簡版中文五維度正念問卷在大學(xué)生和運(yùn)動(dòng)員群體中的結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)

鐘伯光張春青姒剛彥劉靖東

1香港浸會(huì)大學(xué)體育學(xué)系，香港

2香港教育學(xué)院健康與體育學(xué)系，香港

簡版中文五維度正念問卷在大學(xué)生和運(yùn)動(dòng)員群體中的結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)

鐘伯光1張春青1姒剛彥2劉靖東1

1香港浸會(huì)大學(xué)體育學(xué)系，香港

2香港教育學(xué)院健康與體育學(xué)系，香港

本研究的目的是在香港大學(xué)生和中國運(yùn)動(dòng)員群體中檢驗(yàn)中文版本的五維度正念問卷（Five Facet Mindfulness Questionnaire，F(xiàn)FMQ）及其簡版的結(jié)構(gòu)效度。研究共調(diào)查了417名香港大學(xué)生以及479名省隊(duì)運(yùn)動(dòng)員。在不使用打包技術(shù)的情況下，探索結(jié)構(gòu)方程建模（ESEM）分析支持了中文版本的FFMQ的因素效度，并發(fā)展了一個(gè)20條目的簡版五維度正念問卷（FFMQ-SF）。FFMQ-SF在大學(xué)生和運(yùn)動(dòng)員群體的內(nèi)部一致性信度、重測信度、因素效度以及校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度都達(dá)到了較為理想的標(biāo)準(zhǔn)。總之，39條目的完全版FFMQ以及20條目的FFMQ-SF都可以作為評(píng)估中國香港大學(xué)生和中國運(yùn)動(dòng)員正念能力的一個(gè)有效和可靠的測量工具。

正念，問卷，運(yùn)動(dòng)員，學(xué)生，結(jié)構(gòu)效度

正念被Kabat-Zinn［1］定義為“有意地將注意力集中在當(dāng)下這一刻，對(duì)每時(shí)每刻的經(jīng)驗(yàn)采取不做判斷的態(tài)度”。目前，正念已被納入到以認(rèn)知行為療法為主的傳統(tǒng)心理訓(xùn)練范式中［2，3］并引起了認(rèn)知行為療法的第三次浪潮。一些以正念和接受為基礎(chǔ)的心理療法也得到了發(fā)展，比如接受與承諾療法［4］、辯證行為療法［5］、正念減壓療法［6］以及正念認(rèn)知療法［7］。同樣，在運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域相應(yīng)的正念干預(yù)計(jì)劃也得到了發(fā)展。這些干預(yù)計(jì)劃的目的是改善運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)、提升注意力水平以及提高訓(xùn)練和比賽幸福感，如正念-接納-承諾療法［8］、正念提升運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)療法［9］以及針對(duì)中國運(yùn)動(dòng)員發(fā)展的正念干預(yù)計(jì)劃［10］?？傊陙?，正念的研究逐漸成為心理學(xué)領(lǐng)域的一個(gè)主流研究方向并累積了越來越多的實(shí)證證據(jù)［11-12］。

為了更好地評(píng)估和測量正念干預(yù)療法的作用和益處，在過去十多年間許多用于測量正念的自我報(bào)告問卷被研究者發(fā)展出來。其中包括：正念意識(shí)注意量表［13］、弗萊堡正念量表［14］、肯塔基正念技能量表［15］、南安普頓正念問卷［16］、認(rèn)知與情緒正念量表［17］、五維度正念問卷［18］、費(fèi)城正念量表［19］以及多倫多正念量表［20］。其中，五維度正念問卷的發(fā)展是基于正念意識(shí)注意量表、弗萊堡正念量表、認(rèn)知與情緒正念量表、南安普頓正念問卷以及肯塔基正念技能量表等五個(gè)正念問卷。研究者通過探索性和驗(yàn)證性因素分析抽取其中最具代表性的條目并得出五個(gè)最具代表性的維度，包括：觀察（注意以及留心各種內(nèi)部的體驗(yàn)和外部的刺激）、描述（通過文字對(duì)觀察到的現(xiàn)象進(jìn)行描述歸類）、有意識(shí)行動(dòng)（充分地投入當(dāng)下，有意識(shí)地關(guān)注每個(gè)體驗(yàn)）、不做判斷（允許和接納當(dāng)下的各種體驗(yàn)），以及不做反應(yīng)（面對(duì)刺激不做出習(xí)慣性的自動(dòng)反應(yīng)）。因此，這也為正念作為一個(gè)多維度的變量提供了證據(jù)。目前，五維度正念問卷被看作是最全面的正念測量工具，并被廣泛翻譯為各種不同語言的版本，進(jìn)一步在不同的群體中進(jìn)行了檢驗(yàn)。

然而，在發(fā)展五維度正念問卷以及隨后的翻譯和跨文化檢驗(yàn)的信效度檢驗(yàn)時(shí)，大多數(shù)研究者使用的是打包的方法［18］，也就是說研究者通過隨機(jī)或者匹配的方法將兩到三個(gè)條目打成一個(gè)項(xiàng)目包［21］。雖然打包的方法可以改善問卷的信度指標(biāo)以及得到更好的擬合指數(shù)，但對(duì)目的是探索潛變量結(jié)構(gòu)的問卷檢驗(yàn)和發(fā)展來說卻是不太合適的。因?yàn)?，打包可能掩蓋了條目誤差之間的相關(guān)并改變了條目與潛變量之間的關(guān)系［22］，導(dǎo)致研究者無法對(duì)每個(gè)條目本身進(jìn)行進(jìn)一步的探究。新興的探索結(jié)構(gòu)方程建模（Exploratory structural equation modeling；ESEM）技術(shù)可以幫助研究者有效地克服打包技術(shù)帶來的不足，同時(shí)可以檢驗(yàn)每個(gè)條目的表現(xiàn)［23］。因此，本研究的目的之一是同時(shí)應(yīng)用驗(yàn)證性因素分析和探索結(jié)構(gòu)方程建模的方法來檢驗(yàn)五維度正念問卷的結(jié)構(gòu)效度。與此同時(shí)，伴隨著正念的干預(yù)和應(yīng)用在運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域的逐漸興起［24］以及針對(duì)中國運(yùn)動(dòng)員的干預(yù)計(jì)劃的完善和成熟［10］，研究者有必要對(duì)其在運(yùn)動(dòng)員群體中進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。在學(xué)業(yè)和運(yùn)動(dòng)情境下，時(shí)間成本和有效性是需要進(jìn)一步考慮的因素，已有研究者開始發(fā)展五維度正念問卷的簡式版本［25-27］。因此，本研究的另一個(gè)主要目的是發(fā)展一個(gè)更加容易在實(shí)踐中應(yīng)用的簡式五維度正念問卷。

1　研究對(duì)象與方法

1.1研究參與者

本研究的參與者包含香港某所大學(xué)的大學(xué)生以及廣東、廣西和湖北等3個(gè)訓(xùn)練基地的運(yùn)動(dòng)員。417名大學(xué)生（157男，255女，5人未報(bào)告性別）來自大一到大四的四個(gè)年級(jí)，年齡在18到25歲（20.36±1.22歲）。479名（210男，266女，3人未報(bào)告性別）現(xiàn)役運(yùn)動(dòng)員來自田徑、乒乓球、射擊、射箭、羽毛球、舉重、武術(shù)、擊劍、體操、蹦床、游泳、賽艇、籃球、手球及水球等項(xiàng)目（個(gè)人項(xiàng)目448人、集體項(xiàng)目24人，7人未報(bào)告其運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目）。年齡12～27歲（18.64±3.20歲），訓(xùn)練年限為1到16年（6.44±3.05年）。

1.2研究過程

在征得英文版五維度正念問卷發(fā)展者的同意后，兩位雙語的專家（1名博士生、1名教授）分別將其翻譯成中文并討論達(dá)成一致，隨后由另外兩名專家（2位心理學(xué)博士）將其回譯成英文檢驗(yàn)［18，19］。為了改善問卷指導(dǎo)語和條目的清晰性，我們邀請(qǐng)了6名在讀的香港大學(xué)生和11名現(xiàn)役運(yùn)動(dòng)員對(duì)問卷?xiàng)l目的清晰性和易懂性進(jìn)行評(píng)估。基于大學(xué)生和運(yùn)動(dòng)員的反饋，我們對(duì)指導(dǎo)語和條目的用詞和語法做了很小的改動(dòng)。

香港大學(xué)生的問卷測試是在征得負(fù)責(zé)老師的同意后在課堂上進(jìn)行測試（正式上課前后）。運(yùn)動(dòng)員的問卷測試是在征得運(yùn)動(dòng)員的主管教練或者領(lǐng)隊(duì)的同意后，研究者邀請(qǐng)不同訓(xùn)練基地的科研人員將問卷發(fā)放到運(yùn)動(dòng)員的手上，并在訓(xùn)練時(shí)當(dāng)場完成或者隨后的一兩天內(nèi)將問卷收回。整個(gè)問卷測試的時(shí)間約為20分鐘左右。為了檢驗(yàn)重測信度，74名大學(xué)生以及27名運(yùn)動(dòng)員在1個(gè)月后再次填寫了五維度正念問卷。

1.3測量工具

除去五維度正念問卷（FFMQ），我們在大學(xué)生群體中施測了以下問卷：（1）正念意識(shí)注意量表（MAAS）［13］。該問卷是由15個(gè)條目組成的單維度的量表，用于測量受試者的注意力和意識(shí)不足的情況，問卷采用6點(diǎn)式李克特評(píng)分，從1（幾乎總有）到6（幾乎沒有），分?jǐn)?shù)越高表明個(gè)體的正念水平越高。大學(xué)生群體中文版MAAS的內(nèi)部一致性信度為α=0.85，重測信度為r=0. 54［28］。（2）接納與行動(dòng)問卷（AAQ-Ⅱ）［29］。該問卷是由7個(gè)條目組成，用于測量個(gè)體的經(jīng)驗(yàn)回避和心理不靈活性。問卷采用7點(diǎn)式李克特評(píng)分（1=從來沒有；7=幾乎總是），分?jǐn)?shù)越低表明經(jīng)驗(yàn)回避和心理不靈活性的程度越低，也就是說經(jīng)驗(yàn)接受和心理靈活性的程度越高。中文版AAQ-II在大學(xué)生群體的內(nèi)部一致性信度較高ρ =0.88，重測信度也較高r=0.86［30］。（3）正性負(fù)性情緒量表（PANAS）［31］。該量表由20個(gè)條目組成，其中包含10個(gè)正向的情感表述以及10個(gè)負(fù)向情感表述。量表采用5點(diǎn)式李克特評(píng)分，從1（一點(diǎn)也不）到6（非常）。在正向維度和負(fù)向維度上面的高分?jǐn)?shù)分別代表較高的正向情緒和較高的負(fù)向情緒。中文版的正負(fù)情緒量表具有較高的信效度［32］。（4）生活滿意度量表（SWLS）［33］。該量表由5個(gè)條目構(gòu)成，用于評(píng)估個(gè)體認(rèn)知層面的主觀幸福感。量表采用7點(diǎn)式李克特評(píng)分（1=完全不同意；7=完全同意）。中文版的生活滿意度量表具有較高的信效度［34］。（5）特質(zhì)焦慮量表（STAI）［35］。該量表由40個(gè)條目組成，其中包含20個(gè)條目測量狀態(tài)焦慮，另外20個(gè)條目測量特質(zhì)焦慮。量表采用4點(diǎn)式李克特評(píng)分（1=一點(diǎn)也不；4=很多）。中文版的特質(zhì)焦慮量表具有較高的信效度［36］。鑒于本研究只是探究正念與焦慮之間較為穩(wěn)定的關(guān)系，因此我們只使用了特質(zhì)焦慮分量表。（6）貝克抑郁自評(píng)量表（BDI-13）［37］。該量表由13個(gè)條目構(gòu)成，用于評(píng)估當(dāng)下抑郁的嚴(yán)重程度。量表采用4點(diǎn)式李克特評(píng)分（0到3），總分在0到39之間，分?jǐn)?shù)越高表明抑郁的驗(yàn)證性越大。同樣，中文版的貝克抑郁自評(píng)量表具有較高的信效度［38］。

除去五維度正念問卷（FFMQ），我們在運(yùn)動(dòng)員群體中施測了以下問卷：（1）正念意識(shí)注意量表（MAAS），其在運(yùn)動(dòng)員群體中的的內(nèi)部一致性信度為α=0.85，重測信度為r=0.54［39］。（2）接納與行動(dòng)問卷（AAQ-Ⅱ），其在運(yùn)動(dòng)員群體中的的內(nèi)部一致性信度為α=0.86，重測信度為r=0.74［30］。（3）簡化特質(zhì)流暢量表（SDFS）［40］。該簡表共有9條題目，每條題目用作測量流暢狀態(tài)9個(gè)維度的其中一個(gè)維度。透過個(gè)體在既定情景中（比如訓(xùn)練和比賽情景）所體驗(yàn)到的流暢狀態(tài)并采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法做出回答。中文版SDFS的內(nèi)部一致性信度是α=0.70，重測信度為r=0.70［41］。（4）簡式心境狀態(tài)量表（POMS）［42］。該量表有40個(gè)題目，包含7個(gè)維度（緊張、憤怒、疲勞、抑郁、精力、慌亂、與自我有關(guān)的情緒），每一測題的回答由李克特式5點(diǎn)等級(jí)計(jì)分。中文版POMS的信度在0.62至0.82之間，平均信度為0.71［43］。（5）訓(xùn)練和比賽滿意感量表［44］。該量表由6個(gè)條目組成，用于評(píng)估中國運(yùn)動(dòng)員在訓(xùn)練和比賽的主觀滿意感。所有的條目采用從1（強(qiáng)烈不同意）到7（強(qiáng)烈同意）的7點(diǎn)式李克特式評(píng)分方式。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為α=0.75。（6）運(yùn)動(dòng)競賽焦慮測驗(yàn)（SCAT）［45］。該量表由15個(gè)條目構(gòu)成并采用李克特式3點(diǎn)式計(jì)分法（幾乎沒有，有時(shí)，經(jīng)常），它用于測量個(gè)體將競賽情景知覺為具有威脅的傾向性。中文版SCAT的內(nèi)部一致性信度是α= 0.77，重測信度為r=0.77［46］。

1.4數(shù)據(jù)分析

各個(gè)樣本中的描述性分析和相關(guān)分析由SPSS 22完成。驗(yàn)證性因素分析CFA和探索結(jié)構(gòu)方程建模ESEM由Mplus7［47］來完成。模型擬合評(píng)估的指標(biāo)包括：χ2/df＜3表示模型擬合良好［48］；CFI和TLI大于等于0.90、小于0.95表明模型擬合良好，大于等于0.95表明模型擬合更佳［49］；RMSEA不超過0.05代表模擬擬合良好，不超過0.08代表模型擬合合理［49，50］。內(nèi)部一致性信度采用合成信度來計(jì)算（rho［ρ］）［51］，重測信度的系數(shù)采用內(nèi)部一致性系數(shù)（ICC）來計(jì)算。

與已有研究一致［25］，我們采用Marsh等人［52］的發(fā)展簡式量表的幾個(gè)主要的篩選標(biāo)準(zhǔn)，即：（1）保留與五維度正念問卷相同的內(nèi)容；（2）每個(gè)分量表至少保留4個(gè)條目；（3）模型擬合理想；（4）標(biāo)準(zhǔn)化的因素負(fù)荷盡可能在0.40以上。

2　研究結(jié)果

2.1因素效度

在大學(xué)生群體中，五維度正念問卷的偏態(tài)和峰態(tài)值位于χ2和2之間，表明數(shù)據(jù)正態(tài)分布。因此，我們采用Mplus 7中驗(yàn)證性因素分析CFA的極大似然估計(jì)法（ML）來驗(yàn)證五維度正念問卷在學(xué)生群體中的結(jié)構(gòu)效度。然而問卷的擬合指標(biāo)并不太理想，其中：χ2（692）= 1934.42，CFI=0.73，TLI=0.71，SRMR=0.099，RMSEA（90%CI）=0.066（0.062，0.069）。當(dāng)我們采用探索結(jié)構(gòu)方程建模ESEM的方法來進(jìn)一步檢驗(yàn)五維度正念問卷FFMQ的擬合度時(shí)，結(jié)果顯示擬合指標(biāo)較為理想：χ2（556）=1023.58，CFI=0.90，TLI=0.87，SRMR=0.037，RMSEA（90%CI）=0.045（0.041，0.049）。表1中呈現(xiàn)了39條目的五維度正念問卷在學(xué)生群體中的標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷。可以看到，中文版FFMQ的因素負(fù)荷與原英文版問卷的因素負(fù)荷（Baer等，2006）具有很大程度的一致性。因此，結(jié)果表明探索結(jié)構(gòu)方程建模ESEM的方法顯著改善并支持假定的五因素模型。

與之前的研究一致［25-27］，基于每個(gè)維度包含4個(gè)條目的標(biāo)準(zhǔn)，我們發(fā)展了一個(gè)20條目的簡式五維度正念問卷。其中：（a）觀察（observing）分量表包含條目6、15、20和31；（b）描述（describe）分量表包含條目2、27、32和37；（c）意識(shí)（acting with awareness）分量表包含條目5R、13R、18R和38R；（d）不做判斷（nonjudging）分量表包含條目10R、25R、30R和39R；（e）不做反應(yīng)（nonreactivity）分量表包含條目9、21、24和33。簡式五維度正念問卷FFMQ-SF的最大似然法估計(jì)驗(yàn)證性分析結(jié)果理想：χ2（160）=320.67，CFI=0.92，TLI=0.91，SRMR=0.058，RMSEA（90%CI）= 0.049（0.041，0.057）。簡式五維度正念問卷的所有條目都顯著地負(fù)荷在各自的維度上，標(biāo)注化的因素負(fù)荷在0.36到0.80之間（P＜0.001）（見表2）。此外，包含二階因素（即正念）的五維度模型比不包含二階因素的擬合指數(shù)要差很多，屬于邊緣擬合：χ2（165）=415.51，CFI= 0.88，TLI=0.86，SRMR=0.095，RMSEA（90%CI）=0.060（0.053，0.068）。

表1　大學(xué)生群體39條目FFMQ驗(yàn)證性因素分析CFA和探索性結(jié)構(gòu)方程建模ESEM的標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷

表2　大學(xué)生群體簡式五維度正念問卷FFMQ-SF的條目平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、因素負(fù)荷、偏態(tài)、峰態(tài)、合成信度以及重測信度

在運(yùn)動(dòng)員群體中，五維度正念問卷的偏態(tài)和峰態(tài)值位于-2和2之間，表明數(shù)據(jù)正態(tài)分布。我們因此還是采用Mplus 7中驗(yàn)證性因素分析CFA的極大似然估計(jì)法（ML）來驗(yàn)證五維度正念問卷在運(yùn)動(dòng)員群體中的結(jié)構(gòu)效度。同樣，擬合指數(shù)不太理想：χ2（692）=1714.08，CFI=0.69，TLI=0.67，SRMR=0.078，RMSEA（90%CI）= 0.055（0.052，0.058）.當(dāng)我們采用探索結(jié)構(gòu)方程建模ESEM的方法來進(jìn)一步檢驗(yàn)五維度正念問卷FFMQ的擬合度時(shí)，結(jié)果顯示擬合指標(biāo)接近理想：χ2（556）=963. 46，CFI=0.88，TLI=0.84，SRMR=0.037，RMSEA（90%CI）=0.039（0.035，0.043）。表3中呈現(xiàn)了39條目的五維度正念問卷FFMQ在運(yùn)動(dòng)員群體中的標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷。而簡式五維度正念問卷FFMQ-SF的最大似然法估計(jì)驗(yàn)證性分析結(jié)果理想：χ2（160）=279.23，CFI=0.91，TLI= 0.89，SRMR=0.046，RMSEA（90%CI）=0.039（0.032，0.047）。簡式五維度正念問卷的所有條目都顯著地負(fù)荷在各自的維度上，標(biāo)注化的因素負(fù)荷在0.31到0.73之間（P＜0.001）（見表4）。同樣，包含二階因素（即正念）的五維度模型比不包含二階因素的擬合指數(shù)要差很多，只是邊緣擬合：χ2（165）=330.07，CFI=0.87，TLI= 0.86，SRMR=0.058，RMSEA（90%CI）=0.046（0.039，0.053）。

2.2內(nèi)部一致性及重測信度

在大學(xué)生群體中，簡式五維度正念問卷FFMQ-SF的每個(gè)分量表的合成信度CR在ρ=0.54和ρ=0.84之間，表明內(nèi)部一致性信度較為理想。而基于組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（ICC）的各個(gè)量表的重測信度也是充分的（r=0.67到0.84；P＜0.01）（見表2）。

在精英運(yùn)動(dòng)員群體中，簡式五維度正念問卷FFMQ-SF的每個(gè)分量表的合成信度CR在ρ=0.40和ρ =0.71之間，表明內(nèi)部一致性信度接近理想。除觀察分量表之外，基于組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（ICC）的各個(gè)量表的重測信度也是充分的（r=0.55到0.74；P＜0.01）（見表4）。

2.3校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

表3　運(yùn)動(dòng)員群體39條目FFMQ驗(yàn)證性因素分析CFA和探索性結(jié)構(gòu)方程建模ESEM的標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷

表4　運(yùn)動(dòng)員群體簡式五維度正念問卷FFMQ-SF的條目平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、因素負(fù)荷、偏態(tài)、峰態(tài)、合成信度以及重測信度

大學(xué)生群體中，我們采用單維度正念意識(shí)注意量表（MAAS）、接納與行動(dòng)問卷（AAQ-Ⅱ）、生活滿意度量表（SWLS）、正負(fù)情緒量表（PANAS）、特質(zhì)焦慮量表（TAI）以及簡式貝克抑郁量表（BDI）作為校標(biāo)，來計(jì)算各量表之間的相關(guān)系數(shù)，見表5。結(jié)果表明，除觀察分量表之外，簡式五維度正念問卷FFMQ-SF的每個(gè)分量表與正念、生活滿意感和正向情緒存在中等程度的正相關(guān)，與經(jīng)驗(yàn)回避、負(fù)向情緒、緊張和抑郁存在中等程度的負(fù)相關(guān)。這些相關(guān)系數(shù)表明簡式五維度正念問卷FFMQ-SF在大學(xué)生群體中具有較高的校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。

在運(yùn)動(dòng)員群體中，我們采用單維度正念意識(shí)注意量表（MAAS）、接納與行動(dòng)問卷（AAQ-Ⅱ）、訓(xùn)練比賽滿意感量表（TCW）、簡化特質(zhì)流暢狀態(tài)量表（SDFS）、運(yùn)動(dòng)競賽焦慮量表（SCAT）以及簡式心境狀態(tài)量表（POMS）作為校標(biāo)，來計(jì)算各量表之間的相關(guān)系數(shù)，見表6。結(jié)果表明，除觀察分量表之外，簡式五維度正念問卷FFMQ-SF的其余分量表與正念、訓(xùn)練比賽的滿意感和特質(zhì)流暢狀態(tài)存在中等程度的正相關(guān)，與經(jīng)驗(yàn)回避、焦慮、緊張、抑郁、慌亂、憤怒等負(fù)性情緒存在中等程度的負(fù)相關(guān)，與精力以及與自我有關(guān)的情緒存在較低的正相關(guān)，與疲勞存在較低的負(fù)相關(guān)。這些相關(guān)系數(shù)表明簡式五維度正念問卷FFMQ-SF在運(yùn)動(dòng)員群體中具有較高的校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。

3　討論

本研究目的是通過驗(yàn)證性因素分析和探索性結(jié)構(gòu)方程模型來進(jìn)一步檢驗(yàn)中文版的五維度正念問卷在中國運(yùn)動(dòng)員和香港大學(xué)生群體的結(jié)構(gòu)效度。雖然在未使用打包技術(shù)的情況下，驗(yàn)證性因素分析未能得到較好的模型擬合，然而探索結(jié)構(gòu)方程建模ESEM的技術(shù)卻得到了理想的模型擬合以及關(guān)于每個(gè)條目的指標(biāo)。因此，完整版本的五維度正念問卷FFMQ得到了支持。進(jìn)一步，我們發(fā)展了一個(gè)20條目的簡式五維度正念問卷FFMQ-SF，并進(jìn)一步在運(yùn)動(dòng)員和大學(xué)生群體中詳細(xì)檢驗(yàn)了它的信效度，結(jié)果表明簡式問卷的信效度較為理想。

表5　大學(xué)生群體的校標(biāo)關(guān)聯(lián)問卷平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、科隆巴赫α系數(shù)以及與簡式五維度正念問卷FFMQ-SF之間的皮爾森相關(guān)系數(shù)

表6　運(yùn)動(dòng)員群體的校標(biāo)關(guān)聯(lián)問卷平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、科隆巴赫α系數(shù)以及與簡式五維度正念問卷FFMQ-SF之間的皮爾森相關(guān)系數(shù)

總體上，與已有的研究保持一致［25-27］，無論是完整版本的中文版的五維度正念問卷FFMQ，還是其簡式版本FFMQ-SF，在大學(xué)生和運(yùn)動(dòng)員群體中都表現(xiàn)出了良好的結(jié)構(gòu)效度，進(jìn)一步支持了正念的五維度結(jié)構(gòu)。具體來講，未經(jīng)打包的情況下，直接的驗(yàn)證性因素分析由于每個(gè)條目誤差之間的相關(guān)而導(dǎo)致其模型的擬合指數(shù)很低。而使用探索結(jié)構(gòu)方程建模ESEM的技術(shù)來檢驗(yàn)，不僅能夠很好地改善模型的擬合指數(shù)，同時(shí)也證明了每個(gè)條目的有效性。因此，可以看到，探索結(jié)構(gòu)方程建模ESEM在多維度的問卷發(fā)展和檢驗(yàn)中的有效性優(yōu)于打包技術(shù)，提示打包技術(shù)的使用應(yīng)該更加結(jié)合實(shí)際情況，比如說潛變量具有很好的理論模型以及使用的主要目的是檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)關(guān)系而非測量模型本身。除此之外，簡式五維度正念問卷FFMQ-SF的每個(gè)分量表在大學(xué)生群體和運(yùn)動(dòng)員群體中的內(nèi)部一致性信度和重測信度都較為理想。同樣地，與已有研究一致的是，不做反應(yīng)維度的信度指標(biāo)相對(duì)較低。這可能是因?yàn)橹袊巳嚎赡芨鼮榱?xí)慣于做反應(yīng)的正向表述，并且對(duì)不去做反應(yīng)的正念態(tài)度不夠習(xí)慣，因此造成理解不足。未來的研究需要進(jìn)一步研究和探討不做反應(yīng)維度的條目表述形式。在大學(xué)生群體中，正念的不同維度與單維度正念、生活滿意度、正向情緒存在顯著的正向關(guān)聯(lián)，與經(jīng)驗(yàn)回避、負(fù)向情緒、焦慮和抑郁存在顯著的負(fù)向關(guān)聯(lián)。在運(yùn)動(dòng)員群體中，正念的不同維度與訓(xùn)練比賽滿意感、特質(zhì)流暢狀態(tài)以及心境狀態(tài)中的精力和與自我有關(guān)的情緒存在顯著的正向關(guān)聯(lián)，與焦慮以及心境狀態(tài)中的緊張、抑郁、慌亂、憤怒存在顯著的負(fù)向關(guān)聯(lián)。這些結(jié)果初步支持了中文簡式五維度正念問卷的校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度，也就是說具有較高正念的運(yùn)動(dòng)員更有可能體驗(yàn)到更少的消極心境狀態(tài)、更低的焦慮水平，更多積極的心境狀態(tài)、更高的流暢狀態(tài)以及更高水平的訓(xùn)練比賽滿意感?？偟膩碚f，本研究結(jié)果與已有研究結(jié)果一致［25-27］，為中文簡式五維度正念問卷提供了外部效度的證明。

本研究也有不足之處。首先，本研究調(diào)查的運(yùn)動(dòng)員群體大多為個(gè)人項(xiàng)目的運(yùn)動(dòng)員，而集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員的數(shù)目比較少，這可能在一定程度上影響了中文五維度正念問卷FFMQ及其簡式問卷FFMQ-SF在集體項(xiàng)目中的推廣性。未來的研究應(yīng)該收集更多的集體項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員的數(shù)據(jù)對(duì)中文五維度正念問卷及其簡式問卷的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢驗(yàn)。其次，本研究只收集了一次數(shù)據(jù)，如果能夠多次收集數(shù)據(jù)，便可進(jìn)一步檢驗(yàn)中文五維度正念問卷及其簡式問卷在跨時(shí)間上的穩(wěn)定性。最后，本研究并未檢驗(yàn)中文五維度正念問卷及其簡式問卷的預(yù)測效度，也可以通過干預(yù)或者實(shí)驗(yàn)研究檢驗(yàn)對(duì)訓(xùn)練和比賽滿意感以及訓(xùn)練和比賽表現(xiàn)的預(yù)測性。

總之，中文五維度正念問卷FFMQ以及簡式版本FFMQ-SF的結(jié)構(gòu)效度已經(jīng)在中國運(yùn)動(dòng)員和香港大學(xué)生群體得到進(jìn)一步的驗(yàn)證。這有助于心理工作者更好地將正念干預(yù)計(jì)劃應(yīng)用到中國文化背景下的實(shí)踐應(yīng)用領(lǐng)域，更好地測量正念干預(yù)的有效性及干預(yù)的機(jī)制。

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Examination of Construct Validity of the Chinese Short-form Five Facet Mindfulness Questionnaire in University Students and Elite Athletes

Chung Pak-Kwong1，Zhang Chun-Qing1，Si Gangyan2，Liu Jingdong1
1 Department of Physical Education，Hong Kong Baptist University，Hong Kong
2 Department of Health and Physical Education，Hong Kong Institute of Education，Hong Kong

Chung Pak-Kwong，Email：pkchung@hkbu.edu.hk

The purpose of the present study was to examine the construct validity of the Five Facet Mindfulness Questionnaire（FFMQ）and its short-form（FFMQ-SF）in Hong Kong university students and Chinese elite athletes.A total of 417 university students and 479 elite athletes were invited to participate in the current study.Without using the parceling technique，the exploratory structural equation modeling（ESEM）supported the factorial validity of the FFMQ，and a 20-item short-form of the FFMQ（FFMQ-SF）was subsequently developed.The internal consistency reliability，the test-retest reliability，the factorial validity as well as the criterion-related validity of the FFMQ-SF are satisfactory.Taken together，both the 39-item FFMQ and the 20-item FFMQ-SF are reliable and valid instruments for assessing the mindfulness capacity in Hong Kong university students and Chinese elite athletes.

mindfulness，questionnaire，athlete，student，construct validity

2015.01.22

鐘伯光，Email：pkchung@hkbu.edu.hk