顏培玲，陳 堅

(1.閩江學院學生工作部，福建 福州 350108；2.福建師范大學心理學系，福建 福州 350117)

一、前言

注意風格是一個全新的概念，首見于2018年法國Calstera等人的理論及其編制的注意風格量表(The Attentional Style Questionnaire, ASQ)中。注意風格量表測量的是個體在與任務相關的刺激上保持注意力且不受干擾刺激影響的能力。[1]原研究中注意風格包含了內(nèi)部控制導向和外部控制導向兩個維度。2019年,美國Kraft J.D.等人對該量表的內(nèi)容效度和結(jié)構效度進行了美國本土化的修訂與驗證，結(jié)果顯示，注意風格量表能夠?qū)箲]、抑郁以及擔憂行為進行有效預測。[2]由于注意風格的研究才剛剛起步，目前利用注意風格量表進行的實證研究還為數(shù)不多，但已有研究均證明了量表具有良好的信效度。

從理論與實踐的角度來看，注意風格量表的翻譯和修訂對個體的注意控制能力以及精神病理學的研究都具有較為重要的意義。首先，認知過程的伊始是注意，影響心理操作成效的也是注意。注意控制是一種自適應策略, 能夠使個體維持對內(nèi)部狀態(tài)和外部環(huán)境的注意，而過濾掉比較不重要的信息。[3]同時，對于個體的精神健康而言，在需要注意參與的任務中,個體受到干擾物影響的風格差異(注意控制能力差異)是導致部分心理疾病發(fā)生的重要因素。個體對注意的控制能力越差，記憶效果就越差,甚至容易導致情緒控制能力差。此外，研究發(fā)現(xiàn)社會焦慮的個體深受來自內(nèi)部干擾物的影響，常將注意轉(zhuǎn)向內(nèi)部，例如他們總是被失敗事件及有關自我失敗的內(nèi)在思維所包圍。[4]從焦慮的認知模型及注意力控制理論來看，焦慮也被認為與注意控制不良有關，而注意控制不良不僅會導致焦慮癥狀，還會導致社交能力低下。[5-7]且有證據(jù)表明，由于難以擺脫憂慮、焦慮沉思和威脅信息，缺乏對此類信息的注意控制可能是導致病態(tài)焦慮的危險因素，這可能會增加焦慮行為的發(fā)生概率。[5,7]另外，根據(jù)抑郁的元認知模型，自我聚焦注意是造成抑郁的重要原因[8]，而自我聚焦的產(chǎn)生也與內(nèi)部刺激，如自我的思維、情感、外表等注意干擾物的影響有關[9]。然而，不可否認的是，來自外界干擾物對患者注意的影響也是重要的。因為抑郁個體也容易受到外界信息影響，但由于反饋往往是負面的，便逐漸內(nèi)化成認知的偏差。[10-11]因此推測，抑郁個體容易受到內(nèi)外兩種注意干擾源的共同影響，即具有容易同時受內(nèi)部與外部干擾因素影響的心理特質(zhì)。同時注意力控制的缺陷，也可能與其他因素有關，如擔憂、沉思和重復性等消極思維。[12-14]上述事實說明，個體對內(nèi)部或者外部干擾物的注意控制能力(注意風格)對理解個體心理健康狀況，理解精神病理學的關鍵機制至關重要。其次，目前國內(nèi)還沒有一個很好的工具來測量個體注意風格。最早的相關量表源于精神病理學的注意力控制量表。[15]該量表測量的是外部導向的注意控制能力，即個體對外部環(huán)境進行有意識、有目的處理的能力。然而，對于許多心理疾病而言，影響個體癥狀的干擾因素更多來自于個體內(nèi)部，比如抑郁與焦慮中的負性思維和自我概念等。這是一種內(nèi)部導向的自上而下的注意。而“注意力控制量表”缺乏這一維度的測量，引入注意風格量表將能彌補這一缺陷，為注意力的研究提供更便捷的測量工具。

總之，如果該量表能夠被成功修訂并在我國推廣，將有助于進一步考證量表的文化適用性。該量表可以考察與分析個體對于注意干擾物敏感性的特點，確定個體究竟易受來自哪一方面注意干擾因素的影響，從而有助于采取措施消除干擾因素，提升執(zhí)行任務時的注意力。這不論是對于有心理疾病的人群，還是心理健康人群，都將具有積極的理論與臨床意義。因此，本研究目的在于翻譯英文版ASQ，并在福建大學生群體中進行信效度檢驗。

二、研究對象與研究方法

(一)研究對象

選取2018年Calstera等人編制的量表[1]，被試年齡為18～45歲。量表的內(nèi)部一致性信度為0.79，且原量表經(jīng)過嚴格的探索性和驗證性因素分析，最終形成內(nèi)部控制導向(7個題項)與外部控制導向(5個題項)兩個維度(CFI=0.89, RMSEA=0.08, SRMR=0.07)，共12個題項。量表采用5點計分法(1=完全不同意; 2=不同意；3=有些不同意；4=有些同意；5=完全同意)，得分范圍是12～60分。根據(jù)內(nèi)部控制導向和外部控制導向的平均分22和18，又將被試細分為外部控制導向型、內(nèi)部控制導向型和易受干擾型、不易受干擾型的注意風格個體。外部控制導向型個體主要受外部的刺激控制，容易受外界刺激干擾；內(nèi)部控制導向型個體主要受內(nèi)部干擾物，如信念、想法等控制，較不容易受外界刺激干擾；而易受干擾型個體既容易受外部刺激干擾，又容易受內(nèi)部干擾物影響。由于外部控制導向和內(nèi)部控制導向的注意狀態(tài)是對立的，因而量表設計的項目反映了兩個注意狀態(tài)之間的連續(xù)性。

(二)研究方法

1.準備施測

本研究在獲得原量表作者的授權之后，首先由1名留美心理學副教授將英文版翻譯成中文, 然后由另1名英語專業(yè)研究生進行回譯，并將回譯的英文量表與原始量表進行比對和修改，使其既不違背英文原義，又符合中文表達習慣。最后由兩位心理學專業(yè)博士后閱讀翻譯后的中文量表，并對其語言表達的清晰度作出評價，結(jié)果令人滿意。

問卷發(fā)放前，筆者對翻譯后的注意風格問卷進行了預實驗，以20名心理學專業(yè)的碩士生作為被試，考察問卷項目的語義表達清晰度。結(jié)果顯示，問卷的項目表達清晰，項目不存在異議，可用于后續(xù)研究。

2.正式施測

選取福建省3所高校的部分學生作為研究對象，分別進行了3次取樣工作，共發(fā)放問卷715份，回收715份。對其中明顯存在規(guī)律填寫和填寫不完整的問卷進行刪除，得到有效問卷671份,有效率為93.85%。被試分布情況詳見表1。其中，樣本1：被試268人，平均年齡為20.83歲(SD=2.70)，用于量表的探索性因素分析；樣本2：被試291人，平均年齡為20.49歲(SD=1.67)，用于驗證性因素分析與效標關聯(lián)效度等信效度分析；樣本3：間隔1個月后，重新調(diào)查112名，平均年齡為20.00歲(SD=2.30)，用于檢驗量表的重測信度。

3.基于認知失敗量表的效度檢驗方法

采用由Broadbent等[16]編制、周揚[17]修訂的認知失敗量表中文版(CFQ)作為校標工具進行效標關聯(lián)效度的檢驗。量表的內(nèi)部一致性信度為0.86，重測信度為0.87。量表共25題，5個維度，采用5點計分法，得分越高，認知失敗程度越高。由于注意是認知活動的重要心理條件，無法有效集中注意力將容易導致認知任務失敗。認知失敗量表是測量個體完成認知任務的表現(xiàn)，即個體本可以在正常能力范圍內(nèi)完成的任務，卻因為干擾物、記憶力等影響而導致認知失敗。故本研究將其作為注意風格量表中文版的校標問卷。

表1 大學生被試分布情況

4.統(tǒng)計方法

采用SPSS20.0對數(shù)據(jù)進行信效度分析，用 Mplus Editor 7.0軟件進行驗證性因素分析。

三、檢驗結(jié)果

(一)項目分析

首先對樣本 1采用高低分組法進行項目分析，結(jié)果作為篩選和修訂量表的指標。結(jié)果(表2)顯示，所有項目的鑒別度良好，全部進入探索性因素分析。

表2 中文版注意風格量表項目分析結(jié)果(n=268)

(二)探索性因素分析

采用樣本1首先進行KMO檢驗及Bartlett球形檢驗，KMO的值為0.790，Bartlett球形檢驗的值為584.449，df=66，P<0.001，表明可進行因素分析。隨后采用主成分分析法和旋轉(zhuǎn)法進行分析，抽取得到特征根大于1的兩個維度，二者貢獻率為40.948%。因項目2經(jīng)過探索性因素分析被歸為明顯不屬于原量表的外部維度，故將項目2刪除。刪除題項后重新進行探索性因素分析同樣得到兩個維度，并且這兩個維度所有項目的貢獻率提升至42.673%。探索性因素分析結(jié)果如表3所示。從表3可見，ASQ中文修訂版與ASQ英文版中的維度結(jié)構一致，表明英文版的ASQ結(jié)構具有跨文化性，且各項目負荷均大于0.4，表明各項目負荷良好。

表3 探索性因素分析結(jié)果(n=268)Tab.3 Exploratory factor analysis results(n=268)

(三)效度

1.結(jié)構效度

運用Mplus version 7，對樣本2的數(shù)據(jù)以最大似然法進行驗證性因子分析(CFA)，結(jié)果(圖1)顯示，各路徑系數(shù)(標準化路徑系數(shù))均有統(tǒng)計學意義。同時檢驗兩維度模型的擬合情況，結(jié)果(表4)顯示，刪除題項2 的模型2顯著優(yōu)于12題項的模型1，因此經(jīng)翻譯和修訂的注意風格量表具有良好的結(jié)構效度。

圖1 驗證性維度分析(n=291)Fig.1 Confirmatory factor analysis of the questionnaire(n=291)

表4 注意風格量表驗證性因素分析模型擬合指標比較

2.內(nèi)容效度

本研究依據(jù)翻譯和修訂形成的量表，在邀請相關專家提出修改意見并結(jié)合試測結(jié)果再次進行調(diào)整及修訂后，還請了兩位心理學副教授對量表內(nèi)容效度進行評分，針對一些可能引起歧義或誤解的詞語進行修改，確保所有條目都能夠準確表達所要求的內(nèi)容，從而有效保證了問卷的內(nèi)容效度。結(jié)果顯示量表的項目匹配性平均分為2.545(滿分3分)，清晰性平均分為2.77(滿分為3分)，具有良好的內(nèi)容效度。

3.校標關聯(lián)效度

運用樣本2將注意風格量表的兩個維度與認知失敗總分進行皮爾遜相關分析(表5)。

表5 注意風格量表的校標關聯(lián)效度(n=291)

表5顯示注意風格的兩個維度均與認知失敗呈顯著正相關。其中，內(nèi)部控制導向與認知失敗呈中度正相關(r>0.3)，外部控制導向與認知失敗呈低度正相關(r<0.3)。為了進一步考察兩者的關系，運用樣本2進行分層線性回歸分析，結(jié)果(表6)發(fā)現(xiàn)，在控制內(nèi)部控制導向?qū)φJ知失敗的影響后，外部控制導向不再能預測認知失敗總分。

(四)信度檢驗

對樣本2進行內(nèi)部一致性信度檢驗。結(jié)果顯示，總量表的分半信度為0.770，內(nèi)部一致性信度為0.735，內(nèi)部控制導向的信度為0.713，外部控制導向的信度為0.609，修訂版本信度良好。測試完成兩周后，采用樣本3的數(shù)據(jù)，對重測樣本進行信度分析，結(jié)果顯示，總量表的重測信度為0.770，外部控制導向重測信度為0.717，內(nèi)部控制導向重測信度為0.652，樣本重測信度良好。

表6 注意風格兩個維度對認知失敗總分的回歸分析結(jié)果(n=291)

(五)注意風格的個體差異分析

依據(jù)原作者的做法，以合并后的樣本2和樣本3被試在內(nèi)部控制導向和外部控制導向上的平均分18和15作為劃分依據(jù)，統(tǒng)計個體注意風格4種類型的分布情況，結(jié)果如表7、圖2所示。

表7 注意風格量表4種類型的占比(n=403)

圖2 注意風格量表的4種類型(n=403)Fig.2 Four style types of the questionnaire(n=403)

此外，筆者也運用獨立樣本T檢驗對合并后的樣本2和樣本3進行分析，結(jié)果(表8)顯示，兩個分量表在性別因素上無顯著性差異，這和量表原作者的檢驗結(jié)果一致，說明注意風格與性別無關。

表8 不同性別在注意風格上的差異(n=403)

四、討論

注意風格量表測量的是個體究竟受到哪一種類型的干擾物刺激，體現(xiàn)了個體對注意控制的差異。本研究表明，國內(nèi)修訂的注意風格量表同樣包含兩個維度，即內(nèi)部控制導向和外部控制導向，與原量表一致，說明注意風格量表具有跨文化的一致性。原量表中的項目2“總的來說，我可以控制自己的思想，不讓自己被其他想法干擾而分散注意力”歸屬于內(nèi)部控制導向，然而，本研究的探索性因素分析結(jié)果則顯示，該項目被歸為外部控制導向，這可能是因為翻譯成中文后，大學生被試對其內(nèi)容產(chǎn)生了不同的理解。為保證項目表達的明確性，對該項目進行刪除。刪除項目2后的兩維度對方差的總貢獻率達到42.673%，且刪除項目2后的模型2(CFI=0.912)比12題項的模型1(CFI=0.871)擬合度有了較大提升，說明修訂后的2因素量表具有較好的結(jié)構效度。修訂后量表與認知失敗得失呈中度正相關，說明效標關聯(lián)效度良好。修訂版總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.735以上，一個月后量表的重測信度系數(shù)達到了0.777。這些指標說明量表信效度均符合心理測量學的要求，可以應用于判定中國大學生的注意力的影響因素。此外，與原量表作者的研究結(jié)果一樣，修訂后的注意風格量表得分在性別因素上的無顯著差異，這說明注意風格不僅具有跨文化一致性，也具有跨性別的一致性。

在效標關聯(lián)效度的檢驗中發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制導向得分與認知失敗中度正相關，外部控制導向得分與認知失敗呈現(xiàn)低度正相關。在控制了內(nèi)部控制導向得分之后，外部控制導向得分對認知失敗的預測作用就不再顯著，這與Calstera等人[9]的研究結(jié)果是一致的。結(jié)果說明兩點，一是進一步證實了注意是認知失敗的基礎，印證了之前一些學者[18-19]的研究。例如，多項研究表明，個體持續(xù)注意的能力與認知失敗相關。我們認為，注意風格量表是從相反方向測試個體對相關任務的持續(xù)注意的能力，因此今后可以用作測量個體持續(xù)注意能力。二是外部干擾刺激對個體認知任務的影響，可能是先通過影響個體內(nèi)部心理資源，如認知、情緒等，間接對個體的認知失敗產(chǎn)生影響。這可能說明，外部干擾刺激是影響個體認知失敗的間接因素，而內(nèi)部干擾刺激是影響個體心理健康狀況或活動成效的直接因素。另外，由于注意控制不佳與精神病理學癥狀的增加有關，而注意力集中能力的增強與精神病理學的減少有關[20-21]，因此區(qū)分個體的注意風格可能有助于確定潛在的精神病理學因素，并提供對風險和保護因素的借鑒。

最后，將大學生注意風格分成4種類型，分別為外部控制導向型、內(nèi)部控制導向型和易受干擾型、不易受干擾型。結(jié)果顯示，不易受干擾型和易受干擾型分別為30.5%和29%，而內(nèi)部控制導向型和外部控制導向型約占40.4%，亦即約2/3的大學生屬于易受干擾的類型。這說明大多數(shù)的大學生都有注意力不集中，易受刺激干擾的問題。

五、結(jié)論與建議

首先，因條件所限，本研究只在福建部分高校大學生中進行調(diào)研，存在被試群體及地域的局限性，但研究意義在于成功修訂了注意風格量表中文版，同時證明了注意風格與認知失敗的關系。后續(xù)研究可從如何采取措施應對注意干擾物的影響入手，探索如何通過改變個體的注意風格來減少大學生認知失敗的發(fā)生,建議從正念訓練、冥想、練太極等方式入手，嘗試改變個體的注意風格。其次，在Kraft等人修訂的注意風格量表中，個體的注意風格與個體的焦慮、抑郁及擔憂行為有關[2]，但由于是美國修訂版，因此筆者僅能推測出中文修訂版的注意風格量表也能預測個體的焦慮、抑郁及擔憂行為，后續(xù)研究可依據(jù)現(xiàn)有理論進行推理,繼續(xù)探討注意風格對個體負面情緒的影響，甚至對于情緒的調(diào)節(jié)作用。最后,由于自我聚焦的產(chǎn)生與內(nèi)部刺激，如自我的思維、情感、外表等注意干擾物的影響有關[9]，因此筆者推斷，自我聚焦的產(chǎn)生也與注意風格相關，可以通過引導個體注意風格的改變來減少自我聚焦的發(fā)生，并探討其發(fā)生機制。