王青 彭雅楠

(華東師范大學(xué)心理與認(rèn)知科學(xué)學(xué)院, 上海 200062)

大學(xué)生正念主體性量表編制研究*

王青 彭雅楠

(華東師范大學(xué)心理與認(rèn)知科學(xué)學(xué)院, 上海 200062)

正念主體性是教育心理學(xué)研究領(lǐng)域新興的積極學(xué)習(xí)心理品質(zhì)概念。本研究以中國(guó)大學(xué)生為樣本編制了大學(xué)生正念主體性量表。實(shí)證研究階段回收兩批數(shù)據(jù)，共654份有效問卷，整份量表的克朗巴赫α系數(shù)達(dá)到0.84。探索性因素分析結(jié)果揭示了正念主體性的五個(gè)維度：學(xué)習(xí)方法、情緒調(diào)節(jié)、計(jì)劃意識(shí)、經(jīng)驗(yàn)開放性以及學(xué)習(xí)投入。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果證明五因素的結(jié)構(gòu)模型能較好地?cái)M合數(shù)據(jù)。綜合研究結(jié)果表明，該量表具有良好的信效度，可為國(guó)內(nèi)大學(xué)生的正念主體性研究提供測(cè)量工具上的有效支持。

正念主體性；學(xué)習(xí)心理品質(zhì)；大學(xué)教育；量表編制

一、引言

正念主體性(mindful agency)指學(xué)習(xí)者以不同的動(dòng)機(jī)調(diào)節(jié)水平促進(jìn)學(xué)習(xí)主體性，且通過正念的方法提升學(xué)習(xí)過程中的情緒調(diào)節(jié)能力以及對(duì)學(xué)習(xí)認(rèn)知過程的調(diào)控監(jiān)測(cè)能力的一種積極學(xué)習(xí)心理品質(zhì)。正念主體性原意為學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)過程中自主地進(jìn)行情緒調(diào)整和學(xué)習(xí)進(jìn)程規(guī)劃，并對(duì)學(xué)習(xí)具有高度負(fù)責(zé)意識(shí)的綜合性學(xué)習(xí)能力。此概念源自Deakin-Crick等人(2015)對(duì)學(xué)習(xí)力(learning power)模型的分析研究。學(xué)習(xí)力模型包含七個(gè)維度，其中的一個(gè)維度“策略性意識(shí)”(strategic awareness)后更名為“正念主體性”,經(jīng)探索性因素分析得出其三個(gè)潛在變量：主體性(agency)，情緒管理(managing feeling)和過程管理(managing process)。

Deakin-Crick等人的研究將主體性和學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、情緒管理和情商(emotional intelligence)以及過程管理和元認(rèn)知(meta-cognition)分別聯(lián)系，提供了一種整合多種學(xué)習(xí)理論的方法，然而其理論框架缺乏對(duì)學(xué)習(xí)的主體性來源以及正念對(duì)學(xué)習(xí)作用的探討。本文試圖從自我決定理論出發(fā)，強(qiáng)調(diào)學(xué)習(xí)者主體性在不同動(dòng)機(jī)調(diào)節(jié)水平上的來源，并整合正念在心理學(xué)以及教育領(lǐng)域的實(shí)證研究，以進(jìn)一步明確正念在學(xué)習(xí)中發(fā)揮的作用。

自我決定理論(self-determination theory)認(rèn)為個(gè)體具有基本的、內(nèi)在的自我決定傾向，能夠在充分考慮個(gè)人興趣和社會(huì)環(huán)境信息的基礎(chǔ)上，自由地選擇個(gè)人感興趣的、有助于能力發(fā)展的、靈活適應(yīng)社會(huì)環(huán)境的活動(dòng)(Deci & Ryan, 1985；Deci & Ryan,2000)。自我決定理論逐步發(fā)展成一套完善的人類動(dòng)機(jī)行為和人格理論框架，該框架包含五個(gè)分支理論：認(rèn)知評(píng)價(jià)理論(cognitive evaluation theory)、有機(jī)整合理論(organismic integration theory)、因果定向理論(causality orientations theory)、基本心理需求理論(basic psychological needs theory)以及目標(biāo)內(nèi)容理論(goal content theory)(Deci & Ryan, 2000；劉海燕，閆雙榮，郭德俊，2003)。其中有機(jī)整合理論將動(dòng)機(jī)看成是由外在動(dòng)機(jī)到內(nèi)在動(dòng)機(jī)的連續(xù)體，根據(jù)動(dòng)機(jī)調(diào)節(jié)的不同水平其可分為外部調(diào)節(jié)(external regulation)、內(nèi)攝調(diào)節(jié)(introjected regulation)、認(rèn)同調(diào)節(jié)(identified regulation)、整合調(diào)節(jié)(integrated regulation)和內(nèi)部調(diào)節(jié)(intrinsic regulation)。外部和內(nèi)攝調(diào)節(jié)為控制性動(dòng)機(jī)(controlled motivation)，自我決定程度較低；認(rèn)同、整合以及內(nèi)部調(diào)節(jié)為自主性動(dòng)機(jī)(autonomous motivation)，自我決定程度較高，這三種調(diào)節(jié)水平是學(xué)習(xí)者的主體性的主要來源。國(guó)內(nèi)外教育領(lǐng)域的研究均發(fā)現(xiàn)自主性動(dòng)機(jī)對(duì)學(xué)業(yè)有重要的促進(jìn)作用，如自主性動(dòng)機(jī)能有效預(yù)測(cè)學(xué)生的學(xué)業(yè)成就(?etin, 2015；Taylor et al., 2014; 曾細(xì)花,羅嘉文, 2012)，學(xué)生結(jié)合自主交流風(fēng)格和內(nèi)部目標(biāo)時(shí)成績(jī)最好(Chirkovvi & Ryanrm, 2001; Vansteenkiste, Simons, Soenens, & Lens, 2004)。滿足自主需要的社會(huì)環(huán)境支持可促進(jìn)內(nèi)部動(dòng)機(jī)和外部動(dòng)機(jī)的內(nèi)化，如教師的自主支持對(duì)學(xué)生自主性動(dòng)機(jī)有積極的預(yù)測(cè)作用(Zhou, Ma, & Deci, 2009)。

Brown和Ryan在2003年發(fā)現(xiàn)，自我決定理論中的基本心理需求水平和個(gè)體正念水平呈顯著的正相關(guān)。他們提出了滿足基本心理需求的一項(xiàng)前提，即個(gè)體必須對(duì)自我需求和當(dāng)下環(huán)境具有敏銳的感知，從而更準(zhǔn)確地選擇能夠滿足自主需要、勝任感和歸屬感的行為，對(duì)所從事的活動(dòng)有更強(qiáng)烈的投入狀態(tài)，并產(chǎn)生積極的體驗(yàn)。這種對(duì)自主體驗(yàn)的感知、把握和調(diào)控反映了正念的概念?！罢?mindfulness)”一詞源于東方的佛教禪修，指一種有意識(shí)、非評(píng)判地對(duì)當(dāng)前狀態(tài)進(jìn)行注意的方法，20世紀(jì)70年代經(jīng)由美國(guó)的心理學(xué)研究者開始演變?yōu)樾睦韺W(xué)的概念。目前最廣為接受的定義是由Jon Kabat-Zinn(2003)提出的，即“個(gè)體有意識(shí)地關(guān)注于當(dāng)下，并以不加評(píng)判的方式接納且持續(xù)觀照它，從而與之建立密切聯(lián)系的方法”。正念強(qiáng)調(diào)一種“存在思維模式(being mode of mind)”，而非“行動(dòng)思維模式(doing mode of mind)”(彭彥琴,居敏珠, 2013)。思維的存在模式有如下特點(diǎn)：(1)個(gè)體完全融入當(dāng)下，不會(huì)陷入對(duì)過去或者未來的思考；(2)個(gè)體弱化目標(biāo)導(dǎo)向，接納事物的本真狀態(tài)；(3)個(gè)體對(duì)正性、負(fù)性或中性情緒懷有開放的心態(tài)(Alidina, 2010)。

在臨床心理治療方面，正念已被實(shí)踐證明對(duì)抑郁癥(Morgan, 2003; Robins, 2002)、邊緣性人格障礙(Linehan, Armstrong, & Suarez, 1991)、焦慮障礙(Miller, Fletcher, & Kabat-Zinn, 1995)、物質(zhì)成癮(Witkiewitz, Marlatt, & Walker, 2005)、慢性疼痛(Kabat-Zinn, Lipworth, & Burney, 1985)、心血管疾病(Solberg, Halvorsen, & Sundgot-Borgen, 1995)等都具有顯著的改善作用。此外，正念亦對(duì)提高個(gè)體的積極心理品質(zhì)有促進(jìn)作用。積極心理學(xué)創(chuàng)始人Martin Seligman(2002)將正念作為增進(jìn)身心愉悅的三大要素之一。關(guān)于正念如何提升個(gè)人的幸福感的研究及臨床應(yīng)用也應(yīng)運(yùn)而生，例如Baer等人在2006年的研究中發(fā)現(xiàn)個(gè)體正念與情商、大五人格中的“對(duì)經(jīng)驗(yàn)的開放性”維度以及主觀幸福感有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

正念在教育領(lǐng)域中的研究方興未艾。哈佛學(xué)者Ellen Langer(2000)指出，正念強(qiáng)調(diào)學(xué)習(xí)者對(duì)當(dāng)下學(xué)習(xí)狀況的主動(dòng)、有意識(shí)地覺察和監(jiān)控，強(qiáng)調(diào)開放經(jīng)驗(yàn)且不加評(píng)判地觀察情境和自我狀態(tài)，這可納入新的情境信息，產(chǎn)生新的關(guān)聯(lián)信息類別，能夠使學(xué)習(xí)者意識(shí)到變化并根據(jù)不同情境采取不同的問題解決方法，從而避免陷入以往經(jīng)驗(yàn)造成的思維定式。正念學(xué)習(xí)者更加善于調(diào)配心理資源，將注意力集中在當(dāng)前的學(xué)習(xí)任務(wù)中，從而有效地過濾周遭干擾信息。傳統(tǒng)的學(xué)習(xí)和教育強(qiáng)調(diào)持久性的努力和付出，所謂沒有耕耘就沒有收獲，這種要求往往會(huì)讓個(gè)體感到學(xué)習(xí)需要耗費(fèi)大量的精力與資源，并將這種努力評(píng)價(jià)為消極的感受，從而使得學(xué)習(xí)者失去對(duì)學(xué)習(xí)的興趣。但Langer (1993)認(rèn)為學(xué)習(xí)本身是一件愉悅的事情，正念能夠幫助學(xué)習(xí)者感受到學(xué)習(xí)的樂趣，從而提高他們對(duì)學(xué)習(xí)的投入度。與之相對(duì)，失念(mindlessness)可能導(dǎo)致不愉快的學(xué)習(xí)。失念意味著不覺和機(jī)械性，失念的學(xué)習(xí)者往往囿于過去積累的經(jīng)驗(yàn)和規(guī)則，對(duì)學(xué)習(xí)中重復(fù)曝光的單一性刺激做出反應(yīng)性的行為。隨著行為的不斷重復(fù)，指導(dǎo)行為的內(nèi)部步驟從意識(shí)層面消失，以致形成自動(dòng)化，學(xué)習(xí)者在遇到新的情境時(shí)難以產(chǎn)生變通的思維，即產(chǎn)生思維定勢(shì)。正念能夠讓學(xué)習(xí)者對(duì)自身行為的內(nèi)部步驟重新獲得覺察，從而導(dǎo)致認(rèn)知行為習(xí)慣化的降低，即去自動(dòng)化(deautomatization)(Deikman, 2000；王巖等，2012)。研究發(fā)現(xiàn)：正念能夠提高元認(rèn)知水平，引起認(rèn)知偏差改變，在積極的認(rèn)知重評(píng)中起關(guān)鍵作用(Garland, Gaylord，& Park, 2009)。正念水平較高的人在新型運(yùn)動(dòng)任務(wù)中的表現(xiàn)比正念水平較低的人更好，態(tài)度更加靈活，也更加專注并享受學(xué)習(xí)的過程，且能夠采取更優(yōu)的方法策略(Kee & Liu, 2011)。正念能夠通過情緒調(diào)節(jié)自我效能感的中介效應(yīng)，將焦慮視為客體存在，不帶入過多的主觀評(píng)價(jià)，從而有效應(yīng)對(duì)考試焦慮(王宴慶，趙鑫，2015)。此外，正念可以通過“正念→重新評(píng)價(jià)→心理彈性→主觀幸福感”的路徑提高學(xué)生的主觀幸福感和心理幸福感(劉斯漫，劉柯廷，李田田，盧莉，2015)。

鑒于以上的理論和研究，本文對(duì)正念主體性的原定義進(jìn)行了擴(kuò)展：正念主體性指學(xué)習(xí)者以不同的動(dòng)機(jī)調(diào)節(jié)水平促進(jìn)主體性，且通過正念的方法提升學(xué)習(xí)過程中的情緒調(diào)節(jié)能力和對(duì)學(xué)習(xí)認(rèn)知過程的自我觀察、監(jiān)測(cè)與調(diào)適能力，從而塑造和建構(gòu)學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)，靈活適應(yīng)學(xué)習(xí)過程中的內(nèi)外部變化的一種積極學(xué)習(xí)心理品質(zhì)。

正念主體性作為一種新興的學(xué)習(xí)心理品質(zhì)概念，國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究較為缺乏。國(guó)外的測(cè)評(píng)方式主要是Deakin-Crick等人(2015)在分析學(xué)習(xí)力模型時(shí)所使用的正念主體性分量表，尚無針對(duì)正念主體性的專門測(cè)量工具。而國(guó)內(nèi)在這一領(lǐng)域則處于空白階段。本研究旨在對(duì)正念主體性開展進(jìn)一步探究，首要的研究目的即開發(fā)一套科學(xué)、可靠的測(cè)量工具。本研究參照學(xué)習(xí)力模型分析中的正念主體性分量表，并整合對(duì)中國(guó)大學(xué)生的半結(jié)構(gòu)化訪談的結(jié)果，編制適用于測(cè)量中國(guó)大學(xué)生的正念主體性量表。希望此量表能夠真實(shí)反映正念主體性概念的理論框架，并且具有文化適用性，從而為國(guó)內(nèi)研究者對(duì)中國(guó)大學(xué)生正念主體性的研究和應(yīng)用提供有效的工具支持。

二、方法

(一)被試

本研究被試為在校大學(xué)生。研究數(shù)據(jù)共兩批，第一批用于探索性因素分析，以考察并調(diào)整量表的結(jié)構(gòu)；第二批用于驗(yàn)證性因素分析，以檢驗(yàn)量表的效度。第一批共446份施測(cè)問卷，有效問卷429份。被試年齡范圍為17 ～ 23(M= 20.13,SD= 1.87)，其中男生142名，女生287名。各年級(jí)均占有一定比例，大一學(xué)生占17.72%，大二學(xué)生占49.42%，大三學(xué)生占17.25%，大四學(xué)生占15.62%。第二批施測(cè)問卷共229份，有效問卷225份。被試年齡范圍為17 ～ 24(M= 20.61,SD= 2.06)。其中男生102名，女生123名。大一學(xué)生占27.56%，大二學(xué)生占23.56%，大三學(xué)生占23.56%，大四學(xué)生占25.33%。

(二)問卷題目的編制

本研究參考了Deakin-Crick等人(2015)對(duì)學(xué)習(xí)力模型的分析研究，抽取學(xué)習(xí)力測(cè)量工具中的自主性、情緒管理和過程管理的部分(共9題)，并依據(jù)半結(jié)構(gòu)化訪談的結(jié)果編寫新的題目。訪談對(duì)象為隨機(jī)抽取的25名在校大學(xué)生，訪談內(nèi)容主要涉及以下方面：一、如何體會(huì)“當(dāng)下”的學(xué)習(xí)特征？二、如何認(rèn)識(shí)自己作為學(xué)習(xí)者的角色？三、有效學(xué)習(xí)是何種狀態(tài)？對(duì)訪談數(shù)據(jù)進(jìn)行內(nèi)容分析(content analysis)和編碼后，整理得出11道關(guān)于正念主體性的描述性題目，確定大學(xué)生正念主體性量表(Mindful Agency Scale for College Students)，共20題。被試在6點(diǎn)量表上評(píng)價(jià)對(duì)描述性題目的同意程度，1為“非常不符合”，6為“非常符合”。所有題目均采用正向計(jì)分。

(三)數(shù)據(jù)處理與分析

將有效問卷的數(shù)據(jù)錄入SPSS 20.0，并對(duì)其進(jìn)行描述性分析、項(xiàng)目分析、相關(guān)分析和探索性因素分析。使用AMOS 17.0進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。

三、結(jié)果

(一)探索性因素分析

1.項(xiàng)目分析

對(duì)第一批數(shù)據(jù)(n=429)進(jìn)行相關(guān)分析和獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，以此對(duì)量表項(xiàng)目的區(qū)分度進(jìn)行分析。相關(guān)分析結(jié)果顯示，各項(xiàng)目與總分的相關(guān)系數(shù)在0.41到0.74之間，均在0.01水平上達(dá)到顯著。此外，將被試按所得量表總分高低排序，得分最高的個(gè)體(27%)組成高分組，得分最低的個(gè)體(27%)組成低分組，對(duì)高分組和低分組被試在20個(gè)項(xiàng)目上的得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，兩組被試在每個(gè)項(xiàng)目上的得分均差異顯著(p<0.001)。兩種方法都說明量表所有項(xiàng)目均具有較好的區(qū)分度。

2.信度分析

對(duì)量表第一批施測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行內(nèi)部一致性分析，整份量表(共20個(gè)項(xiàng)目)的克朗巴赫α系數(shù)為0.84。

3.探索性因素分析結(jié)果

采用KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)對(duì)采樣充足度及進(jìn)行因素分析的適宜度進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，KMO=0.85，Bartlett的球形檢驗(yàn)結(jié)果達(dá)到顯著性水平(χ2=2101.34，df=190,p<0.001)，綜合說明數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因素分析。

在此基礎(chǔ)上，用主成分分析法(principal components)抽取因子，用直接斜交旋轉(zhuǎn)法(direct oblimin)進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，以特征值大于1為依據(jù)確定因子數(shù)目。在各因子項(xiàng)目的取舍上，刪除低負(fù)荷(載荷小于0.3)和雙負(fù)荷(在兩個(gè)因素上的載荷之差小于0.2)的項(xiàng)目，以及無法對(duì)項(xiàng)目與因素的關(guān)系做出合理解釋的項(xiàng)目。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，有兩個(gè)項(xiàng)目存在雙負(fù)荷的情況，在兩個(gè)因素上的載荷之差分別為0.04和0.01，另有兩個(gè)項(xiàng)目與其負(fù)荷所在的因素上的其他項(xiàng)目存在語(yǔ)義沖突，無法進(jìn)行合理解釋。因此，保留余下16個(gè)符合取舍標(biāo)準(zhǔn)的項(xiàng)目。

對(duì)余下的16題再次進(jìn)行探索性因素分析，同樣采用主成分分析法(principal components)抽取因子，用直接斜交旋轉(zhuǎn)法(direct oblimin)進(jìn)行旋轉(zhuǎn)。16題的公因子方差范圍為0.37～0.76(如表1所示)最終抽取出五個(gè)因子，累積解釋總變異的58.15%。五個(gè)因子之間的成分相關(guān)矩陣的相關(guān)系數(shù)范圍為0.03～0.29。根據(jù)各個(gè)因子包含的題目?jī)?nèi)容進(jìn)行命名，依次為：

(1)學(xué)習(xí)方法(learning methods)，指對(duì)于學(xué)習(xí)和問題解決過程具有尋找且掌握方法的意識(shí)；

(2)情緒調(diào)節(jié)(emotional regulation)，指在學(xué)習(xí)情緒不強(qiáng)或動(dòng)機(jī)較弱時(shí)進(jìn)行自我激勵(lì)和調(diào)整，以恢復(fù)或增強(qiáng)學(xué)習(xí)的內(nèi)在動(dòng)機(jī)，提高學(xué)習(xí)積極性；

(3)計(jì)劃意識(shí)(awareness of planning)，指對(duì)學(xué)習(xí)策略的選擇和對(duì)學(xué)習(xí)整體的規(guī)劃意識(shí)；

(4)經(jīng)驗(yàn)開放性(openness to experience)，指對(duì)各種學(xué)習(xí)體驗(yàn)抱持開放的心態(tài)、相信學(xué)習(xí)過程中的直覺和頓悟體驗(yàn)，以及接受學(xué)習(xí)結(jié)果的不唯一性；

(5)學(xué)習(xí)投入(learning engagement)，指全身心沉浸在學(xué)習(xí)過程中的“忘我”以及將注意力集中到現(xiàn)實(shí)此刻的狀態(tài)。

表1 探索性因素分析結(jié)果(n=429)

續(xù)表

(二)驗(yàn)證性因素分析

1.驗(yàn)證性因素分析結(jié)果

依據(jù)探索性因素分析的結(jié)果，對(duì)第二批數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，檢驗(yàn)量表的五個(gè)因素的擬合程度，其結(jié)果見表2。各種擬合指數(shù)均達(dá)到理想標(biāo)準(zhǔn)，說明模型對(duì)數(shù)據(jù)擬合良好，自編的大學(xué)生正念主體性量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

表2 大學(xué)生正念主體性量表的主要擬合指數(shù)(n =225)

量表的結(jié)構(gòu)模型如圖1所示。

圖1 驗(yàn)證性因素分析模型

2.信度分析

對(duì)第二批數(shù)據(jù)進(jìn)行信度檢驗(yàn)，各因素及總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)如表3所示。

表3 大學(xué)生正念主體性量表內(nèi)部一致性系數(shù)(n =225)

3.結(jié)構(gòu)效度

一般而言，如果一個(gè)量表由多種因素構(gòu)成，就要求測(cè)量同一特質(zhì)的總量表與各個(gè)因素間的相關(guān)較高，而各個(gè)因素間的相關(guān)要低。大學(xué)生正念主體性量表的五個(gè)因素之間及與總量表的相關(guān)分析結(jié)果見表4。結(jié)果表明，五個(gè)因素與量表總分之間相關(guān)較高，說明各因素都圍繞著一個(gè)共同特質(zhì)；五個(gè)因素之間存在較低程度的相關(guān)，說明每個(gè)因素有各自獨(dú)立的作用。

表4 各因素與總量表之間的相關(guān)(n =225)

注：**p<0.01(雙側(cè)檢驗(yàn))

四、討論

(一)正念主體性量表開發(fā)過程的科學(xué)性

本研究基于自我決定理論和正念理論提出了正念主體性的新定義，編制了適合測(cè)量大學(xué)生正念主體性的工具，開發(fā)過程具有較高的科學(xué)性。本研究參考Deakin-Crick等人(2015)的學(xué)習(xí)力研究量表，選取主體性、情緒管理和過程管理的測(cè)量項(xiàng)目9題，結(jié)合半結(jié)構(gòu)化訪談內(nèi)容分析的結(jié)果，初步編制了20題版的大學(xué)生正念主體性量表。在量表編制的過程中，以中國(guó)大學(xué)生為樣本，進(jìn)行初步的項(xiàng)目分析和探索性因素分析。量表的20個(gè)項(xiàng)目均具有區(qū)分度，經(jīng)反復(fù)檢驗(yàn)和分析，對(duì)某些項(xiàng)目進(jìn)行了調(diào)整：一、刪除低負(fù)荷(載荷小于0.3)和雙負(fù)荷(在兩個(gè)因素上的載荷之差小于0.2)的項(xiàng)目；二、依據(jù)Deakin-Crick等人的量表譯制的9題中，有一題或許因中西方表達(dá)習(xí)慣和理解上的差異，存在雙負(fù)荷的情況，故而刪去，余下8題的分布與Deakin-Crick等人原量表的因素分布一致；三、首次探索性因素分析的結(jié)果中，有兩個(gè)項(xiàng)目負(fù)荷所在的因素可能與正念主體性的核心概念有所出入，且與該因素下其他項(xiàng)目存在較為明顯的語(yǔ)義沖突，無法合理地解釋項(xiàng)目與因素的關(guān)系，故而刪去。最終，將量表項(xiàng)目精簡(jiǎn)為16個(gè)，并在此基礎(chǔ)上以兩批不同來源的數(shù)據(jù)，分別進(jìn)行第二次探索性因素分析和相應(yīng)的驗(yàn)證性因素分析。量表編制過程目的明確、步驟清晰，且具有較高的可參考性。

(二)正念主體性量表結(jié)構(gòu)的合理性

新編的大學(xué)生正念主體性量表具有較高的信效度和結(jié)構(gòu)合理性。量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.84，量表項(xiàng)目較為精簡(jiǎn)，提高了被試的答題效率。本研究對(duì)16題版的量表再次進(jìn)行探索性因素分析，采用主成分分析法和直接斜交旋轉(zhuǎn)法，得到學(xué)習(xí)方法、情緒調(diào)節(jié)、計(jì)劃意識(shí)、經(jīng)驗(yàn)開放性和學(xué)習(xí)投入5個(gè)因子，每個(gè)因子下的題目負(fù)荷均大于0.40，且不存在雙負(fù)荷的情況，累積解釋總變異的58.15%。每個(gè)因子下所屬項(xiàng)目的含義相對(duì)一致，不存在命名的困難，說明精簡(jiǎn)后的量表，其結(jié)構(gòu)明顯優(yōu)于20個(gè)項(xiàng)目的量表。

本研究繼而以第二批不同的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，支持了探索性因素分析的結(jié)果。通過結(jié)構(gòu)方程模型確定實(shí)際數(shù)據(jù)對(duì)五個(gè)因子的結(jié)構(gòu)的擬合指標(biāo)，結(jié)果表明各項(xiàng)擬合指數(shù)均達(dá)到理想標(biāo)準(zhǔn)。在絕對(duì)擬合效果檢驗(yàn)中，以χ2/df 作為指標(biāo)，檢驗(yàn)絕對(duì)意義上假設(shè)模型的擬合效果。通常χ2/df越小，說明模型擬合效果越佳。當(dāng)χ2/df < 2時(shí)，表明模型的擬合效果良好。本研究中χ2/df為1.59，說明五因子的模型能較好地?cái)M合數(shù)據(jù)。在相對(duì)擬合效果檢驗(yàn)上，即借用一些可借鑒或者可比較的標(biāo)準(zhǔn)與假設(shè)模型自身進(jìn)行比較以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿M合效果，選用的指標(biāo)為NFI、IFI和TLI。NFI反映了假設(shè)模型與基線模型之間的差異。在同樣的數(shù)據(jù)資料基礎(chǔ)上，基線模型是最為簡(jiǎn)約的模型，也是擬合效果最不佳的模型，它可作為假設(shè)模型擬合效果的參照物，兩者之間的差異越大，說明假設(shè)模型擬合效果越好。通常而言，NFI大于0.90時(shí)，可認(rèn)為假設(shè)模型擬合效果優(yōu)異。本研究中，五因子模型的NFI值為0.84，接近0.90，屬于可接受的范圍。IFI是用假設(shè)模型的自由度對(duì)NFI的調(diào)整。IFI取值在0～1之間，值越大表明假設(shè)模型擬合效果越好，通常認(rèn)為IFI大于0.90時(shí)，模型擬合效果良好。本研究中IFI值為0.93，符合其標(biāo)準(zhǔn)。TLI同樣是從自由度的角度對(duì)NFI進(jìn)行調(diào)整，通常TLI越大說明模型擬合效果越好，在實(shí)踐中同樣是以0.90作為判斷模型擬合效果是否良好的一個(gè)分界線。本研究中的TLI為0.91，符合模型擬合良好的標(biāo)準(zhǔn)。絕對(duì)擬合效果指標(biāo)和相對(duì)擬合效果指標(biāo)都是基于模型的擬合結(jié)果和實(shí)際數(shù)據(jù)資料的比較，當(dāng)實(shí)際數(shù)據(jù)資料測(cè)量品質(zhì)不高時(shí)，假設(shè)模型的擬合結(jié)果和實(shí)際數(shù)據(jù)資料的比較結(jié)果在反映假設(shè)模型優(yōu)劣上就存在一定的偏差(邱皓政，2003)，而替代性指標(biāo)可以在一定程度上解決這一問題。替代性指標(biāo)用于比較假設(shè)模型與理論上的模型的卡方值之間的差異，在計(jì)算中，替代性指標(biāo)考慮到數(shù)據(jù)抽樣的誤差屬于符合一定分布的隨機(jī)變量，從而采用區(qū)間估計(jì)概念來評(píng)估模型擬合效果。常見的替代性指標(biāo)為RMSEA和CFI。一般而言，RMSEA位于0～0.05之間，表明假設(shè)模型擬合效果良好；RMSEA位于0.05～0.08之間，表明假設(shè)模型擬合效果中等；RMSEA位于0.08～0.10之間，表明假設(shè)模型擬合效果一般，尚能接受；RMSEA大于0.01，則表明假設(shè)模型擬合效果不佳。在本研究中，RMSEA為0.05，說明五因子模型擬合效果良好。CFI指標(biāo)綜合考慮了相對(duì)擬合效果和替代性擬合效果，也就是說，既考慮了假設(shè)模型與基線模型之間的關(guān)系，也考慮了假設(shè)模型與理論預(yù)期的中央卡方分布的離散程度。CFI位于0～1之間，且越接近1表明模型擬合效果越好。通常認(rèn)為CFI大于0.90時(shí)，模型擬合效果良好。在本研究中，CFI為0.93，滿足模型擬合良好的標(biāo)準(zhǔn)。以上討論說明驗(yàn)證性因素分析支持了探索性因素分析得出的五因子模型。從五因子之間的相關(guān)數(shù)值來看，五個(gè)元素相對(duì)獨(dú)立，區(qū)域劃分較為清晰，均與總量表相關(guān)較高。16個(gè)項(xiàng)目分布在學(xué)習(xí)方法、情緒調(diào)節(jié)、計(jì)劃意識(shí)、經(jīng)驗(yàn)開放性和學(xué)習(xí)投入五個(gè)獨(dú)立因素上，每一個(gè)項(xiàng)目在其所屬因子上的負(fù)荷均達(dá)到顯著，說明量表具有較高的結(jié)構(gòu)效度。量表的整體框架設(shè)計(jì)及編制符合心理測(cè)量學(xué)的要求。

(三)正念主體性量表的領(lǐng)域及文化適用性

正念主體性作為一種新興的學(xué)習(xí)心理品質(zhì)概念，需要國(guó)內(nèi)外進(jìn)一步的相關(guān)研究以及有效的測(cè)量工具。國(guó)外對(duì)于正念的研究相對(duì)成熟，針對(duì)正念行為、正念意識(shí)和正念能力的多種測(cè)量工具，均被證明具有較好的內(nèi)部一致性系數(shù)、重測(cè)信度、結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)效度(Baer, Walsh, & Lykins, 2009; Park,Reilly-Spong, & Gross, 2013)。例如，將正念看作一種個(gè)體的心理屬性或心理狀態(tài)的弗萊堡正念量表(Freiburg Mindfulness Inventory, FMI)、多倫多正念量表(Toronto Mindfulness Scale, TMS)；將正念視為個(gè)體的一種能力的肯塔基州正念覺知量表(Kentucky Inventory of Mindfulness Skills, KIMS)、五因素正念量表(Five Facet Mindfulness Questionnaire, FFMQ)；對(duì)正念采取特質(zhì)取向的量表則以正念注意覺知量表(Mindfulness Attention Awareness Scale, MAAS)和費(fèi)城正念量表(Philadelphia Mindfulness Scale, PHLMS)為代表(段文杰，2014)。然而，以上正念量表多用于臨床領(lǐng)域而非教育領(lǐng)域。從教育心理學(xué)的視角出發(fā)，正念主體性量表能更好地適用于學(xué)習(xí)心理品質(zhì)研究領(lǐng)域。

另外，正念主體性測(cè)量需要考慮文化適用性。目前國(guó)內(nèi)外相關(guān)測(cè)量工具僅為Deakin-Crick(2015)等人的學(xué)習(xí)力模型中的正念主體性分量表，此分量表分析出正念主體性的三個(gè)維度(即主體性、過程管理以及情緒管理)。然而原分量表缺乏清晰明確的理論框架，并且被試來源復(fù)雜，年齡跨度、種族范圍和地理位置分布差別極大，在具體的研究情境和針對(duì)某些被試人群的應(yīng)用方面恐怕存在不足。本研究發(fā)現(xiàn)，在某些題目上中國(guó)大學(xué)生的理解和西方的被試略有不同；依據(jù)中國(guó)大學(xué)生訪談內(nèi)容分析結(jié)果編制的題目能夠單獨(dú)構(gòu)成有效測(cè)量正念主體性的因子。這些結(jié)果說明，在對(duì)正念主體性的理解上，中西方或許存在文化差異，因而相較直接引用國(guó)外的量表，編制符合中國(guó)大學(xué)生群體的題目更具有實(shí)際意義和應(yīng)用價(jià)值。

(四)研究不足與展望

本研究可能存在的不足為：計(jì)劃意識(shí)以及學(xué)習(xí)投入兩因子存在內(nèi)部一致性系數(shù)偏低的情況。可能的原因在于該因素下的項(xiàng)目數(shù)較少，這導(dǎo)致了量表的內(nèi)部一致性系數(shù)偏低。然而，總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)，無論是用于探索性因素分析還是驗(yàn)證性因素分析的數(shù)據(jù)，都達(dá)到心理測(cè)量學(xué)的標(biāo)準(zhǔn)(>0.70)，均為0.84。加上驗(yàn)證性因素分析、結(jié)構(gòu)效度等結(jié)果，綜合表明新編量表的效度均在理想范圍內(nèi)，因此，單憑部分因素偏低的內(nèi)部一致性系數(shù)不能否認(rèn)該量表的測(cè)量效度。另外，16個(gè)項(xiàng)目的新編量表對(duì)測(cè)量中國(guó)大學(xué)生積極學(xué)習(xí)心理品質(zhì)的應(yīng)用價(jià)值還有待檢驗(yàn)?？傮w而言，大學(xué)生正念主體性量表作為一份專門針對(duì)正念主體性這一積極學(xué)習(xí)心理品質(zhì)的測(cè)量工具，編制過程科學(xué)合理，量表具有較高的信效度，能夠?yàn)閲?guó)內(nèi)的正念主體性研究者和教育工作者提供切實(shí)有效的工具支持。

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(責(zé)任編輯胡巖)

教育指標(biāo)聚焦：47

10.16382/j.cnki.1000-5560.2017.05.013

上海市晨光計(jì)劃課題“教練心理學(xué)在培養(yǎng)大學(xué)生正念主體性方面的應(yīng)用研究”(項(xiàng)目號(hào)：14CG25)