趙守盈　石艷梅　郭海輝

摘要 正念注意覺知量表（MAAS）是測量正念注意水平最常用的量表之一，以中小學(xué)教師為被試，以項(xiàng)目反應(yīng)理論用方法與技術(shù)對量表各項(xiàng)目的區(qū)分度、域值和信息函數(shù)峰值4個(gè)參數(shù)做了分析探討。結(jié)果顯示MMAS支持單維性假設(shè)，具有良好的心理測量學(xué)指標(biāo)，對正念注意水平的測量具有較高的精準(zhǔn)性。量表存在6個(gè)信息量很高的項(xiàng)目，其信息量之和接近量表總信息量的70%，提示這幾個(gè)項(xiàng)目可以構(gòu)成一個(gè)簡式量表。對新量表做驗(yàn)證性因素分析，各項(xiàng)指標(biāo)達(dá)到要求。

關(guān)鍵詞 IRT，正念，骨干教師。

分類號 B842.3

1.引言

正念（Mindfulness）是源于東方禪修的一種有意識(shí)、非評判的對當(dāng)前狀態(tài)進(jìn)行注意的方法，也是一種意識(shí)狀態(tài)或心理過程（汪芬，黃宇霞，2011）。目前最為廣泛接受的正念定義是由卡巴金提出的“一種有目的、不評判的將注意力集中于此時(shí)此刻的方法”（Kabat，2003）。這一概念強(qiáng)調(diào)開放、接納和此時(shí)此刻。正念注意覺知是有目的且不作任何判斷地將注意力集中在自身當(dāng)前時(shí)刻的活動(dòng)與狀態(tài)的心理活動(dòng)過程。關(guān)于正念的研究不僅具有重要的學(xué)術(shù)價(jià)值，也具有重要的應(yīng)用價(jià)值（Bishop，et al.，2004），越來越受到心理學(xué)研究者的關(guān)注。盡管研究者在正念注意覺知的準(zhǔn)確操作性定義及其精確測量上付出了很大的努力，但是爭議卻仍然存在（Leary & Tate，2007）。傳統(tǒng)上，正念涉及到兩個(gè)認(rèn)知體驗(yàn)過程的參與。它們是培養(yǎng)佛教徒所說的“裸注意”（BareAttention）或者“分離觀察”，由此發(fā)展出對現(xiàn)象的洞察力。這種洞察力需要每時(shí)每刻都努力去覺察現(xiàn)象，并完全如其本來的樣子去覺知它；同時(shí)需要理解即時(shí)性的思想或情感活動(dòng)的內(nèi)省覺知（Rapgay &Bystrisky，2009），這種內(nèi)省覺知將裸注意與觀察者的自我發(fā)生關(guān)聯(lián)，使其產(chǎn)生更多的意義并衍生出其它東西。臨床心理學(xué)家為給正念做出一個(gè)既具有訓(xùn)練操作性又具有測量可行性的操作定義付出了很多努力。Bishop等（2004）對正念的結(jié)構(gòu)做了分析，提出正念包含兩個(gè)基本心理成分。第一個(gè)成分為注意的自我調(diào)控，將注意保持在即時(shí)經(jīng)驗(yàn)上；第二個(gè)成分為對自我即時(shí)經(jīng)驗(yàn)的指向，這一指向帶有好奇性、開放性和接受性特點(diǎn)。

有學(xué)者認(rèn)為這個(gè)詳盡的定義不能很好地代表正念的特點(diǎn)，反而導(dǎo)致對正念如何發(fā)展的誤解（Leary& Tate，2007）。Rapgay和Bystrisky（2009）強(qiáng)調(diào)正念應(yīng)該結(jié)合集中注意力和分析型冥想結(jié)構(gòu)。

也有學(xué)者對基于正念思想的心理療法也提出了異議（Hofmann & Asmundson，2008）。盡管基于正念的心理干預(yù)（Mindfulness-based intervention，MBI）被多數(shù)學(xué)者認(rèn)為是對生理和心理癥狀的干預(yù)有效（Grossman。Niemann，Schmidt，& Walach，2004；Hofmann，Sawyer，Witt，& Oh，2010），但這一領(lǐng)域中關(guān)于正念的操作定義也存在較大分歧，這就引起一些學(xué)者對正念量表的測量目標(biāo)產(chǎn)生了質(zhì)疑，即現(xiàn)有的針對正念的量表是否測量的同一心理結(jié)構(gòu)（Rosch，2007）。Grossman（2008）針對正念自陳式量表提出了幾個(gè)問題，包括量表結(jié)構(gòu)，潛在測量偏差，對測驗(yàn)項(xiàng)目的誤解等（Van，Earleywine，&Danoff，2009）。最近有研究發(fā)現(xiàn)美國和泰國樣本完成正念注意覺知量表（Mindful Attention AwarenessScale，MAAS），兩樣本的平均值沒有顯著性差異（Brown & Ryan，2003），但這兩個(gè)樣本在對冥想和佛教思想的態(tài)度確實(shí)存在很大差異。自陳式正念量表通常有很好的外部效度，但其結(jié)構(gòu)自身的表征存在明顯不足，也就是說對這一心理結(jié)構(gòu)自身的機(jī)制理解與解釋不夠，這也正是建立量表結(jié)構(gòu)效度的重要成分。但從這點(diǎn)看，MAAS可能是結(jié)構(gòu)表征問題的一個(gè)例外，它擁有非常好的認(rèn)知心理學(xué)理論基礎(chǔ)，在挑選項(xiàng)目方面量表編制者也做了很深入的思考，認(rèn)為人們處于非專注的狀態(tài)比專注的狀態(tài)更多，所以挑選反映非專注的項(xiàng)目更有利于被試回答（Brown & Ryan，2003）。另外，研究發(fā)現(xiàn)MAAS的測量結(jié)果與大腦活動(dòng)（Creswell，Way，Eisenberger，& Lieberman，2007）、MBIs治療效果（Michalak，Heidenreich，Meibert，& Schulte，2008）之間存在的高相關(guān)。目前，關(guān)于正念的研究已經(jīng)也引起了國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注，有學(xué)者對MAAS做了翻譯與修訂（陳思佚，崔紅，周仁來，賈艷艷，2012），提出的MAAS中文版具有較高的信效度。但國內(nèi)關(guān)于MAAS的研究也處于剛剛開始，有必要運(yùn)用現(xiàn)代測量理論與技術(shù)做更為深入的研究。

經(jīng)典測量理論體系較為完整，使用廣泛。但其局限性也引起越來越多的關(guān)注。從已有研究看，經(jīng)典測量理論的局限性主要表現(xiàn)為：（1）測驗(yàn)結(jié)果拓廣的有限性；（2）項(xiàng)目質(zhì)量參數(shù)的樣本依賴性；（3）信、效度估計(jì)的不精確性；（4）能力量表與難度量表的不一致性（漆書青，戴海崎，丁樹良，2002）等。項(xiàng)目反應(yīng)理論（IRT）是在克服經(jīng)典測量理論（CTT）不足的基礎(chǔ)上提出的新的心理測量方法，并已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于人格、教育及能力測量中。IRT的項(xiàng)目參數(shù)具有跨樣本不變性，研究者可以根據(jù)項(xiàng)目與被試特質(zhì)之間的匹配，選擇對于測量被試特質(zhì)擁有最大測量精度的項(xiàng)目。通過項(xiàng)目特征曲線（ICC）和項(xiàng)目信息曲線（Item Information Curve）可以很容易地對項(xiàng)目的測量誤差做出估計(jì)。

MAAS為多級記分問卷，而等級反應(yīng)模型（De Ayala，2009；Embretson & Reise，2000；Ostini &Nering，2005；Samejima，1969）是一種適用于測量多級反應(yīng)問卷的模型。所以本研究中使用等級反應(yīng)模型。

2.研究方法

2.1 被試

以2012年參加貴州師范大學(xué)國培計(jì)劃培訓(xùn)的500名貴州省中小學(xué)教師為對象，發(fā)放問卷500份，收回450份。被試專業(yè)包括小學(xué)科學(xué)、初中美術(shù)、小學(xué)美術(shù)、初中英語、小學(xué)英語。

2.2 研究工具

對正念注意覺知量表進(jìn)行回轉(zhuǎn)翻譯，得到正念注意覺知量表的中文版。正念注意覺知量表擁有15個(gè)項(xiàng)目（Brown & Ryan，2003），均為5級記分，從非常同意到非常不同意。

2.3 分析工具

采用SPSS16.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行管理，根據(jù)項(xiàng)目反應(yīng)理論運(yùn)用軟件Multilog7.03對項(xiàng)目進(jìn)行參數(shù)分析。使用AMOS17.0對修訂后的量表做驗(yàn)證性因素分析，驗(yàn)證修訂后量表是否為單維結(jié)構(gòu)。

3.結(jié)果

3.1 正態(tài)分布檢驗(yàn)及信度分析

數(shù)據(jù)呈正態(tài)分布，（Skewness和Kurtosis值都小于1），排除49份缺失值太嚴(yán)重的數(shù)據(jù)，問卷的內(nèi)部一致性信度為0.93，大于0.7。

3.2 單維性檢驗(yàn)

項(xiàng)目反應(yīng)理論要求量表具有單維性。常用來證明量表單維性的方法就是應(yīng)用SPSS對數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，若第1因子的特征根接近或大于第2個(gè)因子特征根3倍，則該量表具有單維性。本研究當(dāng)中（如表1所示），第一個(gè)因子是第二個(gè)因子的6.25倍，表明單維性成立。適合做項(xiàng)目反應(yīng)分析。

3.3 項(xiàng)目參數(shù)的估計(jì)

MAAS量表中區(qū)分度的平均值為2.07。根據(jù)項(xiàng)目反應(yīng)理論，信息量和區(qū)分度成正比關(guān)系。如果區(qū)分度太小，說明題目提供的信息量不足。所有項(xiàng)目的區(qū)分度都大于0.30，說明各個(gè)項(xiàng)目提供的信息較理想（臧運(yùn)洪，趙守盈，陳維，潘運(yùn)，張禹，2012）。

MAAS量表中閾值b（Threshold）的取值范圍在-2.57-4.96之間，可見此量表在閾值上的變化幅度較大，如圖1所示，兩曲線的交叉點(diǎn)為閾值b，第一個(gè)選項(xiàng)和第二個(gè)選項(xiàng)的交叉點(diǎn)為b1，第二個(gè)選項(xiàng)和第三個(gè)選項(xiàng)的交叉點(diǎn)為b2，第三個(gè)選項(xiàng)和第四個(gè)選項(xiàng)的交叉點(diǎn)為b3，第四個(gè)選項(xiàng)和第五個(gè)選項(xiàng)的交叉點(diǎn)為b4。所有閾值呈單調(diào)遞增趨勢。理論上說，難度b取值在正負(fù)無窮之間，但在標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)量表中，絕大多數(shù)的b取值和θ取值都應(yīng)在正負(fù)4之間（臧運(yùn)洪等，2012）。據(jù)此刪除≤-4或≥4的項(xiàng)目1、5。從表2中可以看出大多數(shù)項(xiàng)目的閾值分布范圍較窄且不均勻。有六個(gè)項(xiàng)目的閾值均勻分布且分布范圍較寬，它們是7、8、9、10、12、15，提示這些項(xiàng)目能區(qū)分從低特質(zhì)到高特質(zhì)的大范圍的被試，這些項(xiàng)目也具有較大的信息量。低信息量對應(yīng)著對被試特質(zhì)水平的區(qū)分度較低。7，8，9，10，12，15這6個(gè)項(xiàng)目占有的信息量占總信息量的66.5%。六個(gè)項(xiàng)目形成的分量表的內(nèi)部一直性系數(shù)為0.87。跟總量表相比，內(nèi)部一致性系數(shù)只下降0.06。表2中列出了每一個(gè)項(xiàng)目的信息量，也列舉了信息量占總體的百分比。結(jié)果提示，運(yùn)用這6個(gè)項(xiàng)目組成的簡化量表也可以有效測量人們的正念注意覺知水平。

3.4 驗(yàn)證性因素分析

本量表是單維結(jié)構(gòu)，量表的因素為一個(gè)。使用AMOS17.0對刪除了1，5項(xiàng)目的新量表做驗(yàn)證性因素分析（結(jié)果如圖2所示）。在結(jié)構(gòu)方程模型分析中，有多種評價(jià)模型擬合的指標(biāo)。擬合標(biāo)準(zhǔn)分別為：X²/df大于10表示模型很不理想，小于5表示模型可以接受，小于3則模型較好，但樣本容量越大，則X²/df越大（Cox，Enns，& Clara，2002）；NFI、TLI、CFI應(yīng)大于或接近0.90，越接近1越好（Henderson，Donatelle，& Acock，2002）；RMSEA處于0和1之間，臨界值為0.08，越接近0越好（侯杰泰，溫忠麟，成子娟，2004）。本研究的分析結(jié)果見表3。結(jié)果顯示X²/df為3.15，小于5可以接受。RMSEA為0.07，小于0.08可以接受，NFI為0.93，TLI為0.93，CFI為0.95，均大于0.9且小于1，數(shù)據(jù)較為理想。這些指標(biāo)均在可以接受范圍內(nèi)。

4.討論與結(jié)論

4.1 討論

本研究運(yùn)用項(xiàng)目反應(yīng)理論對目前國際上最流行的自陳式正念注意覺知量表（MAAS）做了分析。測試結(jié)果呈正態(tài)分布，（skewness和Kurtosis值都小于1），與測驗(yàn)編制者的初始假設(shè)相符合。從量表結(jié)構(gòu)看，第1因子的特征根為第2個(gè)因子特征根的6.25倍，說明該量表具有單維性，再次證明該量表屬單維量表，與國內(nèi)研究結(jié)果相一致（陳思佚，崔紅，周仁來，2012）。所有項(xiàng)目的區(qū)分度都大于0.3，說明所有項(xiàng)目區(qū)分度較為理想。但多數(shù)項(xiàng)目的閾值分布范圍不夠?qū)?，且分布不夠均勻，這與國外研究結(jié)果一致（Nicholas，2010）。量表中6個(gè)項(xiàng)目的閾值均勻分布且分布范圍較寬（7，8，9，10，12，15），其信息量達(dá)到總量表信息量的66.5%，由這6個(gè)項(xiàng)目組成的簡式量表內(nèi)部一致性信度較高（0.87），與整個(gè)量表的內(nèi)部一致性信度接近。這一結(jié)果支持了已有研究的發(fā)現(xiàn)（Nicholas，2010；陳思佚，等，2012）。分析7，8，9，10，12，15項(xiàng)目的內(nèi)容發(fā)現(xiàn)，項(xiàng)目概括性越強(qiáng)的項(xiàng)目信息量越大。對新量表做驗(yàn)證性因素分析，發(fā)現(xiàn)各項(xiàng)指標(biāo)達(dá)到擬合要求。本研究以貴州省中小學(xué)教師作為被試，樣本人群比較單一，今后的研究應(yīng)該將樣本擴(kuò)大到全國各類人群，以便更好地探索正念的結(jié)構(gòu)。

4.2 結(jié)論

以貴州省骨干教師為被試，通過IRT理論分析方法，發(fā)現(xiàn)MAAS量表具有良好的信度與效度，為中國背景下對于正念的研究提供了有效的測量工具。6個(gè)信息量較高的項(xiàng)目可以組成簡式量表，其內(nèi)部一致性信度符合要求，信息量為15個(gè)項(xiàng)目的總信息量的66.5%。對新量表做驗(yàn)證性因素分析，各項(xiàng)指標(biāo)達(dá)到擬合要求。