張潮 張文焱 劉文蘭 張皓

摘 要 為編制大學(xué)生敬畏情緒問卷并評價其信效度，以敬畏的原型模型及原型擴展模型為依據(jù)，結(jié)合開放式問卷調(diào)查結(jié)果與相關(guān)文獻，構(gòu)建理論維度并編制初始問卷。以487名大學(xué)生為被試，對初始問卷進行項目分析和探索性因素分析，選取另外353名大學(xué)生進行正式測試，對所得數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析和信效度檢驗。結(jié)果表明：大學(xué)生敬畏情緒問卷共有29個項目，包括浩大感、連通感、渺小感、自我削弱感、服從感、順應(yīng)需要和生理反應(yīng)7個因子，累計方差貢獻率為61.04%，驗證性因素分析表明7因子模型擬合良好，問卷信效度指標符合心理測量學(xué)要求，能夠作為測量大學(xué)生敬畏情緒的有效工具。

關(guān)鍵詞 問卷編制，敬畏情緒，大學(xué)生，因素分析，信效度

分類號 B841.7

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.04.008

1 引言

敬畏最初是哲學(xué)和倫理學(xué)范疇的概念，進入心理學(xué)研究領(lǐng)域始于20世紀末積極心理學(xué)的興起。敬畏作為一種積極情緒，指的是個體在面對廣闊、浩大、或是超出當前理解范圍的事物時所產(chǎn)生的一種混合了驚異等多種成分的復(fù)雜情緒體驗，這些事物包括自然奇觀、藝術(shù)杰作、或非凡的人類行為等（Keltner， & Haidt， 2003）。

敬畏的研究時間較短，目前與之相關(guān)的理論模型主要有兩個：原型模型和原型擴展模型。Keltner和Haidt（2003）基于原型理論提出了原型模型（prototypical model of awe），指出敬畏包含兩個核心特征：知覺到的浩大（perceived vastness）和順應(yīng)的需要（a need for accommodation）。前者指個體在知覺到諸如物理空間、社會地位或其他方面比自己強大的事物時所產(chǎn)生的體驗，它通常與對力量的體驗相聯(lián)系，并且會使個體產(chǎn)生渺小感、無力感和服從感。順應(yīng)的需要指個體接收到的刺激不能被當前心理結(jié)構(gòu)所同化而需要對基本信念及類別和模式進行變更的心理過程（Gordon， Stellar， Anderson， Mcneil， Loew， & Keltner， 2016， Sara， Dacher， & Tania， 2018），會使個體感到困惑、費解和驚奇（董蕊， 彭凱平， 喻豐， 2013）。二者共同構(gòu)成原型敬畏且缺一不可。在原型模型的基礎(chǔ)上，不少學(xué)者進行了補充和修訂。Bonner和Friedman（2011）采用解釋現(xiàn)象學(xué)的方法對原型模型作了補充，發(fā)現(xiàn)敬畏體驗包括3類別10個元素，即情緒類別下的深刻感（profoundness）、連接感（connectedness）、神圣感（numinous）和恐懼（fear），認知類別下的浩大（vastness）、存在意識（existential awareness）、開放性與接受性（openness and acceptance）和妙不可言的驚奇（ineffable wonder），感覺類別下的當下（presence）和高度的感知（heightened perception）（董蕊等， 2013）。這些元素的提出促使研究者開始關(guān)注敬畏的個人體驗。之后，Sundararajan（2002）提出了原型的擴展模型，在原型模型的基礎(chǔ)上增加“意識（consciousness）”這一新的維度，指出敬畏還包括自我反思、二級意識和超然等意識因素（Sundararajan， 2009），更注重自我反思和沉思的作用。由此可見，敬畏的原型模型和原型擴展模型分別側(cè)重關(guān)注敬畏的情緒成分和認知成分。當然，敬畏情緒下的個體除了心理層面的體驗外，還有生理層面的反應(yīng)，如敬畏情緒下的個體會有明顯的吸氣動作（Shiota， Campos， & Keltner， 2003），感到發(fā)冷和行動變慢（Joye， & Dewitte， 2016），而與敬畏聯(lián)系最緊密的生理反應(yīng)是雞皮疙瘩（Schurtz， Blincoe， Smith， Powell， Combs， & Kim， 2012）。

雖然目前關(guān)于敬畏的定義和模型解釋尚存爭議，但作為一種積極情緒，敬畏對個體產(chǎn)生的認知直至行為層面的積極后效不容置否，對個體幸福具有重要作用。已有研究表明敬畏可以降低認知閉合需求、使個體對信息進行更深入的加工（Griskevicius， Shiota， & Neufeld， 2010），激發(fā)創(chuàng)造性思維（Chirico， Glaveanu， Cipresso， Riva， & Gaggioli， 2018）。敬畏體驗可以延長個體的時間知覺，減少不耐煩感，并促使個體增加對親社會行為的時間投入（Rudd， Vohs， & Aaker， 2012）。同時，敬畏作為一種自我超越的情緒（Chirico， & Yaden， 2018），會使個體將自己看作是更大事物的一部分，與萬物相連，感到渺小和謙卑，從而促使個體不斷提升自我（董蕊等， 2013）。此外，敬畏還會帶來更強的狀態(tài)性生活滿意感，使人們能夠更加滿意、更加積極地看待生活（Rudd et al.， ? 2012），有助于個體幸福感的提升（Anderson， Monroy， & Keltner， 2018）。

敬畏對人類幸福有著重要作用，對此展開研究意義重大，因此有必要開發(fā)有效的測量工具。已有研究者對此進行了探討并取得了一定的成果。關(guān)于敬畏情緒的測量，目前已有的工具主要包括特質(zhì)性積極情緒量表（Dispositional Positive Emotion Scales， DPES）（Shiota， Keltner， & John， 2006） 和

敬畏體驗量表（Awe Experience Scale，AWE-S）（Yaden et al.， ? 2018）。 對于DPES，研究者常使用其中的敬畏分量表測量個體的特質(zhì)敬畏，該量表共包含6個項目：（1）我經(jīng)常感到敬畏，（2）我周圍充滿美好，（3）我?guī)缀趺刻於几械襟@奇，（4）我經(jīng)常在周圍的事物中找尋模式，（5）我有很多機會看到美好的大自然，（6）我尋求對理解世界的挑戰(zhàn)體驗。 采用7點計分。AWE-S共30個項目6維度，采用7點計分，用于測量個體的敬畏體驗。AWE-S具有良好的信度和效度指標，總體內(nèi)部一致性信度Cronbachs α系數(shù)高于0.90， 各分量表α≥0.80， AWE-S得分與修訂版差異性情感量表（The modified differential emotion scale， mDES）和DPES中所有積極情緒均呈正相關(guān)。

在我國，心理學(xué)領(lǐng)域關(guān)于敬畏的研究起步較晚，在數(shù)量和質(zhì)量上與國外同類研究相比皆有一定的距離，敬畏的心理學(xué)理論架構(gòu)有待進一步完善，相關(guān)研究正處在積累階段?，F(xiàn)有的敬畏研究中文獻綜述主要以國外研究為基礎(chǔ)，介紹理論架構(gòu)、研究方法及最新成果等，實證研究多采用國外的概念體系和測量工具。目前國內(nèi)研究者最常使用的敬畏測量工具是DPES中的敬畏分量表。雖然Shiota等較先開發(fā)了這一敬畏相關(guān)量表，但DPES主要用于測量特質(zhì)性敬畏，且在國外已有研究中得到的信效度并不理想，有待進一步驗證（董蕊， 2016）。董蕊（2016）將此分量表用于中國文化背景下的研究，發(fā)現(xiàn)量表中項目1由于因素負荷過低而將此項目刪除，保留其余5項的量表模型配適度理想，信效度良好，后續(xù)研究者也多采用此5項目的敬畏量表進行相關(guān)測量。因此在使用此工具時，應(yīng)該考慮其用于中國文化背景下的被試時的文化適用性問題和項目相對較少等問題。相比之下，AWE-S結(jié)構(gòu)更加完整合理、項目數(shù)量適宜、報告的信效度指標良好， 但其尚未有中國情境下的使用情況， 而且對“敬畏”的理解可能存在中西方文化差異，中國人對于敬畏的理解更多地包含著“畏”和“恐懼”的成分（董蕊等， 2013）。AWE-S的結(jié)構(gòu)是否完全適用于中國文化背景下的個體？能否有效測量中國人的敬畏還有待進一步驗證。

此外，用于測量積極和消極情緒的積極情感消極情感量表（Positive Affect and Negative Affect Scale，PANAS）中文修訂版也未將“敬畏”這一積極情緒包含在內(nèi)（邱林， 鄭雪， 王雁飛， 2008， 張衛(wèi)東， 刁靜， Schick， ?2004）。在實驗室情境中，研究者通常在誘發(fā)任務(wù)后要求個體報告當下的情緒狀態(tài)，對幾種情緒（如生氣、悲傷、敬畏、平靜、無聊、興奮等）進行等級評分（Rudd et al.， ? 2012），還缺少具有較高信效度的狀態(tài)性敬畏情緒量表作為有效的測查工具。而僅僅詢問被試“你是否感受到了敬畏”也是遠遠不夠的，因為被試所理解的“敬畏”和研究者所認為的“敬畏”可能存在很大的不同（Yaden et al.， ? 2018）。

因此，本研究擬編制一份符合問卷規(guī)范、項目數(shù)量適宜、結(jié)構(gòu)合理且適用于中國文化背景的敬畏情緒問卷，以提供測量我國個體敬畏情緒的有效工具。

2 方法

2.1 形成初測問卷

首先，以敬畏的原型模型和原型擴展模型為理論基礎(chǔ)，參考AWE-S并結(jié)合結(jié)構(gòu)性訪談和開放式問卷的結(jié)果，編制初測題目。初擬項目57個，分屬8個因子，分別是“時間知覺”“浩大感”“連通感”“渺小感”“自我削弱感”“服從感”“順應(yīng)需要”和“生理反應(yīng)”，交由12名心理學(xué)專業(yè)工作者對初測問卷內(nèi)容的適當性、維度的全面性、項目的思想性和表達的清晰性等方面進行評估，結(jié)果表明初始問卷符合項目編制原則。

問卷采用Likert 7點計分方式，“非常不同意”計1分，“非常同意”計7分。作答時，要求被試回憶最近一次感受到敬畏的場景和經(jīng)歷，并根據(jù)這次體驗回答所列題項。得分越高，表示被試體驗到的敬畏情緒越強烈。

2.2 問卷施測

2.2.1 研究對象

選取大學(xué)生群體作為調(diào)查對象，問卷初步測試階段發(fā)放問卷共550份，剔除無效問卷63份后，最終得到有效問卷487份，有效率為88.55%。被試年齡范圍為17～25歲，平均年齡為20.01歲，標準差為1.27，其中男生213人，女生274人。這一部分樣本用于項目分析和探索性因素分析（Exploratory Factor Analysis， EFA）。問卷正式測試階段發(fā)放問卷共400份，剔除無效問卷47份后，最終得到有效問卷353份，有效率為88.25%。被試年齡范圍為18～23歲，平均年齡為20.28歲， 標準差為0.84，其中男生54人，女生299人。此部分樣本用于信效度檢驗和驗證性因素分析（Confirmatory Factor Analysis， CFA）。

2.2.2 研究程序

測試開始前，由經(jīng)過培訓(xùn)的主試統(tǒng)一宣讀指導(dǎo)語，保證受測者充分理解問卷填寫規(guī)則。測試時長約為15分鐘。作答完畢后，問卷由主試當場收回。按照剔除標準，排除不合格問卷，使用SPSS 25.0、R軟件、Amos 21.0和M-plus分別對兩階段得到的有效問卷進行項目分析、因素分析以及信效度檢驗。

3 結(jié)果

3.1 項目分析

首先，按項目總分從高到低排序，將得分前27%的被試記作高分組，得分在后27%的被試記作低分組，對兩組被試在每一項目上的得分進行獨立樣本t檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩組被試在所有項目上得分的差異均達到顯著水平（p<0.001），表明所有項目都具有較高的區(qū)分度。其次，采用題總相關(guān)檢驗，反復(fù)評估題項含義，將項目與總分之間的相關(guān)低于0.4的18個項目予以刪除，保留剩余的39個項目，39個項目的通俗性指標在0.42～0.81之間。

3.2 因素分析

3.2.1 探索性因素分析（EFA）

根據(jù)項目分析的結(jié)果，對保留的39個項目進行EFA，以進一步明確問卷的結(jié)構(gòu)因子。結(jié)果顯示，取樣適當性檢驗結(jié)果為：KMO=0.90，Bartlett球形檢驗卡方值（χ2（741）=7132.13，p<0.001）達到顯著性水平，表明樣本數(shù)據(jù)適合進行EFA。

選用主成分分析方法和Promax斜交旋轉(zhuǎn)法，按照特征值大于1的原則（范津硯， 葉斌， 章震宇， 劉寶霞， 2003），依據(jù)碎石圖和平行分析檢驗（孔明， 卞冉， 張厚粲， 2007），進行EFA。

首先按照以下排除標準對各項目進行分析和逐步排除：（1）該項目負荷小于0.4，（2）該項目為雙重負荷項目，（3）該項目所屬因子總項目數(shù)少于3，刪除不符合標準的4、14、15、22、29、34、41、42、44和48，剩余29個項目，得到特征值大于1的因子共7個。平行分析結(jié)果顯示，實際數(shù)據(jù)中前四個因子特征值大于隨機矩陣中得到的平均特征值及其95%分位數(shù)，有較大的保留的價值，而其余因子特征值小于隨機矩陣中的平均特征值及其95%分位數(shù)， 保留價值可能相對較?。▌⑾嘤?， 2016）。但前四個因子所解釋變異偏?。?9.32%），且第五個因子實際特征值與隨機特征值相差甚小，同時第六第七因子特征值均大于1，且碎石圖曲線由陡峭變平緩的明顯折點出現(xiàn)在第七因子后（見圖1）。綜合以上信息，并根據(jù)便于解釋原則，最終確定抽取7個因子（模型A），累積方差貢獻率為61.04%，問卷因素負荷結(jié)果見表1。

根據(jù)各因子包含項目所反映的內(nèi)容，將因子一命名為“浩大感”，指個體體驗到所知覺的事物比自己強大的感受，因子二為“連通感”，指個體將自己看作更大事物的一部分，與更宏大更永久的事物或與他人相連的體驗，因子三為“渺小感”，指因知覺到浩大而發(fā)覺自身渺小的體驗，因子四為“自我削弱感”，指敬畏體驗中的個體較多關(guān)注周圍環(huán)境而對自己的關(guān)注減弱，因子五為“服從感”，指積極的、具有適應(yīng)性的服從性情緒體驗，因子六為“順應(yīng)需要”，指個體新接收到的信息難以被原有的心理結(jié)構(gòu)同化，因而需要對基本信念、類別和模式進行變更，并使個體感到困惑、費解和驚奇的心理過程與體驗，因子七為“生理反應(yīng)”，指敬畏情緒下個體身體、生理層面特有的反應(yīng)。

3.2.2 驗證性因素分析（CFA）

CFA所用數(shù)據(jù)來自正式測驗階段。EFA后得到的維度構(gòu)成模型A，再根據(jù)CFA中的修正指數(shù)，對模型進行修正，增加題項殘差e24和e26、e1和e3、e21和e22間的共變關(guān)系后得到模型B。對原始模型和修正模型進行對比，結(jié)果表明，模型B的各項擬合指數(shù)優(yōu)于模型A，敬畏情緒七因素模型經(jīng)過修正后得到了數(shù)據(jù)支持（見表2）。CFA結(jié)果見圖2。

3.3 信度分析

通過Cronbachs α系數(shù)考察問卷的內(nèi)部一致性信度，求得總問卷的α系數(shù)為0.90，各因子“浩大感”為0.67、“連通感”為0.79、“渺小感”為0.81、“自我削弱感” 為0.85、“服從感” 為0.70、“順應(yīng)需要” 為0.64、“生理反應(yīng)” 為0.81。

3.4 效度分析

3.4.1 內(nèi)容效度

在國內(nèi)外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合結(jié)構(gòu)性訪談和開放式問卷調(diào)查，探索敬畏情緒的具體內(nèi)容和結(jié)構(gòu)，并借鑒相關(guān)量表初步編制大學(xué)生敬畏情緒問卷的測量題項。然后邀請12名心理學(xué)專業(yè)人員對問卷的內(nèi)容、用詞、表達等進行評定，刪除不適當和代表性差的題目，對表述不準確、理解有歧義的內(nèi)容進行修訂，依據(jù)反饋確定正式題項。整個過程嚴格按照心理學(xué)問卷編制的規(guī)范、原則與程序進行，問卷能夠有效反映敬畏情緒的內(nèi)容，具有良好的內(nèi)容效度。

3.4.2 結(jié)構(gòu)效度

驗證性因素分析結(jié)果已初步表明所編問卷結(jié)構(gòu)合理。此外，問卷各因子得分與問卷總分之間均存在顯著正相關(guān)，且各因子得分與問卷總分間的相關(guān)（r在0.44～0.79之間）比各因子得分間的相關(guān)更高，表明各因子具有較強的歸屬性。同時，各因子間得分普遍有著中等偏低程度的相關(guān)，表明各因子間也具有一定的獨立性（見圖2），說明該自編問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

3.4.3 效標效度

通過計算大學(xué)生敬畏情緒問卷總分、問卷各因子得分與DPES中敬畏分量表得分之間的相關(guān)得到效標效度。結(jié)果顯示，大學(xué)生敬畏情緒問卷總分與DPES敬畏分量表得分存在顯著正相關(guān)，各因子除“順應(yīng)需要”外與DPES敬畏分量表得分也存在顯著正相關(guān)，結(jié)果見表3。

4 討論

大學(xué)生敬畏情緒問卷嚴格遵循問卷編制的步驟和原則，以保證問卷各項指標符合心理測量學(xué)要求。首先，根據(jù)敬畏的理論模型等前期文獻綜述，結(jié)合結(jié)構(gòu)性訪談和開放式問卷的結(jié)果，確定問卷的結(jié)構(gòu)以及初測題項。然后依次經(jīng)過項目分析、EFA、CFA以及信效度檢驗，得到正式的大學(xué)生敬畏情緒問卷。研究結(jié)果表明，問卷的信效度指標均較理想，驗證性因素分析結(jié)果也顯示，七因子的問卷結(jié)構(gòu)模型擬合指數(shù)良好。大學(xué)生敬畏情緒問卷符合心理測量學(xué)標準，可以作為大學(xué)生敬畏情緒的有效測評工具使用。

大學(xué)生敬畏情緒問卷具有如下特點：首先，在編制的初始階段，依托開放式問卷與結(jié)構(gòu)性訪談的結(jié)果，且以我國文化為背景，相較DPES敬畏分量表結(jié)構(gòu)更加完整（Shiota et al.， ? 2006）、項目數(shù)量更加適宜，且符合中國文化情境，其次，與AWE-S相比，大學(xué)生敬畏情緒問卷增加了“連通感”和“服從感”兩個維度，連通感會使個體將自己與更宏大更永久的事物或與他人相連，服從感是一種積極的具有適應(yīng)性的服從性情緒體驗，這可能與我們的集體主義文化背景和社會適應(yīng)需要有關(guān)，此外，在分析過程中沒有析出“時間知覺”這一維度（Yaden et al.， ? 2018），其原因可能是在回憶敬畏相關(guān)場景和經(jīng)歷時，由于個體無法體驗現(xiàn)場的情景，只能依靠記憶的提取，而回憶往往是帶有時間的壓縮性的，因而造成個體在問卷作答過程中無法體驗到時間的延長，最后，在后續(xù)訪談中發(fā)現(xiàn)，近20%的被試的敬畏體驗與集體主義聯(lián)系緊密（如對“感動中國”人物和消防官兵的敬畏，他們都是為集體而犧牲自身利益的代表），這可能是在我國文化背景下所特有的，在集體主義背景下，集體感根植于每個人的內(nèi)心，面對這些英雄或英雄事跡時，能夠激發(fā)出被試強烈的敬畏感（Bai et al.， ? 2017， Razavi， Zhang， Hekiert， Yoo， & Howell， 2016， Yang， Yang， Bao， Liu， & Holli-Anne， 2016）。

由于施測條件有限，本研究只選擇了大學(xué)生群體進行施測，后續(xù)研究仍需擴大取樣范圍和樣本量，以進一步驗證敬畏情緒問卷并推廣之。此外，中國被試的敬畏情緒與國外被試相比，在成分上有著很大的不同（董蕊， 2016），后續(xù)可作進一步的細化研究，以檢驗和改進此問卷。

綜上所述，大學(xué)生敬畏情緒問卷各項指標符合心理測量學(xué)要求，可以作為測量個體敬畏情緒的有效工具。

參考文獻

董蕊 （2016）. 大學(xué)生敬畏情緒與主觀幸福感研究. 教育與教學(xué)研究， 30（5）， 31-40.

董蕊， 彭凱平， 喻豐 （2013）. 積極情緒之敬畏. 心理科學(xué)進展， 21（11）， 1996-2005.

范津硯， 葉斌， 章震宇， 劉寶霞 （2003）. 探索性因素分析——最近10年的評述. 心理科學(xué)進展， 11（5）， 579-585.

孔明， 卞冉， 張厚粲 （2007）. 平行分析在探索性因素分析中的應(yīng)用. 心理科學(xué)， 30（4）， 924-925.

劉相英 （2016）. 最小平均偏相關(guān)法和平行分析在主成分分析中的應(yīng)用. 中國衛(wèi)生統(tǒng)計， 33（2）， 319-320.

邱林， 鄭雪， 王雁飛 （2008）. 積極情感消極情感量表（PANAS）的修訂. 應(yīng)用心理學(xué)， 14（3）， 249-254.

張衛(wèi)東， 刁靜， Schick， C. （2004）. 正、負性情緒的跨文化心理測量： PANAS維度結(jié)構(gòu)檢驗. 心理科學(xué)， 27（1）， 77-79.

Anderson， C. L.， Monroy， M.， & Keltner， D. （2018）. Awe in Nature Heals： Evidence From Military Veterans， At-Risk Youth， and College Students. Emotion， 18（8）， 1195-1202.

Bai， Y.， Maruskin， L. A.， Chen， S.， Gordon， A. M.， Stellar， J. E.， McNeil， G. D.， … Keltner， D. （2017）. Awe， the diminished self， and collective engagement： universals and cultural variations in the small self. Journal of Personality and Social Psychology， 113（2）， 185-209.

Bonner， E. T.， & Friedman， H. L. （2011）. A conceptual clarification of the experience of awe： An interpretative phenomenological analysis. The Humanistic Psychologist， 39（3）， 222-235.

Chirico， A.， Glaveanu， V. P.， Cipresso， P.， Riva， G.， & Gaggioli， A. （2018）. Awe enhances creative thinking： an experimental study. Creativity Research Journal， 30（2）， 123-131.

Chirico， A.， & Yaden， D. B. （2018）. Awe： A Self-Transcendent and Sometimes Transformative Emotion. Heather C. Lench （Ed.） The Function of Emotions （pp. 221-233）. Switzerland： Springer Cham.

Gordon， A. M.， Stellar， J. E.， Anderson， C. L.， Mcneil， G. D.， Loew， D.， & Keltner， D. （2016）. The dark side of the sublime： distinguishing a threat-based variant of awe. Journal of Personality and Social Psychology， 113（2）， 1-19.

Griskevicius， V.， Shiota， M. N.， & Neufeld， S. L. （2010）. Influence of different positive emotions on persuasion processing： a functional evolutionary approach. Emotion， 10（2）， 190-206.

Joye， Y.， & Dewitte， S. （2016）. Up speeds you down. Awe-evoking monumental buildings trigger behavioral and perceived freezing. Journal of Environmental Psychology， 47（2016）， 112-125.

Keltner， D.， & Haidt， J. （2003）. Approaching awe， a moral， spiritual， and aesthetic emotion. Cognition & Emotion， 17（2）， 297-314.

Razavi， P.， Zhang， J. W.， Hekiert， D.， Yoo， S. H.， & Howell， R. T. （2016）. Cross-cultural similarities and differences in the experience of awe. Emotion， 16（8）， 1097-1101.

Rudd， M.， Vohs， K. D.， & Aaker， J. （2012）. Awe expands peoples perception of time， alters decision making， and enhances well-being. Psychological Science， 23（10）， 1130-1136.

Sara， G.， Dacher， K.， & Tania， L. （2018）. Awe as a scientific emotion. Cognitive Science， 42（6）， 2081-2094.

Schurtz， D. R.， Blincoe， S.， Smith， R. H.， Powell， C. A. J.， Combs， D. J. Y.， & Kim， S. H. （2012）. Exploring the social aspects of goose bumps and their role in awe and envy. Motivation & Emotion， 36（2）， 205-217.

Shiota， M. N.， Campos， B.， & Keltner， D. （2003）. The faces of positive emotion： Prototype displays of awe， amusement， and pride. Annals New York Academy of Sciences， 1000（1），296-299.

Shiota， M. N.， Keltner， D.， & John， O. P. （2006）. Positive emotion dispositions differentially associated with big five personality and attachment style. The Journal of Positive Psychology， 1（2）， 61-71.

Sundararajan， L. （2002）. Religious awe： potential contributions of negative theology to psychology， "positive" or otherwise. Journal of Theoretical and Philosophical Psychology， 22（2）， 174-197.

Sundararajan， L. （2009）. The encyclopedia of positive psychology. United Kingdom： Wiley-Blackwell.

Yaden， D. B.， Kaufman， S. B.， Hyde， E.， Chirico， A.， Gaggioli， A.， Zhang， J. W.， Keltner， D. （2018）. The development of the awe experience scale （awe-s）： a multifactorial measure for a complex emotion. The Journal of Positive Psychology， 14（4）， 1-15.

Yang， Y.， Yang， Z.， Bao， T.， Liu， Y.， & Holli-Anne， P. （2016）. Elicited awe decreases aggression. Journal of Pacific Rim Psychology， 10（11）， 1-13.

Abstract

To develop and validate the Scale of Awe of College Students that measures ones experience of awe. The theoretical dimension was constructed and the preliminary questionnaire was compiled based on prototypical model of awe and extensional model， combined with the results of open-ended questionnaire and relevant researches. Then， items analysis and exploratory factors analysis was conducted in the first sample （n=487）， and confirmatory factor analysis， reliability analysis and validity analysis were performed in the second sample （n=353） to form the final scale. 29 items were selected and seven factors were extracted by exploratory factor analysis， including vastness， connectedness， tininess， self-diminishment， compliance， a need for accommodation and physical sensations. The cumulative variance contribution rate was 61.04%. Confirmatory factorial analysis confirmed that the seven-dimensional model fitted well. The results of reliability analysis， content validity， construct validity and criterion validity showed the Scale of Awe of College Students reached the psychometric standard and can be a valid tool to measure ones experience of awe.

Key words： ?development of questionnaire， awe， college students， factorial analysis， reliability and validity