于某高校的夜大学生． 主要利用课堂时间完成 测试，采用统一的指导语，由研究者亲自实施． 另外 一部分被试则通过某小学校长协助完成． 由校长将 问卷随机分派给学生带回家由其家长完成． 答题时 间不限定，为了保证可靠性，要求家长在问卷上记 名，或者写上其小孩的学号． 需要指出的是，成人群 体中的部分被试年龄与大学生年龄相仿，因此，之所 以将它命名为“成人群体”只是为了更好地使它与 大学生群体有一种习惯上的区分，并不表示忽视了 2 类被试的部分重叠．而且，从后面的分析中可以看 到，这些重叠并不会影响本研究的顺利开展． 全部数据采用 SPSS 11. 5 和 LISREL 8. 7 软件 包处理． 2 结果与分析 2． 1 信度分析 2． 1． 1 克伦巴赫 α 系数的检验 研究采用克伦巴 赫 α系数(同质性信度)作为信度指标，检验其内部 一致性信度．结果发现:在成人样本中，量表总的 α 系数为 0. 957 4，4 个分量表的 α 系数分别为 0. 848 8、0. 886 1、0. 887 3、0. 866 7，而分量表中的各 因子 α系数则主要在 0. 671 2 ～ 0. 816 4 之间;在高 中生样本中，量表总的 α 系数为 0. 950 9，4 个分量 表的 α系数分别为 0. 901 6、0. 858 0、0. 853 4、0. 849 5， 而分量表中的各因子 α 系数则主要在 0. 639 2 ～ 0. 866 7 之间．这表明无论在成人样本中，还是在高 中生样本中，由各维度组成的 4 个因素(分量表)内 部一致性水平均比单个维度更理想，而因素组成的 总量表的内部一致性水平也比单个因素更理想． 换 句话说，幸福智力量表在成人群体中和高中生群体 中的使用都具有较理想的信度． 2． 1． 2 项目间平均相关系数 为了进一步检验量 表的同质性，我们分别计算了在成人样本和高中生 样本中，幸福智力总量表、4 个分量表及其 16 个因 子的项目平均相关系数． 由文献［13］－［14］可知， 该系数与 α 系数不同，系数值不受项目多少的影 响，一般认为它的标准是 ＞ 0. 2．结果显示，在这 2 个 样本中，幸福智力量表的各个指标也均大于 0. 235 9， 均可接受．再一次证明量表的信度比较理想． 2． 2 效度分析 2． 2． 1 结构效度 首先分析了成人样本和高中生 样本中，幸福智力 4 个分量表及其因子与量表总分 的相关．文献［15］指出，这是对量表内部一致性的 有效检验方法，既是信度指标又是效度指标．本研究 发现，在成人样本中，F1(感知和体验幸福分量表) 同其 4 个因子 F11(感知和体验个人发展)、F12(感 知和体验个人生活)、F13(感知和体验情感)、F14 (感知和体验社会生活)的相关高于与其他因子的 相关．类似地，F2(表达幸福分量表)同其 4 个因子 F21(表达个人生活)、F22(表达社会生活)、F23(表 达情感)、F24(表达个人发展)的相关，F3(评价幸福 分量表)同其 4 个因子 F31(评价个人发展)、F32 (评价个人生活)、F33(评价情感)、F34(评价社会 生活)的相关，F4(调控幸福分量表)同其 4 个因子 F41(调控情感)、F42(调控个人生活)、F43(调控社 会生活)、F44(调控个人发展)的相关均比与其他因 831 华 南 师 范 大 学 学 报 (自 然 科 学 版) 2011 年 子的相关更高;而总量表 F与其 4 个分量表 F1、F2、 F3、F4 的相关(分别为 0. 806、0. 907、0. 919、0. 886) 则均比它与 16 个因子的相关更高(见表 1)．这提示 大学生幸福智力量表在成人群体中的试用不但有较 好的同质性，而且也有较好的区分度，表明量表的结 构效度比较理想． 在高中生样本中，幸福智力量表的这种结构性 相关情形与成人样本中完全一致． 具体表现为，F1 同其 4 个因子的相关(分别为 0. 801、0. 822、0. 856、 0. 747)均高于与其他因子的相关;相应的，F2(表达 幸福分量表)同其 4 个因子的相关(分别为 0. 799、 0. 698、0. 768、0. 727)、F3(评价幸福分量表)同其 4 个因子的相关 (分别为 0. 757、0. 728、0. 753、 0. 783)、F4(调控幸福分量表)同其 4 个因子的相关 (分别为 0. 637、0. 757、0. 719、0. 830)都比与其他因 子的相关更高;而总量表 F与其 4 个分量表 F1、F2、 F3、F4 的相关(分别为 0. 835、0. 876、0. 870、0. 829) 则均比它与其他因子的相关更高(内容与表 1 相 似，为节省篇幅略去该表)．这提示大学生幸福智力 量表在高中生群体中的试用也有较好的同质性和区 分度，再一次表明量表的结构效度比较理想． 表 1 成人样本中幸福智力 4 个分量表及其各维度与总量表之间的相关系数 Table 1 The reliability between well － being intelligence and its factors in adult samples 因素 F11 F12 F13 F14 F21 F22 F23 F24 F31 F32 F33 F34 F41 F42 F43 F44 F1 F2 F3 F4 总分 F11 － F12 0． 403 － F13 0． 506 0． 348 － F14 0． 338 0． 260 0． 271 － F21 0． 446 0． 321 0． 362 0． 438 － F22 0． 395 0． 194 0． 291 0． 557 0． 509 － F23 0． 493 0． 143 0． 300 0． 404 0． 632 0． 490 － F24 0． 515 0． 286 0． 373 0． 262 0． 432 0． 346 0． 500 － F31 0． 500 0． 310 0． 335 0． 351 0． 505 0． 492 0． 540 0． 628 － F32 0． 353 0． 244 0． 202 0． 327 0． 526 0． 439 0． 425 0． 409 0． 592 － F33 0． 502 0． 310 0． 351 0． 341 0． 533 0． 406 0． 515 0． 493 0． 565 0． 506 － F34 0． 431 0． 179 0． 344 0． 567 0． 430 0． 611 0． 415 0． 455 0． 422 0． 412 0． 426 － F41 0． 196 0． 153 0． 231 0． 161 0． 333 0． 302 0． 271 0． 354 0． 373 0． 385 0． 336 0． 372 － F42 0． 506 0． 428 0． 274 0． 420 0． 485 0． 398 0． 389 0． 550 0． 628 0． 490 0． 564 0． 499 0． 356 － F43 0． 494 0． 371 0． 387 0． 475 0． 468 0． 488 0． 461 0． 404 0． 410 0． 376 0． 548 0． 475 0． 237 0． 522 － F44 0． 467 0． 382 0． 367 0． 351 0． 570 0． 387 0． 548 0． 600 0． 595 0． 482 0． 580 0． 428 0． 568 0． 624 0． 476 － F1 0． 820 0． 672 0． 720 0． 653 0． 550 0． 509 0． 486 0． 511 0． 532 0． 400 0． 533 0． 540 0． 256 0． 575 0． 606 0． 549 － F2 0． 578 0． 297 0． 417 0． 552 0． 819 0． 806 0． 815 0． 679 0． 679 0． 575 0． 610 0． 625 0． 399 0． 571 0． 586 0． 651 0． 655 － F3 0． 565 0． 333 0． 387 0． 497 0． 636 0． 615 0． 602 0． 630 0． 829 0． 817 0． 789 0． 700 0． 467 0． 693 0． 570 0． 664 0． 632 0． 790 － F4 0． 534 0． 428 0． 408 0． 451 0． 600 0． 508 0． 541 0． 616 0． 646 0． 559 0． 654 0． 572 0． 708 0． 798 0． 719 0． 867 0． 639 0． 713 0． 771 － 总分 0． 692 0． 467 0． 527 0． 601 0． 746 0． 701 0． 704 0． 697 0． 773 0． 683 0． 741 0． 696 0． 525 0． 747 0． 698 0． 776 0． 806 0． 907 0． 919 0． 886 － 注:F22 与 F12(p = 0. 026) ，F32 与 F13(p = 0. 020) ，F34 与 F12(p = 0. 040) ，F41 与 F11(p = 0. 024)的相关均 0. 05 水平显著;F41 与 F14(p = 0. 066)边缘显著;F41 与 F12(p = 0. 080)相关不显著;其他相关系数均达到 0. 001 水平显著． 其次，分析了验证性因素．根据大学生幸福智力 的验证性模型，分别对成人和高中生的数据进行了 拟合，模型拟合优度指标仍然采用 2检验( 2 /df)、 拟合优度指数(GFI)、调整的拟合优度指数(AG- FI)、相对拟合指数(CFI)、标准拟合指数(NFI)、非 标准拟合指数(NNFI)、残差均方根(RMR)和近似 误差均方根(RMSEA)等． 结果见表 2、图 1 和图 2． 各项指标比较理想，表明大学生幸福智力量表能够 运用于成人群体和高中生群体． 931第 1 期 严标宾等:大学生幸福智力量表的适应性检验 表 2 2 个假设模型的拟合度指数 Table 2 The fit indexes of two presumptive models  2 / df GFI AGFI NFI NNFI CFI RMR RMSEA 成人模型 427． 69 /88 0． 93 0． 89 0． 97 0． 96 0． 97 0． 045 0． 079 高中生模型 423． 33 /88 0． 92 0． 87 0． 96 0． 95 0． 96 0． 052 0． 077 大学生模型 419． 35 /88 0． 94 0． 90 0． 97 0． 96 0． 97 0． 048 0． 068 Chi － Square = 427. 69，df = 88，p － value = 0. 000 00，RMSEA =0. 079 图 1 成人幸福智力结构模型 Figure 1 The structural model of WBI in adult Chi － Square = 423. 33，df = 88，p － value = 0. 000 00，RMSEA =0. 077 图 2 高中生幸福智力结构模型 Figure 2 The structural model of WBI in high school students 2． 2． 2 效标效度 本研究选择了 3 个指标作为幸 福智力量表的效标，考察它们之间的相关，比较全面 地检验大学生幸福智力量表在成人群体和高中生群 体中试用的效标效度． 过去的研究发现，可以将控制情绪作为大学生 幸福智力量表在成人和高中生群体中使用的外在效 标．很显然，如果幸福智力量表能够适用于这 2 个群 体，那么在这 2 个样本的测试中，控制情绪变量与幸 福智力总分及其各分量表和因子之间都应该有适度 的显著相关．这样，确认的 3 个效标分别是单项目幸 福取向评定、单项目自评幸福和控制情绪． 相关分析发现:在成人样本中，总体来看，总量 表及其 4 个分量表与 3 个效标的相关基本都高于 16 个因子与效标的相关(表 3) ，当各因子组合成分 量表和总量表时，它们越能代表幸福的获取能力，因 此可以说，大学生幸福智力量表在成人样本中的适 用效度比较理想． 在高中生样本中，总量表及其 4 个分量表与 3 个效标的相关基本都高于 16 个因子与效标的相关． 具体来说，单项目幸福取向与幸福智力 16 个因子的 相关在 0. 385 ～ 0. 605 之间，与 4 个分量表及总分的 相关在 0. 584 ～ 0. 741 之间;单项目自评幸福与幸福 智力 16 个因子的相关在 0. 327 ～ 0. 537 之间，与 4 个分量表及总分的相关则在 0. 510 ～ 0. 655 之间;控 制情绪与幸福智力 16 个因子的相关在 0. 215 ～ 0. 560 之间，与 4 个分量表及总分的相关则在 0. 408 ～ 0. 738 之间(内容与表 3 相似，为节省篇幅，在此 略去该表)．这表明，当各因子组合成分量表和总量 表时，它们也越能代表幸福的获取能力，因此，大学 生幸福智力量表在高中生样本中的适用效度也比较 理想． 2． 2． 3 预测效度 由于受各种条件的制约，本文只 对高中生样本进行了预测效度的检验． 具体操作过 程是:将每个班幸福智力得分高的前 5 名同学，以及 得分低的后 5 名同学的名字记下交给班主任． 然后 由班主任协助制造情境，以观察这些同学的表现，并 进行相关评定．该情境为一次该年级月考后第 2 天， 班主任宣布由于考试纪律不好，该次考试无效，必须 重新考试．第3天，班主任又再次宣布“昨天考试纪律 041 华 南 师 范 大 学 学 报 (自 然 科 学 版) 2011 年 表 3 成人样本中幸福智力总量表及其因素与单项目幸福取向量表、自评幸福和控制情绪的相关 Table 3 The correlation of well － being intelligence，sigle － item happiness scale，self － evaluation happiness，and emotion control in adults 因素 F11 F12 F13 F14 F21 F22 F23 F24 F31 F32 F33 F34 R 0． 525 0． 376 0． 438 0． 409 0． 505 0． 529 0． 463 0． 496 0． 552 0． 545 0． 532 0． 522 S 0． 450 0． 322 0． 369 0． 324 0． 406 0． 318 0． 372 0． 439 0． 468 0． 375 0． 404 0． 459 E 0． 483 0． 421 0． 412 0． 309 0． 478 0． 270 0． 390 0． 609 0． 527 0． 412 0． 452 0． 331 因素 F41 F42 F43 F44 F1 F2 F3 F4 总分 R 0． 553 0． 516 0． 486 0． 524 0． 613 0． 639 0． 684 0． 673 0． 740 S 0． 631 0． 600 0． 479 0． 635 0． 515 0． 479 0． 540 0． 757 0． 645 E 0． 559 0． 478 0． 475 0． 610 0． 566 0． 530 0． 550 0． 684 0． 656 注:R代表单项目幸福取向，S代表单项目自评幸福，E代表控制情绪，全部相关均达到 P ＜ 0. 001 显著． 不好”的信息有误，所以该次考试仍有效用，无须补 考．本研究确定了 4 个指标，分别是脸部表情的消极 情绪(如失望或伤心)的变化与否、变化后的情绪保 持(停留)时间、下课后离开教室的次序、离开教室 时的(肢体)活动水平． 4 个指标均事先制作成评定 问卷，由班主任随身携带，前 2 个指标在班主任离开 教室后根据回忆立刻评定，后 2 个指标是班主任离 开教室后在教室门口不远处进行观察后评定． 综合 3 个班的数据如下，卡方( 2)检验表明，幸福智力得 分高、低与情绪变化( 2 = 7. 226，df = 2，p = 0. 027)、 情绪停留时间( 2 = 7. 227，df = 2，p = 0. 027)、离开 教室次序( 2 = 11. 116，df = 2，p = 0. 004)、离开教室 时肢体动作( 2 = 7. 286，df = 2，p = 0. 026)等差异都 达到显著水平，表明该量表在高中生样本中具有较 好的预测效度． 3 讨论 选取了成人和高中生作为大学生幸福智力量表 检验的 2 个群体，一是因为这 2 个群体和大学生的 年龄比较接近，有利于稳定性的探讨;二是由于人 力、物力、财力，以及时间和研究能力的有限性，暂时 无法将年龄跨度过分拉长，涉及更多的群体． 假设， 如果大学生幸福智力量表在这 2 个群体中运用时， 其信度、效度等各项指标都很理想，那么就证明幸福 智力具有一定的稳定性，在此基础上可以通过比较 不同年龄个体的幸福智力水平描绘其发展趋势． 相 反，如果通过检测发现大学生量表不能轻易运用到 这 2 个群体，那么就证明幸福智力具有比较明显的 变化性． 值得一提的是，在大学生量表试用于这 2 个群 体之前，曾开展了小范围的开放式调查，调查内容仍 包括:“你觉得幸福是什么?”、“你幸福吗，为什 么?”、“你觉得哪些方面最能给你带来幸福?”、“你 觉得自己不幸福时，你通常会怎么做?”等几方面． 对成人(22 人)的调查在课堂上进行，对高中生(18 人)的调查在课外活动时间进行． 调查的结果与大 学生初始测试时的调查颇为类似． 这实际上为大学 生幸福智力量表应用于成人群体和高中生群体的结 构效度提供了保障． 本研究结果表明，大学生量表应用于成人和高 中生群体的信度、效度等各项指标均比较理想(表 2) ，证明本研究并不是大学生幸福智力量表编制工 作的重复，并且为幸福智力的动态考察奠定了重要 的前提基础．前言部分也提到，对于智力概念，人们 除了对其在某一群体的现状描述感兴趣外，还热衷 于关注其在不同群体中的差异表现［16］． 例如，传统 智力发展曲线就是这一研究取向的重要体现，当然 也是这一取向的重要研究成果［17］．作为传统智力的 一个重要补充和发展，幸福智力显然也必须面对静 态考察同动态探讨有机结合的问题． 静态描述有助 于把握现状，动态探讨则有助于解释和预测，两者相 辅相成，是一个不可分割的有机整体． 因此，大学生 幸福智力量表的适应性检验也是探讨其动态性的一 种必要准备．这也是本研究的另一重要意义所在．当 然还有待选取更大的样本作进一步的考察． 参考文献: ［1］ 严标宾． 基于情绪智力背景的幸福智力研究［D］． 广 州:华南师范大学，2008． ［2］ MICHAEL R，HILLEL S K． The importance of environ- mental exposures to physical，mental and social well － be- ing［J］． International Journal of Hygiene ＆ Environmen- tal Health，2004，207(3) :193 － 201． 141第 1 期 严标宾等:大学生幸福智力量表的适应性检验 ［3］ ZHEN C，SHU S L． Intergenerational transfers and living arrangements of older people in Rural China: conse- quences for psychological well － being［J］． The Journals of Gerontology Series B:Psychological Sciences and So- cial Sciences，2006，61:256 － 265． ［4］ 皮连生． 智育心理学［M］． 北京:人民教育出版社， 1997． ［5］ 莫雷．教育心理学［M］． 广州:广东高等教育出版社， 2004:295． ［6］ 吴大兴，姚树桥． 正负性情绪平行神经模型的理论建 构［J］．中国临床心理学杂志，2007，15(5) :493 － 495． WU Daxing，YAO Shuqiao． Theoretic framework of neu- ral methods of positive /negative emotional parallel［J］． Chinese Journal of Clinical Psychology，2007，15(5) :493 － 495． ［7］ 严标宾，郑雪．幸福感研究对娱乐治疗法的启示［J］． 华南师范大学学报:社会科学版，2007(5) :123 － 128． YAN Biaobin，ZHENG Xue． An impulse to therapeutic recreation inspired by well － being researches［J］． Journal of South China Normal University:Social Science Edition， 2007(5) :123 － 128． ［8］ GAINOTTI G． Neuropsychological theories of emotion［C］/ / BOROD J C． The Neuropsychology of Emotion． Oxford: Oxford University Press，2000:215 － 235． ［9］ BRAUNGART H M，PLOMIN R，DEFRIES J C，et al． Genetic influence on tester － rated infant temperament as assessed by Bayley's Infant Behavior Record:Nonadoptive and adoptive siblings and twins［J］． Developmental Psy- chology，1992，28:40 － 47． ［10］ 赵汀阳．论可能生活［M］． 北京:生活读书新知三联 书店，1994:120 － 122． ［11］ 张忠仁．积极心理学的幸福能力观［J］．理论界，2006 (5) :140 － 141． ［12］ 邢占军． 测量幸福 － 主观幸福感测量研究［M］． 北 京:人民出版社，2005:70． ［13］ 吴明隆． SPSS 统计应用实务［M］． 北京:中国铁道出 版社，2001:16 － 27． ［14］ GUSTAVSSON J P，BERGMAN H，EDMAN G，et al． Swedish universities Scales of Personality (SSP) :con- struction，internal consistency and normative data［J］． Acta Psychiatr Scand，2000，102(3) :217 － 225． ［15］ 黄光扬．教育测量与评价［M］． 上海:华东师范大学 出版社，2002． ［16］ 蒋京川，叶浩生． 心理学的视角:关于智力本质的当 代思考［J］．自然辩证法通讯，2007，168(2) :7 － 12． JIANG Jingchuan，YE Haosheng． Psychology's perspec- tives:contemporary thought about intelligence［J］． Jour- nal of Dialectics of Nature，2007，168(2) :7 － 12． ［17］ 黄希庭． 心理学导论［M］． 北京:人民教育出版社， 2001:628 － 629． APPLICABILITY TESTS OF THE COLLEGE STUDENT'S WELL － BEING INTELLIGENCE IN ADULTS AND HIGH SCHOOL STUDENTS YAN Biaobin1* ，ZHENG Xue2，ZHANG Xinggui1 (1． School of Management，Guangdong University of Foreign Studies，Guangzhou 510006，China; 2． Research Center for Psychological Application，South China Normal University，Guangzhou 510631，China) Abstract:One hundred thirty － two adults and 121 high school students were measured through the tools of the col- lege student's well － being intelligence scale． Results showed that: (1)The reliability of the score of well － being intelligence，perception and experience of well － being，expression of well － being，assessment of well － being，reg- ulation of well － being were all above 0. 848 8 in adults and in high school students;(2)CFA analysis showed that the fit indexes for 2 / df、GFI、AGFI were all perfect either in adults or in high school students;(3)Either in adults or in high school students，the score correlated with three criterions stronger than that of 16 sub － scales． Key words:well － being intelligence;scale;adults;high school students 【责任编辑 庄晓琼】 241 华 南 师 范 大 学 学 报 (自 然 科 学 版) 2011 年