劉微娜

《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》和《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》中文版修訂

劉微娜

Csikszentmihalyi(1988)調(diào)查了流暢狀態(tài)的普遍性,但大多有關(guān)流暢的實(shí)證研究都是以白種高加索人作為受試的。因此,有必要對(duì)不同文化背景的流暢體驗(yàn)進(jìn)行系列研究?？缥幕瘷z驗(yàn)是確保測(cè)量工具在不同語(yǔ)言和文化背景中同等性的重要一步,對(duì)其外部效度的直接測(cè)驗(yàn)就成為首要任務(wù)。鑒于此,旨在對(duì)中文版的《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》(S FSS)和《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》(SDFS)進(jìn)行修訂。遵循反譯程序,將兩個(gè)流暢量表從英文翻譯成中文。459名受試完成了《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》,431名受試完成了《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》。驗(yàn)證性因素分析(CFA)結(jié)果表明,修訂的兩個(gè)簡(jiǎn)化量表都處于可接受的信效度水平,該結(jié)果進(jìn)一步充實(shí)了流暢理論的跨文化普遍性,并為測(cè)量中國(guó)受試體育運(yùn)動(dòng)中的流暢狀態(tài)提供了便捷而有效的測(cè)量工具。此外,研究對(duì)中國(guó)和美國(guó)大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員特質(zhì)流暢進(jìn)行跨文化對(duì)比研究,結(jié)果表明,美國(guó)大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員特質(zhì)流暢的各個(gè)維度(除“時(shí)間的變換”)及總分都顯著高于中國(guó)大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員。

特質(zhì)流暢;狀態(tài)流暢;量表修訂;因子效度;信度

1 前言

流暢狀態(tài)作為一種主觀體驗(yàn),是積極心理學(xué)中的一個(gè)核心概念[38]。Csikszentmihalyi等在諸如工作、學(xué)校、藝術(shù)、娛樂(lè)和運(yùn)動(dòng)的多種生活領(lǐng)域研究了流暢狀態(tài)。基于這些研究成果,流暢狀態(tài)被界定為情境要求和個(gè)人技能處于同等高水平的一種心理狀態(tài)[16]。流暢是一種最佳和高質(zhì)量的體驗(yàn),在這種狀態(tài)中,“人忘我地全身心投入到所從事的活動(dòng)之中,從活動(dòng)過(guò)程本身體驗(yàn)到樂(lè)趣和享受,并產(chǎn)生對(duì)動(dòng)作過(guò)程的控制感。人似乎表現(xiàn)出不惜代價(jià)去從事該活動(dòng),所從事的活動(dòng)過(guò)程本身就是目的”[15]。Jackson和 Marsh把流暢狀態(tài)理論引入到運(yùn)動(dòng)心理學(xué)領(lǐng)域,并將其界定為“一種最佳的體驗(yàn)狀態(tài),即運(yùn)動(dòng)員全身心投入到一項(xiàng)任務(wù)中,并創(chuàng)造出發(fā)揮最佳運(yùn)動(dòng)水平的意識(shí)狀態(tài)”[26]。流暢是一種積極有益的心理狀態(tài),它對(duì)于運(yùn)動(dòng)員取得優(yōu)異運(yùn)動(dòng)成績(jī)有著積極的意義。運(yùn)動(dòng)員的流暢狀態(tài)已經(jīng)成為當(dāng)今體育運(yùn)動(dòng)心理學(xué)研究的前沿課題[4,7,15,28]。

Csikszentmihalyi在大量研究的基礎(chǔ)上提出了流暢狀態(tài)的9個(gè)心理特征,分別代表流暢體驗(yàn)概念的一個(gè)獨(dú)特維度[15]。定性研究表明,運(yùn)動(dòng)員處于流暢狀態(tài)時(shí)會(huì)體驗(yàn)到這些特征:挑戰(zhàn)-技能平衡、行動(dòng)-意識(shí)融合、清晰的目標(biāo)、明確的反饋、全神貫注于當(dāng)前的任務(wù)、控制感、自我意識(shí)的喪失、時(shí)間的變換以及享受的體驗(yàn)[23]。這9個(gè)心理特征奠定了流暢量表的理論基礎(chǔ)與結(jié)構(gòu)框架,使得對(duì)這種主觀體驗(yàn)的定量測(cè)量成為可能。交互作用結(jié)構(gòu)模型認(rèn)為,運(yùn)動(dòng)員所具有的某些特性和狀態(tài)心理要素在運(yùn)動(dòng)情境中與其他可變要素之間交互作用,從而決定其是否體驗(yàn)到流暢狀態(tài)[31]。鑒于此,Jackson等將流暢體驗(yàn)分為特質(zhì)流暢和狀態(tài)流暢。特質(zhì)流暢是指?jìng)€(gè)體在體驗(yàn)流暢過(guò)程中的一般傾向性,狀態(tài)流暢是指?jìng)€(gè)體在特定情境下的流暢體驗(yàn)[25]。流暢特質(zhì)得分高的運(yùn)動(dòng)員易在運(yùn)動(dòng)情境體驗(yàn)到流暢狀態(tài);運(yùn)動(dòng)情境越相似,特質(zhì)流暢與狀態(tài)流暢間的相關(guān)度就越高。與此分類相對(duì)應(yīng),研究者編制了2個(gè)流暢量表,使得在特質(zhì)和狀態(tài)層面評(píng)價(jià)流暢體驗(yàn)成為可能。

《狀態(tài)流暢量表》(Flow State Scale,FSS)和《特質(zhì)流暢量表》(Dispositional Flow Scale,DFS)均由Jackson和Marsh根據(jù)定性研究編制而成[26,34],分別用以測(cè)量特定情境下的流暢狀態(tài)以及不同個(gè)體流暢體驗(yàn)的傾向性,從而實(shí)現(xiàn)了對(duì)體育運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域流暢狀態(tài)心理特征的有效測(cè)量。由于初始量表的某些條目在概念或是統(tǒng)計(jì)學(xué)方面存在問(wèn)題,因此, Jackson和Eklund又修定了2個(gè)量表,替換掉有問(wèn)題的條目,發(fā)展了流暢量表的新版本:《狀態(tài)流暢量表-2》(FSS-2)和《特質(zhì)流暢量表-2》(DFS-2)[23]。雖然,現(xiàn)有研究顯示, FSS-2和DFS-2是測(cè)量體育運(yùn)動(dòng)情境中流暢體驗(yàn)最有效的多維度心理測(cè)量量表,但過(guò)多的條目增加了受試的負(fù)擔(dān),進(jìn)而可能影響到所收集數(shù)據(jù)的可靠性;此外,流暢并非心理體驗(yàn)的核心結(jié)構(gòu),簡(jiǎn)化量表則為評(píng)價(jià)更為核心的心理狀態(tài)結(jié)構(gòu)提供了可能[27]?；谏鲜鲈?Jackson、Martin和Eklund再次發(fā)展了《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》(S FSS)和《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》(SDFS),以期為體育運(yùn)動(dòng)中的流暢體驗(yàn)提供更為便捷的測(cè)量工具[27]。

正如Moneta指出,大多有關(guān)流暢的實(shí)證研究都是以白種高加索人作為受試的;與之相對(duì),對(duì)來(lái)自亞洲國(guó)家和文化背景人群的流暢體驗(yàn)研究則少之又少[37]。我國(guó)學(xué)者王進(jìn)也指出,在現(xiàn)代社會(huì)中,流暢體驗(yàn)的文化背景成為心理學(xué)關(guān)注的問(wèn)題;文化的影響在決定最佳體驗(yàn)方面證實(shí)了新的工作和鍛煉環(huán)境應(yīng)該為不同文化背景的人提供寬泛的、有意義的和強(qiáng)調(diào)最佳參與的氛圍[4]。因此,有必要對(duì)不同文化背景的流暢體驗(yàn)進(jìn)行系列研究。僅僅依據(jù)測(cè)量工具在一種文化中所具有的充分的信效度,決不能就此推測(cè)同樣的心理測(cè)量學(xué)特性也適用于另一種文化;這需來(lái)自實(shí)證研究的支持[41]。

跨文化檢驗(yàn)是確保測(cè)量工具在不同語(yǔ)言和文化背景中同等性的重要一步,對(duì)其外部效度的直接測(cè)驗(yàn)就成了首要任務(wù)[19]。已經(jīng)有個(gè)別研究采用非英語(yǔ)樣本對(duì)流暢量表的效度進(jìn)行了檢驗(yàn)[17,29,30,39],我國(guó)學(xué)者也對(duì)此進(jìn)行了研究[1-3,5,7],但尚未見(jiàn)《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》和《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的相關(guān)研究。筆者對(duì)中文版《狀態(tài)流暢量表-2》和《特質(zhì)流暢量表-2》進(jìn)行修訂的過(guò)程中亦發(fā)現(xiàn),由于量表的條目過(guò)多而妨礙了受試的征集;此外,個(gè)別受試的數(shù)據(jù)在后面條目中出現(xiàn)規(guī)律化作答傾向。鑒于此,本研究旨在發(fā)展符合心理測(cè)量學(xué)的中文版《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》和《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》,以期進(jìn)一步充實(shí)流暢理論的跨文化普遍性,并為測(cè)量中國(guó)受試的流暢狀態(tài)提供便捷而有效的測(cè)量工具。

2 研究對(duì)象與方法

2.1 受試

2.1.1 中國(guó)受試

本研究選取天津體育學(xué)院體育教育系、運(yùn)動(dòng)訓(xùn)練系和上海體育學(xué)院體育教育訓(xùn)練學(xué)院、運(yùn)動(dòng)技術(shù)學(xué)院的大學(xué)生作為受試,分別發(fā)放《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》和《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》各500份。其中,《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》的459份有效問(wèn)卷中,男性受試為273人(59.5%);年齡范圍從19～23歲,平均年齡21.4歲(SD=2.7);運(yùn)動(dòng)等級(jí)從無(wú)證書(shū)(4.6%)、二級(jí)(41.3%)、一級(jí)(14.5%)到健將(3.6%);完成問(wèn)卷時(shí)距離活動(dòng)結(jié)束所需的平均時(shí)間是4.7 min(SD =1.6)?！逗?jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的431份有效問(wèn)卷中,男性受試為267人(61.9%);年齡范圍從19～23歲,平均年齡21.7歲(SD=3.0);運(yùn)動(dòng)等級(jí)從無(wú)證書(shū)(37.2%)、二級(jí)(47.2%)、一級(jí)(12.7%)到健將(2.9%)。

2.1.2 美國(guó)受試

選取西弗吉尼亞大學(xué)(West Virginia University)、加利福尼亞大學(xué)斯坦尼斯洛斯分校(California State University, Stanislaus)和喬治華盛頓大學(xué)(George Washington University)的大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員作為受試,發(fā)放《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》200份。在160份有效的問(wèn)卷中,男性受試為59人(36.9%);受試的年齡范圍從18～23歲,平均年齡為19.6歲(SD=1.2);受試的運(yùn)動(dòng)等級(jí)分為甲級(jí)-Division I(139人)和乙級(jí)-Division II(21人)。

2.2 測(cè)量工具

2.2.1 情境性測(cè)量

《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》用以評(píng)價(jià)活動(dòng)結(jié)束即刻后的流暢狀態(tài),共9個(gè)條目,分別節(jié)選自《狀態(tài)流暢量表-2》的9個(gè)維度:挑戰(zhàn)-技能平衡、行動(dòng)-意識(shí)融合、清晰的目標(biāo)、明確的反饋、全神貫注于當(dāng)前的任務(wù)、控制感、自我意識(shí)的喪失、時(shí)間的變換和享受的體驗(yàn)。該量表的受試要對(duì)每一陳述進(jìn)行作答,根據(jù)李克特5點(diǎn)記分法,從“1”(完全不同意)到“5”(完全同意)。該量表用于對(duì)剛完成的活動(dòng)進(jìn)行評(píng)價(jià),因此,相關(guān)數(shù)據(jù)應(yīng)該在活動(dòng)結(jié)束后的即刻進(jìn)行收集,最遲不超過(guò)活動(dòng)結(jié)束后的1 h,從而最大程度上減少對(duì)受試的干擾[24]。Jackson等的研究表明,該量表具有較好的因子效度:χ2=462.04,df=27;CFI=0.87;NNFI=0.83; SRMR=0.08;RMSEA=0.13;量表的信度系數(shù)為0.77[27]。

2.2.2 傾向性測(cè)量

《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》用以評(píng)價(jià)流暢體驗(yàn)的傾向性,其條目與《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》的內(nèi)容相同,只是在措辭和時(shí)態(tài)上有所變化。該量表評(píng)價(jià)的是受試在既定情境中所體驗(yàn)到流暢特征的一般傾向性。要求受試回想自己在某一具體活動(dòng)中通常會(huì)體驗(yàn)到各流暢條目的頻率,并根據(jù)李克特5點(diǎn)記分法作答,從“1”(從未)到“5”(總是)。這一量表評(píng)價(jià)的是特質(zhì)性流暢,因此,應(yīng)在活動(dòng)結(jié)束之后間隔一段時(shí)間后進(jìn)行數(shù)據(jù)的收集[24]。Jackson等的研究表明,該量表具有較好的因子效度:χ2=145.27,df=27;CFI=0.95; NNFI=0.93;SRMR=0.05;RMSEA=0.08;量表的信度系數(shù)為0.77[27]。

2.2.3 效標(biāo)效度測(cè)量

中文版《狀態(tài)流暢量表-2》(CFSS-2)用以檢驗(yàn)中文版《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》效標(biāo)效度,該量表是包含有33個(gè)條目的問(wèn)卷,用以評(píng)價(jià)活動(dòng)結(jié)束即刻后的流暢狀態(tài),共有9個(gè)分量表,分別對(duì)應(yīng)于流暢狀態(tài)的9個(gè)維度。劉微娜研究表明,該量表具有較好因子效度:χ2=1008.714,df=459; CFI=0.917;NNFI=0.905;SRMR=0.04;RMSEA= 0.05;各分量表內(nèi)部一致性系數(shù)范圍從0.67到0.78,平均系數(shù)為0.74[3]。中文版《特質(zhì)流暢量表-2》(CDFS-2)用以檢驗(yàn)中文版《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》效標(biāo)效度,該量表用以評(píng)價(jià)流暢體驗(yàn)的傾向性,其條目與《狀態(tài)流暢量表-2》的內(nèi)容相同,只是措辭和時(shí)態(tài)上有所變化。劉微娜研究表明,該量表具有較好因子效度:χ2=1274.71,df=459;CFI= 0.902;NNFI=0.887;SRMR=0.05;RMSEA=0.05;各分量表內(nèi)部一致性系數(shù)范圍從0.67到0.78,平均系數(shù)為0.75[3]。

2.3 程序

由體育專業(yè)研究生進(jìn)行施測(cè),并提供給受試完成問(wèn)卷的標(biāo)準(zhǔn)化指導(dǎo)語(yǔ),各個(gè)量表的頁(yè)面頂端也附有具體說(shuō)明;同時(shí)要求受試完成簡(jiǎn)單的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息表,包括年齡、性別、運(yùn)動(dòng)等級(jí)、活動(dòng)頻率、活動(dòng)名稱和完成問(wèn)卷的時(shí)間。Jackson等建議,為確保受試能夠理解量表中各個(gè)條目所評(píng)價(jià)的概念維度,其最小年齡不得低于15歲,但沒(méi)有年齡的上限要求[24]。本研究中,所有受試每周至少參加體育活動(dòng)兩次。情境性測(cè)量應(yīng)該在體育活動(dòng)(例如,體育課、訓(xùn)練或比賽)結(jié)束后即刻進(jìn)行,受試要注明活動(dòng)結(jié)束距問(wèn)卷完成的間隔時(shí)間,超過(guò)1 h的數(shù)據(jù)要被剔除;傾向性測(cè)量距離活動(dòng)結(jié)束要間隔一段時(shí)間。此外,《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》在間隔4周后要再次進(jìn)行施測(cè)(相同受試),以此評(píng)價(jià)特質(zhì)性量表的重測(cè)穩(wěn)定性。數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析通過(guò)EQS 6.1統(tǒng)計(jì)軟件完成[9],具體應(yīng)用參見(jiàn)下述的各步驟中。

2.3.1 量表的翻譯

2個(gè)量表在翻譯成中文時(shí),均都采用了反譯程序[18,41]。每一個(gè)量表各中文條目的翻譯均要盡最大可能與原版本的條目在概念和語(yǔ)言表述方面匹配。這一程序包括以下幾個(gè)步驟:

第1步,將每一量表的各個(gè)條目從英文翻譯成中文。要求譯者既精通兩種語(yǔ)言,又熟悉流暢狀態(tài)的理論,本研究中的這一翻譯任務(wù)由筆者完成。在這一過(guò)程中,各個(gè)條目都與美國(guó)的教授進(jìn)行了交流和討論。該教授對(duì)流暢理論有著深入的研究,且英語(yǔ)是其母語(yǔ),因此,保持了每一條目原始意義的精確表述。雖然,反譯是確保語(yǔ)言同等性的必需步驟,但這一過(guò)程并不足以消除文化差異導(dǎo)致的偏差[18]。如果,不考慮到文化或語(yǔ)言的偏見(jiàn)而僅僅對(duì)量表進(jìn)行字面上的翻譯,那么,某些條目的誤譯就是不可避免的。因此,翻譯后的中文條目必須盡可能地減少跨文化或跨語(yǔ)言的偏見(jiàn)。

第2步,采用團(tuán)隊(duì)方法(在翻譯的過(guò)程中不僅僅只有一人精通兩種語(yǔ)言)能夠加強(qiáng)翻譯程序中的語(yǔ)言同等性[18,41]。因此,在翻譯程序的第2步驟中,請(qǐng)國(guó)內(nèi)教授校正了上述翻譯的各個(gè)條目。該教授精通英語(yǔ),而且,對(duì)流暢體驗(yàn)非常熟悉。根據(jù)教授的反饋意見(jiàn),某些語(yǔ)句進(jìn)行了稍許改動(dòng)。

第3步,整個(gè)反譯程序的最后一步就是請(qǐng)一位職業(yè)翻譯將所有的中文條目反譯回英語(yǔ)。該翻譯母語(yǔ)是英語(yǔ),且從未見(jiàn)過(guò)流暢量表的英文原版。將原版量表與反譯后的版本進(jìn)行比較。這種雙向翻譯程序反復(fù)進(jìn)行,直到所有中英文條目在概念和語(yǔ)言表述上匹配為止[18]。

2.3.2 信效度檢驗(yàn)

本研究在驗(yàn)證性因素分析(Confirmatory Factor Analysis,CFA)的框架內(nèi),采用了最大似然法(Maximum Likelihood,ML)進(jìn)行協(xié)方差結(jié)構(gòu)分析。評(píng)價(jià)模型整體擬和優(yōu)度時(shí)采用了以下幾個(gè)指標(biāo)[20]。量表的效度(擬合優(yōu)度)通過(guò)卡方檢驗(yàn)(Chi-square Statistic,χ2)、非標(biāo)準(zhǔn)擬合指數(shù)(Non-Normed Fit Index,NNFI)[10]、比較擬合指數(shù)(Comparative Fit Index,CFI)[8]、近似平方根誤差(Root Mean Square Error of App roximation,RMSEA)[40]及標(biāo)準(zhǔn)平方根殘差(Standard Root Mean-square Residual,SRMR)[22]進(jìn)行評(píng)定。χ2檢驗(yàn)評(píng)價(jià)的是假定協(xié)方差矩陣與樣本協(xié)方差矩陣之間的差異度,顯著的檢驗(yàn)結(jié)果表明擬合度的缺乏。然而,如果樣本量很大時(shí),χ2值對(duì)模型擬合度的評(píng)價(jià)就非常保守[13]。不管怎樣,χ2都為擬合度缺乏的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)提供了根據(jù),這一擬合度的缺乏是由于對(duì)模型的過(guò)度限制所致。NNFI用以評(píng)價(jià)目標(biāo)模型較基線模型自由度的相對(duì)提高。CFI評(píng)價(jià)的是目標(biāo)模型較基線模型非中心χ2檢驗(yàn)時(shí)擬合度缺乏的相對(duì)降低。NNFI和CFI的值如超過(guò)0.90,表明其是可接受的,數(shù)據(jù)具有極好的模型擬合度;如果NNFI和CFI的值超過(guò)0.95,則表明模型的擬合度更佳[21]。RMSEA評(píng)價(jià)的是自由度調(diào)整后目標(biāo)模型的擬合功能。RMSEA的值不超過(guò)0.05和0.08,分別代表了較接近的和合理的模型擬合度[12];而相對(duì)90%的置信區(qū)間(90%CI)為解釋觀察到的分點(diǎn)值提供了有益的背景。最后,SRMR的值如小于0.08表明模型的擬合度適宜[21]。在擬合度極佳的模型中, SRMR的值應(yīng)該小于0.05[11]。Hu和Bentler曾經(jīng)提議,在下列情況下模型不可能被接受:1)NNFI和CFI的值小于0.95;2)SRMR的值大于0.09(或是大于0.10)[21]。雖然,他們提議的這2個(gè)指標(biāo)及其相應(yīng)的嚴(yán)格臨界值標(biāo)準(zhǔn)已很普及,但他們及其他研究者也對(duì)這些發(fā)現(xiàn)潛在的過(guò)度泛化持謹(jǐn)慎態(tài)度。在本研究中,只有當(dāng)α系數(shù)至少達(dá)到0.70才認(rèn)為各分量表具有內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性,α系數(shù)在0.80以上時(shí)則更佳[36]。

2.3.3 《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的應(yīng)用——跨文化對(duì)比研究Moneta研究表明,流暢體驗(yàn)的模式可能對(duì)特殊文化因素(如個(gè)人與集體的合作)具有一定的敏感性;因此,有必要對(duì)不同文化背景下流暢體驗(yàn)的相似性和差異性進(jìn)行研究[37]?；诖?本研究對(duì)中國(guó)和美國(guó)大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員特質(zhì)流暢進(jìn)行了跨文化對(duì)比研究,以期揭示不同文化背景下個(gè)體體驗(yàn)流暢的傾向性是否存在差異。

3 研究結(jié)果

由圖1、圖2可知,采用反譯程序得到的中文版《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》和《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》各條目的因子載荷都達(dá)到0.50以上,故保留所有9個(gè)條目。以下的信效度數(shù)據(jù)均是以修訂的9條目簡(jiǎn)化量表為基礎(chǔ)。

3.1 量表的信度

采用克隆巴赫(Cronbach’s Alpha)一致性系數(shù)對(duì)2個(gè)量表中文版的信度進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn),《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》和《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的一致性系數(shù)分別為0.70和0.73,都達(dá)到了可接受的水平。檢驗(yàn)量表的跨時(shí)間穩(wěn)定性,從而評(píng)價(jià)其模型的恒定性很有必要[14]。鑒于此, 121名受試在間隔4周后再次填寫(xiě)了《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》。遵循Marsh和Hau的建議,相同條目的前、后測(cè)之間包含了誤差協(xié)方差[33]。重測(cè)數(shù)據(jù)顯示量表的穩(wěn)定性系數(shù)為0.70。

3.2 量表的效度

由表1和圖1、圖2可知,假定的測(cè)量模型為2個(gè)量表的中文版提供了良好的擬合度。2個(gè)量表樣本數(shù)據(jù)都得到了顯著的χ2值,但其與自由度的比值均小于5(S FSS:χ2/ df=4.78;SDFS:χ2/df=2.49)。2個(gè)量表NNFI和CFI的值都接近0.90,且《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》CFI的值達(dá)到0.90以上;RMSEA、90%CI和SRMR的值都小于0.08。整體而言,《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的擬合優(yōu)度要好于《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》。

表1 本研究量表的擬合優(yōu)度一覽表

為進(jìn)一步確定兩個(gè)簡(jiǎn)化流暢量表的中文版的確再現(xiàn)了原始流暢量表的心理測(cè)量學(xué)特性,本研究又采用相關(guān)分析法分別對(duì)其進(jìn)行了效標(biāo)效度的檢驗(yàn)(下述量表均為中文版)。如表2所示,《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》與《狀態(tài)流暢量表-2》(P<0.01)、《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》(P<0.05)、《特質(zhì)流暢量表-2》(P<0.05)以及《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》與《特質(zhì)流暢量表-2》(P<0.001)、《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》(P< 0.05)、《狀態(tài)流暢量表-2》(P<0.05)之間都具有中到高等的相關(guān),相關(guān)系數(shù)均達(dá)到了顯著性水平。

表2 本研究簡(jiǎn)化量表與原版量表的相關(guān)分析一覽表

圖1 《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》的因子模型示意圖

3.3 《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的應(yīng)用——跨文化對(duì)比研究

為了確定不同文化背景下運(yùn)動(dòng)員流暢體驗(yàn)的傾向性是否存在差異,本研究對(duì)中國(guó)和美國(guó)大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員的特質(zhì)流暢進(jìn)行了對(duì)比研究。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的結(jié)果表明(表3和圖3),除“時(shí)間的變換”維度外,美國(guó)大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員特質(zhì)流暢的其余8個(gè)維度及總分都顯著高于中國(guó)大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員。

圖3 不同文化背景運(yùn)動(dòng)員特質(zhì)流暢的比較曲線圖

表3 不同文化背景運(yùn)動(dòng)員特質(zhì)流暢的差異性檢驗(yàn)一覽表

4 分析與討論

4.1 量表的信效度

本研究主旨就在于檢驗(yàn)中文版《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》和《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的信度和因子效度。在此過(guò)程中,根據(jù)Duda和Hayashi[18]以及Tanzer和Sim[41]的測(cè)驗(yàn)改編原則,分幾個(gè)階段完成了量表的修訂。本研究中的一系列分析結(jié)果均為2個(gè)流暢量表的中文版提供了有力的信效度支持,其可用以評(píng)價(jià)中國(guó)受試在體育活動(dòng)中的流暢體驗(yàn)。此外,本研究也表明,2個(gè)中文版流暢量表是對(duì)流暢狀態(tài)進(jìn)行跨文化研究的有效測(cè)量工具。

中文版《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》和《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的因子結(jié)構(gòu)效度是在驗(yàn)證性因素分析的框架內(nèi),基于協(xié)方差結(jié)構(gòu)得以檢驗(yàn)的。研究結(jié)果表明,從中國(guó)受試收集的數(shù)據(jù)進(jìn)一步驗(yàn)證了流暢狀態(tài)的結(jié)構(gòu)模型。除作為一個(gè)整體的模型檢測(cè)外,個(gè)別參數(shù)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)也都為2個(gè)中文版流暢量表的聚合及判別效度提供了支持證據(jù)。本研究顯示,《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》數(shù)據(jù)擬合度優(yōu)于相應(yīng)的《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》,這可能是由于狀態(tài)流暢的測(cè)量更易受到其他因素(如特定的運(yùn)動(dòng)情境、受試的身心狀態(tài)等)的影響,而特質(zhì)流暢則具有相對(duì)的穩(wěn)定性。

基于2個(gè)中文版簡(jiǎn)化流暢量表合理的因子結(jié)構(gòu)證據(jù),又對(duì)其的內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性系數(shù)進(jìn)行了評(píng)定,從而進(jìn)一步驗(yàn)證其心理測(cè)量學(xué)的特性。結(jié)果表明,2個(gè)中文版簡(jiǎn)化量表各自的內(nèi)部一致性都處于令人滿意的水平。同時(shí),又對(duì)《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的中文版進(jìn)行了間隔4周的潛在因子相關(guān)分析(即重測(cè)),以此驗(yàn)證其跨時(shí)間的穩(wěn)定性。結(jié)果也表明,該量表的穩(wěn)定性系數(shù)處于可接受的水平。鑒于特質(zhì)測(cè)量是在受試參與體育活動(dòng)結(jié)束后間隔一段時(shí)間后完成的,受試對(duì)可能破壞穩(wěn)定性的那些情境因子的反應(yīng)可能較其他的因子更為敏感(例如,短期的心情以及具體情境的環(huán)境影響)[35]。由于之前沒(méi)有《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》穩(wěn)定性的研究,因此,還不能斷然推論這些特征是否由于樣本特殊性所致。在進(jìn)一步得出《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》穩(wěn)定性結(jié)論之前,有必要進(jìn)行不同時(shí)間間隔的深入研究。

雖然,現(xiàn)有研究表明,《狀態(tài)流暢量表-2》和《特質(zhì)流暢量表-2》是測(cè)量體育運(yùn)動(dòng)情境中流暢體驗(yàn)最有效的多維度心理測(cè)量量表,但過(guò)多的條目增加了受試的負(fù)擔(dān)。劉微娜研究表明,受試完成中文版《狀態(tài)流暢量表-2》或《特質(zhì)流暢量表-2》的平均時(shí)間是20.4 min[3],完成中文版《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》或《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的平均時(shí)間則僅需4.7 min,節(jié)約了4倍多。施測(cè)時(shí)間的減短不僅有助于受試的募集,也提高了受試作答的可靠性。就此而言,簡(jiǎn)化的流暢量表可以帶來(lái)更多的方便。

4.2 《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的應(yīng)用——跨文化對(duì)比研究

本研究結(jié)果表明,美國(guó)大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員特質(zhì)流暢的各個(gè)維度(除“時(shí)間的變換”)及總分都顯著高于中國(guó)大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員。該結(jié)果與Moneta在《幸福研究雜志》上對(duì)心理學(xué)流暢體驗(yàn)的跨文化研究綜述的觀點(diǎn)一致[37]。文章中,他例舉了來(lái)自日本、中國(guó)香港、意大利和美國(guó)的跨文化研究。對(duì)中國(guó)學(xué)生的ESM測(cè)試顯示,最佳挑戰(zhàn)和技術(shù)的內(nèi)在動(dòng)機(jī)是基于對(duì)技術(shù)的認(rèn)知。同時(shí),高水平的特質(zhì)內(nèi)在動(dòng)機(jī)和低水平自我結(jié)構(gòu)與認(rèn)知活動(dòng)的挑戰(zhàn)性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。流暢體驗(yàn)?zāi)Ｊ降奈幕饔弥饕缮鐣?huì)價(jià)值和自我認(rèn)知的相互影響來(lái)決定。研究建議,對(duì)中國(guó)學(xué)生來(lái)說(shuō),低挑戰(zhàn)、低技術(shù)的環(huán)境更具有創(chuàng)造性。與美國(guó)學(xué)生相比,中國(guó)學(xué)生更注重以技術(shù)的認(rèn)知來(lái)決定流暢體驗(yàn)。中國(guó)學(xué)生在內(nèi)在激勵(lì)水平很高的情況下,其最佳挑戰(zhàn)和技術(shù)的比率沒(méi)有偏向。這些研究說(shuō)明,流暢體驗(yàn)的模式可能對(duì)特殊的文化因素(如個(gè)人與集體的合作)具有一定敏感性。

民族體育文化的發(fā)展離不開(kāi)民族的大文化背景,并深深烙上各自民族文化特征的印痕。美國(guó)是一個(gè)由移民所組成的國(guó)家,不同文化背景的移民形成了美國(guó)文化特有的“個(gè)人本位、富于創(chuàng)造、多元雜交”的文化特征。在這種文化精神的影響下,運(yùn)動(dòng)員在比賽中個(gè)人表演的欲望極強(qiáng),而且充滿自信,經(jīng)常處于忘卻自我的狀態(tài),充分地發(fā)揮自身潛能,并產(chǎn)生愉快的情感體驗(yàn)。中國(guó)文化和美國(guó)文化來(lái)自兩股不同的文化源流,中國(guó)古代的“儒、道、佛”諸家共同構(gòu)建了中國(guó)的傳統(tǒng)文化,形成了與西方文化特點(diǎn)迥異的“和諧”這一文化核心,構(gòu)成了中國(guó)傳統(tǒng)文化的“平衡性、整一性、封閉性和守常性”特征。在這種文化氛圍中,人與人間的關(guān)系講求謙和忍讓,個(gè)人與集體、社會(huì)的關(guān)系講求忠義服從。在這種文化影響下,運(yùn)動(dòng)員尤其重視集體的榮譽(yù),更關(guān)心教練員領(lǐng)隊(duì)和周圍人對(duì)自己表現(xiàn)的評(píng)價(jià),在比賽中常常背負(fù)沉重的心理負(fù)擔(dān),不能忘卻自我,全身心投入比賽。根據(jù)流暢理論,“自向性人格”(Autotelic Personality)個(gè)體比其他類型人格的個(gè)體更頻繁、更強(qiáng)烈地獲得流暢體驗(yàn)[37]。與低“自向性人格”相比,高“自向性人格”的個(gè)體更容易受自我目的(Teleonomy of the Self)的操控。自我目的是一個(gè)不斷朝向越來(lái)越高水平的認(rèn)知挑戰(zhàn)和技術(shù)的內(nèi)審過(guò)程。內(nèi)審目標(biāo)具自向性,內(nèi)審結(jié)果使復(fù)雜的認(rèn)知過(guò)程逐漸完善。

此外,兩個(gè)國(guó)家各具特色的人才選拔制度也導(dǎo)致了運(yùn)動(dòng)員體驗(yàn)流暢的傾向性差異。美國(guó)優(yōu)秀人才的選拔主要來(lái)自于學(xué)校,中學(xué)和大學(xué)都廣泛開(kāi)展體育運(yùn)動(dòng),且校際間進(jìn)行的對(duì)抗賽頻繁且強(qiáng)度大;這種“以賽代練”以及在比賽中選拔優(yōu)秀人才的制度,一方面,培養(yǎng)了運(yùn)動(dòng)員強(qiáng)悍善斗的作風(fēng),另一方面,也牢固地樹(shù)立了運(yùn)動(dòng)員的自信心。而中國(guó)體育人才的選拔則主要來(lái)自業(yè)余體校和省(市)代表隊(duì),使得校際間對(duì)抗賽組織頻率和強(qiáng)度都相對(duì)較低。因此,運(yùn)動(dòng)員缺少競(jìng)爭(zhēng)和創(chuàng)新意識(shí),對(duì)自己信心不足。而Csikszentmihalyi指出,個(gè)體的活動(dòng)技能是否與活動(dòng)挑戰(zhàn)性相符合是誘發(fā)流暢狀態(tài)的關(guān)鍵,即只有技能和挑戰(zhàn)性呈現(xiàn)平衡狀態(tài)時(shí),個(gè)體才能完全融入活動(dòng)中而獲得流暢體驗(yàn)[15]。更重要的是,流暢狀態(tài)并不取決于挑戰(zhàn)性的客觀本質(zhì),也不決定于個(gè)體技能的客觀水平,而完全取決于個(gè)體所知覺(jué)到的挑戰(zhàn)和技能的水平。運(yùn)動(dòng)員自信程度直接決定其對(duì)自身能力的知覺(jué),進(jìn)而影響到個(gè)體的流暢體驗(yàn)。

5 研究局限及展望

流暢反應(yīng)的結(jié)構(gòu)確認(rèn)是一種正在進(jìn)行的過(guò)程[25]。就這一過(guò)程的第一部分而言,本研究通過(guò)采用假定的模型,對(duì)兩個(gè)流暢量表中文版本的信度和因子效度進(jìn)行了嚴(yán)謹(jǐn)?shù)臋z驗(yàn)。通過(guò)本研究,初步確定了適合于中國(guó)受試的中文版《簡(jiǎn)化狀態(tài)流暢量表》和《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》。此外,本研究還進(jìn)一步對(duì)中文版《簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表》的效標(biāo)效度進(jìn)行了檢驗(yàn)。效標(biāo)效度的檢驗(yàn)不僅為2個(gè)中文版簡(jiǎn)化量表的效度提供了支持,也從實(shí)證角度充實(shí)了流暢理論各個(gè)量表間的相關(guān)說(shuō)明,流暢特質(zhì)得分高的受試更易在運(yùn)動(dòng)情境體驗(yàn)到流暢狀態(tài)。但即便如此,本研究仍存在諸如理論構(gòu)建的問(wèn)題。由于流暢體驗(yàn)是基于個(gè)體的感受,在本土化的過(guò)程中,應(yīng)從理論上解決文化差異問(wèn)題,分析因素存在文化差異的可能性。例如,在自我評(píng)估“挑戰(zhàn)-技能平衡”時(shí),西方人傾向于自我展示,而東方人傾向于自我保護(hù),不同文化背景的被試在這個(gè)問(wèn)題的理解上,其“社會(huì)期望”是不同的,結(jié)果就會(huì)出現(xiàn)較大的偏差[4]?；谶@種考慮,未來(lái)的研究應(yīng)進(jìn)行理論構(gòu)建式探討,提出適合中國(guó)被試的問(wèn)卷設(shè)計(jì)假設(shè),而不僅僅是停留于對(duì)國(guó)外量表的修訂檢驗(yàn)。未來(lái)研究的可能方向?qū)⑹?采用其他心理結(jié)構(gòu)(如動(dòng)機(jī)、自尊和焦慮)或變量(如參與水平和技能水平)的自我報(bào)告式測(cè)量工具驗(yàn)證其聚合效度[32];不同中國(guó)受試作樣本的更多交叉效度檢驗(yàn)。此外,基于跨文化背景的理論和實(shí)踐觀點(diǎn),流暢結(jié)構(gòu)的相對(duì)有效性應(yīng)得以全面驗(yàn)證。總之,2個(gè)中文版簡(jiǎn)化流暢量表將便利于對(duì)中國(guó)受試體育運(yùn)動(dòng)中最佳體驗(yàn)的研究。而且,采用流暢量表的不同版本所進(jìn)行的一系列跨文化比較研究也將會(huì)有助于理解流暢體驗(yàn)中文化的雷同與差異——即會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)對(duì)體育運(yùn)動(dòng)中最佳的主觀體驗(yàn)的理解。

[1]胡詠梅,孫愛(ài)華,孫延林,等.技能表現(xiàn)類項(xiàng)群運(yùn)動(dòng)員流暢心理狀態(tài)誘發(fā)因素及其可控性研究[J].天津體育學(xué)院學(xué)報(bào),2004,19 (1):27-30.

[2]蔣滿華,孫延林,薛玉行.對(duì)我國(guó)優(yōu)秀女子排球運(yùn)動(dòng)員流暢心理狀態(tài)與比賽成績(jī)的關(guān)系研究[J].中國(guó)體育科技,2001,37(6): 14-16.

[3]劉微娜.體育運(yùn)動(dòng)中流暢狀態(tài)的心理特征及其認(rèn)知干預(yù)[D].華東師范大學(xué)博士畢業(yè)論文,2009.

[4]王進(jìn).心理學(xué)流暢體驗(yàn)的跨文化研究[J].體育科學(xué),2006,26 (3):94.

[5]徐曉燕.流暢體驗(yàn)研究綜述[J].中國(guó)西部科技,2007,(8):54-56.

[6]張力為.值得運(yùn)動(dòng)心理學(xué)家探索的6個(gè)問(wèn)題[J].心理學(xué)報(bào), 2004,36(1):116-126.

[7]張忠秋.我國(guó)技能類項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員比賽最佳心理狀態(tài)的構(gòu)成及有關(guān)個(gè)體狀態(tài)性心理影響因素的研究[C].第7屆全國(guó)運(yùn)動(dòng)心理學(xué)學(xué)術(shù)會(huì)議論文集,2002.

[8]BEN TLER P M.Comparative fit indexes in structural models [J].Psychological Bulletin,1990,107:238-246.

[9]BENTLER P M.EQS 6 structural equations p rogram manual [M].Encino,CA:M ultivariate Softw are,2006.

[10]BENTLER P M,BONETT D G.Significance tests and good-ness-of-fit in the analysis of covariance structures[J].Psychological Bulletin,1980,88:588-606.

[11]BOLLEN K A.Structural equationswith latent variables[M]. New York:Wiley,1989:316.

[12]BROWNE M W,CUDECK R.Alternative ways of assessing model fit[M].In Bollen K A,Long J S(Eds.),Testing structural equation models.New bury Park.California:Sage,1993.

[13]BYRNE B M.Structural equation modeling w ith EQS:Basic concepts,applications,and programming(2nd Ed.)[M].Mahwah,NJ:Law rence Erlbaum Associates,2006.

[14]BYRNE B M,STEWART S M,LEE P W H.Validating the Beck Dep ression Inventory-II for Hong Kong community adolescents[J].Int J Testing,2004,(4):199-216.

[15]CSIKSZENTM IHALYIM.Flow:The psychology of optimal experience[M].New York:Harper-Collns&Perennial,1991:4.

[16]CSIKSZEN TM IHAL YIM,CSIKSZEN TM IHALYI I.Op timal experience:Psychological study of flow in consciousness[M]. New York:Cambridge University Press,1988.

[17]DOGAN IS G,IOSIFIDOU P,VLACHOPOULOS S.Factor structure and internal consistency of the Greek version of the Flow State Scale[J].Percep tual Motor Skills,2000,(91): 1231-1240.

[18]DUDA J L,HA YASH IC T.Measurement issues in cross-cultural research w ithin sport and exercise psychology[M].In Duda,J.L.(Ed.),Advances in sport and exercise psychology measurement.Morgantown,WV:Fitness Information Technology,1998:471-483.

[19]FOURN IER J,GAUDREAU P,et al.French translation of the Flow State Scale-2:Facto r structure,cross-cultural invariance, and associations w ith goal attainment[J].Psychol Sport Exe, 2007,(8):897-916.

[20]HOYLE R H,PAN TER A T.W riting about structural equation models[M].In Hoyle,R.H.(Ed.),Structural equation modeling:Concepts,issues,and app lications.London:Sage Publications,1995:158-176.

[21]HU L,BEN TLER PM.Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis:Conventional criteria versus new alternatives[J].Structural Equation Modeling,1999,(6):1-55.

[22]HU L,BENTLER P M.Fit indices in covariance structure modeling:Sensitivity to underparameterized model misspecification[J].Psychol Methods,1998,(3):424-453.

[23]JACKSON S A,EKLUND R C.Assessing flow in physical activity:The Flow State Scale-2 and Dispositional Flow State Scale-2[J].J Sport Exe Psychol,2002,(24):115-133.

[24]JACKSON S A,EKLUND R C.The flow scale manual[M]. Morgantow n,WV:Fitness Information Technology,2004.

[25]JACKSON S A,KIM IECIK J C,FORD S K,et al.Psychological co rrelates of flow in spo rt[J].J Sport Exe Psychol,1998, (20):358-378.

[26]JACKSON S A,MARSH H W.Development and validation of a scale to measure optimal experience:The Flow State Scale [J].J Spo rt Exe Psychol,1996,18(1):17-35.

[27]JACKSON SA,MARTIN A J,EKLUND R C.Long and Short Measuresof Flow:The Construct validity of the FSS-2,DFS-2, and New Brief Counterparts[J].J Sport Exe Psychol,2008, (30):561-587.

[28]JACKSON SA,ROBERTS GC.Positive performance statesof athletes:Toward a concep tual understanding of peak performance[J].Sport Psychol,1992,6(2):156-171.

[29]KAWABA TA M,HARIMOTO F.Evaluation of the Japanese version of the flow state scale:Analyzing w ith confirmatory factor analyses[A].In Proceedingsof the 27th Annual Meeting of the Japanese Society of Sport Psychology[C].Sapporo,Japan:Japanese Society of Sport Psychology.2000:8-9.

[30]KAWABA TA M.The Flow State Scale-2 and Dispositional Flow Scale-2:Examination of facto rial validity and reliability for Japanese adults[J].Psychol Sport Exe,2007,(5):1-21.

[31]KIM IECIK J C,STEIN G L.Examining flow experiences in sport contexts:Conceptual issues and methodological concerns [J].J Applied Sport Psychol,1992,4(2):144-16.

[32]KL INE R.Princip les and p ractice of structural equation modeling[M].New York:Guilford,2005.

[33]MARSH H W,HAU K T.Assessing goodness of fit:Is parsimony always desirable[J].J Experimental Edu,1996,(64): 364-39.

[34]MARSH H W,JACKSON S A.Flow experience in sport:Construct validation of multidimensional,hierarchical state and trait responses[J].Structural Equation Modeling,1999,(6):343-371.

[35]MARSH H W,YEUNG A S.Top-dow n,bottom-up,and ho rizontal models:The direction of causality in multidimensional, hierarchical self-concep t models[J].J Personality Social Psychol,1998,(75):509-527.

[36]M ITCHELL M L,JOLLEY J M.Research design explained (5th Ed.)[M].Belmont,CA:Wadsworth-Thomson Learning, 2004.

[37]MONETA GB.The flow experience across cultures[J].J Happiness Studies,2004a,(5):115-121.

[38]SEL IGMAN M E P,CSIKSZEN TM IHALYIM.Positive psychology:An introduction[J].Am Psychologist,2000,55(1):5-14.

[39]STAVROU N A,ZERVAS Y.Confirmatory factor analysis of the Flow State Scale in sports[J].Int J Sport Exe Psychol, 2004,(2):161-181.

[40]STEIGER J H.Structural model evaluation and modification: An interval estimation app roach[J].M ultivariate Behavioral Res,1990,(25):173-18.

[41]TANZER N K,SIM C Q E.Adap ting instruments for use in multip le languages and cultures:A review of the ITC guidelines for test adap tations[J].European J Psychological Assessment, 1999,(15):258-269.

Revision on Chinese Edition of the Short Flow State Scale and the Short Dispositional Flow Scale

L IU Wei-na

Csikszentmihalyi(1988)argued fo r the universality of flow,but most empirical research on flow has been conducted w ith Caucasian populations.It is therefo re crucial to examine cross-cultural similarities and differences in flow experience.Cross-cultural validation is an important step to ensure the equivalence of measurement instruments across languages and cultures,thus p roviding a direct test fo r their external validity is an impo rtant step to take.Therefore,the purpose of this study was to revise Chinese edition of the Short Flow State Scale(S FSS)and the Short Dispositional Flow Scale(SDFS).To accomp lish the aim,a multi-staged app roach fo r test translation was emp loyed.459 subjects comp leted the Sho rt FSS,and 431 subjects comp leted the Short DFS.The results of a series of CFAs revealed that the data for the two scales were rep resented app rop riately by the hypo thesized model.The findings from this study p rovide strong support fo r the universality of flow theory,and also effective instruments for assessing flow experience in physical activities for Chinese participants.In addition, all but the dimension transfo rmation of time and the total flow sco res of American participants were significantly higher than those of Chinese participants.

trait f low;state f low;scale adaptation;factorial validity;reliability

G804.8

A

1000-677X(2010)12-0064-07

2010-08-30;

2010-11-18

劉微娜(1978-),女,遼寧人,博士,主要研究方向?yàn)檫\(yùn)動(dòng)與鍛煉心理學(xué)的理論與應(yīng)用研究及心理的生理生化機(jī)制,E-mail:w eina1978@126.com。

天津體育學(xué)院健康與運(yùn)動(dòng)科學(xué)系,天津300381 Tianjin University of Spo rt,Tianjin 300381,China.