《簡化狀態(tài)流暢量表》和《簡化特質流暢量表》中文版修訂

劉微娜

《簡化狀態(tài)流暢量表》和《簡化特質流暢量表》中文版修訂

劉微娜

Csikszentmihalyi(1988)調查了流暢狀態(tài)的普遍性,但大多有關流暢的實證研究都是以白種高加索人作為受試的。因此,有必要對不同文化背景的流暢體驗進行系列研究?？缥幕瘷z驗是確保測量工具在不同語言和文化背景中同等性的重要一步,對其外部效度的直接測驗就成為首要任務。鑒于此,旨在對中文版的《簡化狀態(tài)流暢量表》(S FSS)和《簡化特質流暢量表》(SDFS)進行修訂。遵循反譯程序,將兩個流暢量表從英文翻譯成中文。459名受試完成了《簡化狀態(tài)流暢量表》,431名受試完成了《簡化特質流暢量表》。驗證性因素分析(CFA)結果表明,修訂的兩個簡化量表都處于可接受的信效度水平,該結果進一步充實了流暢理論的跨文化普遍性,并為測量中國受試體育運動中的流暢狀態(tài)提供了便捷而有效的測量工具。此外,研究對中國和美國大學生運動員特質流暢進行跨文化對比研究,結果表明,美國大學生運動員特質流暢的各個維度(除“時間的變換”)及總分都顯著高于中國大學生運動員。

特質流暢;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,是積極心理學中的一個核心概念[38]。Csikszentmihalyi等在諸如工作、學校、藝術、娛樂和運動的多種生活領域研究了流暢狀態(tài)?；谶@些研究成果,流暢狀態(tài)被界定為情境要求和個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量的體驗,在這種狀態(tài)中,“人忘我地全身心投入到所從事的活動之中,從活動過程本身體驗到樂趣和享受,并產生對動作過程的控制感。人似乎表現(xiàn)出不惜代價去從事該活動,所從事的活動過程本身就是目的”[15]。Jackson和 Marsh把流暢狀態(tài)理論引入到運動心理學領域,并將其界定為“一種最佳的體驗狀態(tài),即運動員全身心投入到一項任務中,并創(chuàng)造出發(fā)揮最佳運動水平的意識狀態(tài)”[26]。流暢是一種積極有益的心理狀態(tài),它對于運動員取得優(yōu)異運動成績有著積極的意義。運動員的流暢狀態(tài)已經成為當今體育運動心理學研究的前沿課題[4,7,15,28]。

Csikszentmihalyi在大量研究的基礎上提出了流暢狀態(tài)的9個心理特征,分別代表流暢體驗概念的一個獨特維度[15]。定性研究表明,運動員處于流暢狀態(tài)時會體驗到這些特征:挑戰(zhàn)-技能平衡、行動-意識融合、清晰的目標、明確的反饋、全神貫注于當前的任務、控制感、自我意識的喪失、時間的變換以及享受的體驗[23]。這9個心理特征奠定了流暢量表的理論基礎與結構框架,使得對這種主觀體驗的定量測量成為可能。交互作用結構模型認為,運動員所具有的某些特性和狀態(tài)心理要素在運動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到流暢狀態(tài)[31]。鑒于此,Jackson等將流暢體驗分為特質流暢和狀態(tài)流暢。特質流暢是指個體在體驗流暢過程中的一般傾向性,狀態(tài)流暢是指個體在特定情境下的流暢體驗[25]。流暢特質得分高的運動員易在運動情境體驗到流暢狀態(tài);運動情境越相似,特質流暢與狀態(tài)流暢間的相關度就越高。與此分類相對應,研究者編制了2個流暢量表,使得在特質和狀態(tài)層面評價流暢體驗成為可能。

《狀態(tài)流暢量表》(Flow State Scale,FSS)和《特質流暢量表》(Dispositional Flow Scale,DFS)均由Jackson和Marsh根據(jù)定性研究編制而成[26,34],分別用以測量特定情境下的流暢狀態(tài)以及不同個體流暢體驗的傾向性,從而實現(xiàn)了對體育運動領域流暢狀態(tài)心理特征的有效測量。由于初始量表的某些條目在概念或是統(tǒng)計學方面存在問題,因此, Jackson和Eklund又修定了2個量表,替換掉有問題的條目,發(fā)展了流暢量表的新版本:《狀態(tài)流暢量表-2》(FSS-2)和《特質流暢量表-2》(DFS-2)[23]。雖然,現(xiàn)有研究顯示, FSS-2和DFS-2是測量體育運動情境中流暢體驗最有效的多維度心理測量量表,但過多的條目增加了受試的負擔,進而可能影響到所收集數(shù)據(jù)的可靠性;此外,流暢并非心理體驗的核心結構,簡化量表則為評價更為核心的心理狀態(tài)結構提供了可能[27]?；谏鲜鲈?Jackson、Martin和Eklund再次發(fā)展了《簡化狀態(tài)流暢量表》(S FSS)和《簡化特質流暢量表》(SDFS),以期為體育運動中的流暢體驗提供更為便捷的測量工具[27]。

正如Moneta指出,大多有關流暢的實證研究都是以白種高加索人作為受試的;與之相對,對來自亞洲國家和文化背景人群的流暢體驗研究則少之又少[37]。我國學者王進也指出,在現(xiàn)代社會中,流暢體驗的文化背景成為心理學關注的問題;文化的影響在決定最佳體驗方面證實了新的工作和鍛煉環(huán)境應該為不同文化背景的人提供寬泛的、有意義的和強調最佳參與的氛圍[4]。因此,有必要對不同文化背景的流暢體驗進行系列研究。僅僅依據(jù)測量工具在一種文化中所具有的充分的信效度,決不能就此推測同樣的心理測量學特性也適用于另一種文化;這需來自實證研究的支持[41]。

跨文化檢驗是確保測量工具在不同語言和文化背景中同等性的重要一步,對其外部效度的直接測驗就成了首要任務[19]。已經有個別研究采用非英語樣本對流暢量表的效度進行了檢驗[17,29,30,39],我國學者也對此進行了研究[1-3,5,7],但尚未見《簡化狀態(tài)流暢量表》和《簡化特質流暢量表》的相關研究。筆者對中文版《狀態(tài)流暢量表-2》和《特質流暢量表-2》進行修訂的過程中亦發(fā)現(xiàn),由于量表的條目過多而妨礙了受試的征集;此外,個別受試的數(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)展符合心理測量學的中文版《簡化狀態(tài)流暢量表》和《簡化特質流暢量表》,以期進一步充實流暢理論的跨文化普遍性,并為測量中國受試的流暢狀態(tài)提供便捷而有效的測量工具。

2 研究對象與方法

2.1 受試

2.1.1 中國受試

本研究選取天津體育學院體育教育系、運動訓練系和上海體育學院體育教育訓練學院、運動技術學院的大學生作為受試,分別發(fā)放《簡化狀態(tài)流暢量表》和《簡化特質流暢量表》各500份。其中,《簡化狀態(tài)流暢量表》的459份有效問卷中,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);運動等級從無證書(4.6%)、二級(41.3%)、一級(14.5%)到健將(3.6%);完成問卷時距離活動結束所需的平均時間是4.7 min(SD =1.6)?！逗喕刭|流暢量表》的431份有效問卷中,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);運動等級從無證書(37.2%)、二級(47.2%)、一級(12.7%)到健將(2.9%)。

2.1.2 美國受試

選取西弗吉尼亞大學(West Virginia University)、加利福尼亞大學斯坦尼斯洛斯分校(California State University, Stanislaus)和喬治華盛頓大學(George Washington University)的大學生運動員作為受試,發(fā)放《簡化特質流暢量表》200份。在160份有效的問卷中,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);受試的運動等級分為甲級-Division I(139人)和乙級-Division II(21人)。

2.2 測量工具

2.2.1 情境性測量

《簡化狀態(tài)流暢量表》用以評價活動結束即刻后的流暢狀態(tài),共9個條目,分別節(jié)選自《狀態(tài)流暢量表-2》的9個維度:挑戰(zhàn)-技能平衡、行動-意識融合、清晰的目標、明確的反饋、全神貫注于當前的任務、控制感、自我意識的喪失、時間的變換和享受的體驗。該量表的受試要對每一陳述進行作答,根據(jù)李克特5點記分法,從“1”(完全不同意)到“5”(完全同意)。該量表用于對剛完成的活動進行評價,因此,相關數(shù)據(jù)應該在活動結束后的即刻進行收集,最遲不超過活動結束后的1 h,從而最大程度上減少對受試的干擾[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 傾向性測量

《簡化特質流暢量表》用以評價流暢體驗的傾向性,其條目與《簡化狀態(tài)流暢量表》的內容相同,只是在措辭和時態(tài)上有所變化。該量表評價的是受試在既定情境中所體驗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中通常會體驗到各流暢條目的頻率,并根據(jù)李克特5點記分法作答,從“1”(從未)到“5”(總是)。這一量表評價的是特質性流暢,因此,應在活動結束之后間隔一段時間后進行數(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 效標效度測量

中文版《狀態(tài)流暢量表-2》(CFSS-2)用以檢驗中文版《簡化狀態(tài)流暢量表》效標效度,該量表是包含有33個條目的問卷,用以評價活動結束即刻后的流暢狀態(tài),共有9個分量表,分別對應于流暢狀態(tài)的9個維度。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《特質流暢量表-2》(CDFS-2)用以檢驗中文版《簡化特質流暢量表》效標效度,該量表用以評價流暢體驗的傾向性,其條目與《狀態(tài)流暢量表-2》的內容相同,只是措辭和時態(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)研究生進行施測,并提供給受試完成問卷的標準化指導語,各個量表的頁面頂端也附有具體說明;同時要求受試完成簡單的人口統(tǒng)計學信息表,包括年齡、性別、運動等級、活動頻率、活動名稱和完成問卷的時間。Jackson等建議,為確保受試能夠理解量表中各個條目所評價的概念維度,其最小年齡不得低于15歲,但沒有年齡的上限要求[24]。本研究中,所有受試每周至少參加體育活動兩次。情境性測量應該在體育活動(例如,體育課、訓練或比賽)結束后即刻進行,受試要注明活動結束距問卷完成的間隔時間,超過1 h的數(shù)據(jù)要被剔除;傾向性測量距離活動結束要間隔一段時間。此外,《簡化特質流暢量表》在間隔4周后要再次進行施測(相同受試),以此評價特質性量表的重測穩(wěn)定性。數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析通過EQS 6.1統(tǒng)計軟件完成[9],具體應用參見下述的各步驟中。

2.3.1 量表的翻譯

2個量表在翻譯成中文時,均都采用了反譯程序[18,41]。每一個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言表述方面匹配。這一程序包括以下幾個步驟:

第1步,將每一量表的各個條目從英文翻譯成中文。要求譯者既精通兩種語言,又熟悉流暢狀態(tài)的理論,本研究中的這一翻譯任務由筆者完成。在這一過程中,各個條目都與美國的教授進行了交流和討論。該教授對流暢理論有著深入的研究,且英語是其母語,因此,保持了每一條目原始意義的精確表述。雖然,反譯是確保語言同等性的必需步驟,但這一過程并不足以消除文化差異導致的偏差[18]。如果,不考慮到文化或語言的偏見而僅僅對量表進行字面上的翻譯,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言的偏見。

第2步,采用團隊方法(在翻譯的過程中不僅僅只有一人精通兩種語言)能夠加強翻譯程序中的語言同等性[18,41]。因此,在翻譯程序的第2步驟中,請國內教授校正了上述翻譯的各個條目。該教授精通英語,而且,對流暢體驗非常熟悉。根據(jù)教授的反饋意見,某些語句進行了稍許改動。

第3步,整個反譯程序的最后一步就是請一位職業(yè)翻譯將所有的中文條目反譯回英語。該翻譯母語是英語,且從未見過流暢量表的英文原版。將原版量表與反譯后的版本進行比較。這種雙向翻譯程序反復進行,直到所有中英文條目在概念和語言表述上匹配為止[18]。

2.3.2 信效度檢驗

本研究在驗證性因素分析(Confirmatory Factor Analysis,CFA)的框架內,采用了最大似然法(Maximum Likelihood,ML)進行協(xié)方差結構分析。評價模型整體擬和優(yōu)度時采用了以下幾個指標[20]。量表的效度(擬合優(yōu)度)通過卡方檢驗(Chi-square Statistic,χ2)、非標準擬合指數(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]及標準平方根殘差(Standard Root Mean-square Residual,SRMR)[22]進行評定。χ2檢驗評價的是假定協(xié)方差矩陣與樣本協(xié)方差矩陣之間的差異度,顯著的檢驗結果表明擬合度的缺乏。然而,如果樣本量很大時,χ2值對模型擬合度的評價就非常保守[13]。不管怎樣,χ2都為擬合度缺乏的統(tǒng)計檢驗提供了根據(jù),這一擬合度的缺乏是由于對模型的過度限制所致。NNFI用以評價目標模型較基線模型自由度的相對提高。CFI評價的是目標模型較基線模型非中心χ2檢驗時擬合度缺乏的相對降低。NNFI和CFI的值如超過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0.95,則表明模型的擬合度更佳[21]。RMSEA評價的是自由度調整后目標模型的擬合功能。RMSEA的值不超過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90%的置信區(qū)間(90%CI)為解釋觀察到的分點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的值應該小于0.05[11]。Hu和Bentler曾經提議,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個指標及其相應的嚴格臨界值標準已很普及,但他們及其他研究者也對這些發(fā)現(xiàn)潛在的過度泛化持謹慎態(tài)度。在本研究中,只有當α系數(shù)至少達到0.70才認為各分量表具有內部一致性和穩(wěn)定性,α系數(shù)在0.80以上時則更佳[36]。

2.3.3 《簡化特質流暢量表》的應用——跨文化對比研究Moneta研究表明,流暢體驗的模式可能對特殊文化因素(如個人與集體的合作)具有一定的敏感性;因此,有必要對不同文化背景下流暢體驗的相似性和差異性進行研究[37]?；诖?本研究對中國和美國大學生運動員特質流暢進行了跨文化對比研究,以期揭示不同文化背景下個體體驗流暢的傾向性是否存在差異。

3 研究結果

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

3.1 量表的信度

采用克隆巴赫(Cronbach’s Alpha)一致性系數(shù)對2個量表中文版的信度進行了檢驗,結果發(fā)現(xiàn),《簡化狀態(tài)流暢量表》和《簡化特質流暢量表》的一致性系數(shù)分別為0.70和0.73,都達到了可接受的水平。檢驗量表的跨時間穩(wěn)定性,從而評價其模型的恒定性很有必要[14]。鑒于此, 121名受試在間隔4周后再次填寫了《簡化特質流暢量表》。遵循Marsh和Hau的建議,相同條目的前、后測之間包含了誤差協(xié)方差[33]。重測數(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,假定的測量模型為2個量表的中文版提供了良好的擬合度。2個量表樣本數(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個量表NNFI和CFI的值都接近0.90,且《簡化特質流暢量表》CFI的值達到0.90以上;RMSEA、90%CI和SRMR的值都小于0.08。整體而言,《簡化特質流暢量表》的擬合優(yōu)度要好于《簡化狀態(tài)流暢量表》。

表1 本研究量表的擬合優(yōu)度一覽表

為進一步確定兩個簡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量學特性,本研究又采用相關分析法分別對其進行了效標效度的檢驗(下述量表均為中文版)。如表2所示,《簡化狀態(tài)流暢量表》與《狀態(tài)流暢量表-2》(P<0.01)、《簡化特質流暢量表》(P<0.05)、《特質流暢量表-2》(P<0.05)以及《簡化特質流暢量表》與《特質流暢量表-2》(P<0.001)、《簡化狀態(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,相關系數(shù)均達到了顯著性水平。

表2 本研究簡化量表與原版量表的相關分析一覽表

圖1 《簡化狀態(tài)流暢量表》的因子模型示意圖

3.3 《簡化特質流暢量表》的應用——跨文化對比研究

為了確定不同文化背景下運動員流暢體驗的傾向性是否存在差異,本研究對中國和美國大學生運動員的特質流暢進行了對比研究。獨立樣本t檢驗的結果表明(表3和圖3),除“時間的變換”維度外,美國大學生運動員特質流暢的其余8個維度及總分都顯著高于中國大學生運動員。

圖3 不同文化背景運動員特質流暢的比較曲線圖

表3 不同文化背景運動員特質流暢的差異性檢驗一覽表

4 分析與討論

4.1 量表的信效度

本研究主旨就在于檢驗中文版《簡化狀態(tài)流暢量表》和《簡化特質流暢量表》的信度和因子效度。在此過程中,根據(jù)Duda和Hayashi[18]以及Tanzer和Sim[41]的測驗改編原則,分幾個階段完成了量表的修訂。本研究中的一系列分析結果均為2個流暢量表的中文版提供了有力的信效度支持,其可用以評價中國受試在體育活動中的流暢體驗。此外,本研究也表明,2個中文版流暢量表是對流暢狀態(tài)進行跨文化研究的有效測量工具。

中文版《簡化狀態(tài)流暢量表》和《簡化特質流暢量表》的因子結構效度是在驗證性因素分析的框架內,基于協(xié)方差結構得以檢驗的。研究結果表明,從中國受試收集的數(shù)據(jù)進一步驗證了流暢狀態(tài)的結構模型。除作為一個整體的模型檢測外,個別參數(shù)擬合優(yōu)度檢驗也都為2個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,《簡化特質流暢量表》數(shù)據(jù)擬合度優(yōu)于相應的《簡化狀態(tài)流暢量表》,這可能是由于狀態(tài)流暢的測量更易受到其他因素(如特定的運動情境、受試的身心狀態(tài)等)的影響,而特質流暢則具有相對的穩(wěn)定性。

基于2個中文版簡化流暢量表合理的因子結構證據(jù),又對其的內部一致性和穩(wěn)定性系數(shù)進行了評定,從而進一步驗證其心理測量學的特性。結果表明,2個中文版簡化量表各自的內部一致性都處于令人滿意的水平。同時,又對《簡化特質流暢量表》的中文版進行了間隔4周的潛在因子相關分析(即重測),以此驗證其跨時間的穩(wěn)定性。結果也表明,該量表的穩(wěn)定性系數(shù)處于可接受的水平。鑒于特質測量是在受試參與體育活動結束后間隔一段時間后完成的,受試對可能破壞穩(wěn)定性的那些情境因子的反應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]。由于之前沒有《簡化特質流暢量表》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。在進一步得出《簡化特質流暢量表》穩(wěn)定性結論之前,有必要進行不同時間間隔的深入研究。

雖然,現(xiàn)有研究表明,《狀態(tài)流暢量表-2》和《特質流暢量表-2》是測量體育運動情境中流暢體驗最有效的多維度心理測量量表,但過多的條目增加了受試的負擔。劉微娜研究表明,受試完成中文版《狀態(tài)流暢量表-2》或《特質流暢量表-2》的平均時間是20.4 min[3],完成中文版《簡化狀態(tài)流暢量表》或《簡化特質流暢量表》的平均時間則僅需4.7 min,節(jié)約了4倍多。施測時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,簡化的流暢量表可以帶來更多的方便。

4.2 《簡化特質流暢量表》的應用——跨文化對比研究

本研究結果表明,美國大學生運動員特質流暢的各個維度(除“時間的變換”)及總分都顯著高于中國大學生運動員。該結果與Moneta在《幸福研究雜志》上對心理學流暢體驗的跨文化研究綜述的觀點一致[37]。文章中,他例舉了來自日本、中國香港、意大利和美國的跨文化研究。對中國學生的ESM測試顯示,最佳挑戰(zhàn)和技術的內在動機是基于對技術的認知。同時,高水平的特質內在動機和低水平自我結構與認知活動的挑戰(zhàn)性呈負相關關系。流暢體驗模式的文化作用主要由社會價值和自我認知的相互影響來決定。研究建議,對中國學生來說,低挑戰(zhàn)、低技術的環(huán)境更具有創(chuàng)造性。與美國學生相比,中國學生更注重以技術的認知來決定流暢體驗。中國學生在內在激勵水平很高的情況下,其最佳挑戰(zhàn)和技術的比率沒有偏向。這些研究說明,流暢體驗的模式可能對特殊的文化因素(如個人與集體的合作)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。美國是一個由移民所組成的國家,不同文化背景的移民形成了美國文化特有的“個人本位、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,運動員在比賽中個人表演的欲望極強,而且充滿自信,經常處于忘卻自我的狀態(tài),充分地發(fā)揮自身潛能,并產生愉快的情感體驗。中國文化和美國文化來自兩股不同的文化源流,中國古代的“儒、道、佛”諸家共同構建了中國的傳統(tǒng)文化,形成了與西方文化特點迥異的“和諧”這一文化核心,構成了中國傳統(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,人與人間的關系講求謙和忍讓,個人與集體、社會的關系講求忠義服從。在這種文化影響下,運動員尤其重視集體的榮譽,更關心教練員領隊和周圍人對自己表現(xiàn)的評價,在比賽中常常背負沉重的心理負擔,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)個體比其他類型人格的個體更頻繁、更強烈地獲得流暢體驗[37]。與低“自向性人格”相比,高“自向性人格”的個體更容易受自我目的(Teleonomy of the Self)的操控。自我目的是一個不斷朝向越來越高水平的認知挑戰(zhàn)和技術的內審過程。內審目標具自向性,內審結果使復雜的認知過程逐漸完善。

此外,兩個國家各具特色的人才選拔制度也導致了運動員體驗流暢的傾向性差異。美國優(yōu)秀人才的選拔主要來自于學校,中學和大學都廣泛開展體育運動,且校際間進行的對抗賽頻繁且強度大;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)了運動員強悍善斗的作風,另一方面,也牢固地樹立了運動員的自信心。而中國體育人才的選拔則主要來自業(yè)余體校和省(市)代表隊,使得校際間對抗賽組織頻率和強度都相對較低。因此,運動員缺少競爭和創(chuàng)新意識,對自己信心不足。而Csikszentmihalyi指出,個體的活動技能是否與活動挑戰(zhàn)性相符合是誘發(fā)流暢狀態(tài)的關鍵,即只有技能和挑戰(zhàn)性呈現(xiàn)平衡狀態(tài)時,個體才能完全融入活動中而獲得流暢體驗[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,也不決定于個體技能的客觀水平,而完全取決于個體所知覺到的挑戰(zhàn)和技能的水平。運動員自信程度直接決定其對自身能力的知覺,進而影響到個體的流暢體驗。

5 研究局限及展望

流暢反應的結構確認是一種正在進行的過程[25]。就這一過程的第一部分而言,本研究通過采用假定的模型,對兩個流暢量表中文版本的信度和因子效度進行了嚴謹?shù)臋z驗。通過本研究,初步確定了適合于中國受試的中文版《簡化狀態(tài)流暢量表》和《簡化特質流暢量表》。此外,本研究還進一步對中文版《簡化特質流暢量表》的效標效度進行了檢驗。效標效度的檢驗不僅為2個中文版簡化量表的效度提供了支持,也從實證角度充實了流暢理論各個量表間的相關說明,流暢特質得分高的受試更易在運動情境體驗到流暢狀態(tài)。但即便如此,本研究仍存在諸如理論構建的問題。由于流暢體驗是基于個體的感受,在本土化的過程中,應從理論上解決文化差異問題,分析因素存在文化差異的可能性。例如,在自我評估“挑戰(zhàn)-技能平衡”時,西方人傾向于自我展示,而東方人傾向于自我保護,不同文化背景的被試在這個問題的理解上,其“社會期望”是不同的,結果就會出現(xiàn)較大的偏差[4]?；谶@種考慮,未來的研究應進行理論構建式探討,提出適合中國被試的問卷設計假設,而不僅僅是停留于對國外量表的修訂檢驗。未來研究的可能方向將是:采用其他心理結構(如動機、自尊和焦慮)或變量(如參與水平和技能水平)的自我報告式測量工具驗證其聚合效度[32];不同中國受試作樣本的更多交叉效度檢驗。此外,基于跨文化背景的理論和實踐觀點,流暢結構的相對有效性應得以全面驗證?？傊?2個中文版簡化流暢量表將便利于對中國受試體育運動中最佳體驗的研究。而且,采用流暢量表的不同版本所進行的一系列跨文化比較研究也將會有助于理解流暢體驗中文化的雷同與差異——即會進一步促進對體育運動中最佳的主觀體驗的理解。

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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,主要研究方向為運動與鍛煉心理學的理論與應用研究及心理的生理生化機制,E-mail:w eina1978@126.com。

天津體育學院健康與運動科學系,天津300381 Tianjin University of Spo rt,Tianjin 300381,China.