MTAS在中國中學(xué)生中的修訂與應(yīng)用

摘要：為了檢驗(yàn)MTAS在中國初高中學(xué)生群體中的信效度并將其漢化。以多維考試焦慮量表為研究工具，對貴州、重慶周邊的1 800名中學(xué)生進(jìn)行測試，包括兩個認(rèn)知維度（擔(dān)憂和認(rèn)知干擾）和兩個情感—生理維度（緊張和生理指標(biāo)）。在這兩項(xiàng)研究中，四個相關(guān)因素和高階模型顯示了與數(shù)據(jù)的良好擬合，MTAS的跨組不變性在人口學(xué)變量中得到驗(yàn)證。信度檢驗(yàn)中總分與各維度的個信度系數(shù)都達(dá)標(biāo)，可證明MTAS有著良好的信度，適用于中國的青少年群體。

關(guān)鍵詞：多維考試焦慮量表；中學(xué)生；考試焦慮；量表修訂

中圖分類號：G442文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：2095-6916（2024）06-0123-04

Revision and Application of MTAS in Chinese Middle School Students

Abstract：" In order to test the reliability and validity of the MTAS in the Chinese junior and senior high school students and to translate the English version to Chinese to make it adaptable to the Chinese context， this paper uses the Multidimensional Test Anxiety Scale as a research tool to test 1，800 middle school students around Guizhou and Chongqing. The test includes two cognitive dimensions （worry and cognitive interference） and two emotion-physiological dimensions （stress and physiological indicators）. In both studies， the four correlation factors and the high-order model showed a good fit to the data， and the cross-group invariance of the MTAS was validated for the demographic variables. In the reliability test， the total score and the individual reliability coefficients of each dimension met the standards， which proved that the MTAS has good reliability and is applicable to the Chinese adolescent group.

Keywords： Multidimensional Test Anxiety Scale; middle school students; test anxiety; scale revision

國內(nèi)外諸多學(xué)者研究指出，焦慮是影響青少年心理健康的主要問題之一（胡勝利，1994）［1］。2022年國民抑郁癥藍(lán)皮書調(diào)查顯示，新冠疫情后，全球精神障礙疾病負(fù)擔(dān)更加沉重，重度抑郁癥和焦慮癥的病例分別增加了28%和26%［2］。由此可見，焦慮情緒在人群中呈上升趨勢。目前，中學(xué)生所感受到的焦慮主要來自于考試焦慮，特別是面對升學(xué)考試和壓力，考試焦慮問題顯得格外突出［3］。這給中學(xué)生的學(xué)習(xí)和身心健康帶來了負(fù)面的影響。因此，盡早對中學(xué)生考試焦慮進(jìn)行有效的診斷非常重要。

一、研究目的

Sarason和Mandler（1952）等人開發(fā)了兒童考試焦慮量表（Test Anxiety Scale for Children，TASC）作為評估考試焦慮的測量工具，是最早用來測量考試焦慮的工具之一［4］。然而，Putwain等人（2022）認(rèn)為考試焦慮是多維的，至少包括認(rèn)知、情感和生理成分［5］。Liebert和Morris（1967）首次從擔(dān)憂和情緒性兩個維度對考試焦慮作了區(qū)分［6］。隨后有其他研究者提出不同結(jié)構(gòu)的考試焦慮，Spielberger于1980年編制完成焦慮和情緒兩個維度的考試焦慮量表（Test Anxiety Inventory，TAI），TAI量表共20個項(xiàng)目，采用四點(diǎn)計(jì)分［7］。Sarason（1978）認(rèn)為應(yīng)將考試焦慮分為擔(dān)憂、情緒性反應(yīng)、與考試無關(guān)的想法和身體反應(yīng)四個因素，并編制了TAS量表（Test Anxiety Scale，TAS），本質(zhì)上是TAI量表的延伸［8］。

目前一種新的四維結(jié)構(gòu)被提出，Putwain等人（2008）總結(jié)了考試焦慮理論開創(chuàng)至今的發(fā)展，開發(fā)了一個新的多維工具（Multidimensional Test Anxiety Scale，MTAS），包括兩個認(rèn)知維度（擔(dān)憂和認(rèn)知干擾）和兩個情感—生理維度（緊張和生理指標(biāo)），采用五點(diǎn)計(jì)分［9］。作為一種較新的、從多個維度評估個體考試焦慮的測量工具，本研究的目的是將多維考試焦慮量表進(jìn)行漢化，并檢驗(yàn)其在中國中學(xué)生群體中的信效度，為探究中國青少年的考試焦慮提供科學(xué)的測量工具。

二、研究方法

（一）研究對象

采用方便取樣對貴州、重慶周邊的中學(xué)發(fā)放1 800份問卷，其中有效回收1 759份，女生1 002人（56.96%），男生757人（43.04%）；初一432人（24.56%）、初二229人（13.02%）、初三41人（2.33%）、高一677人（38.49%）、高二380人（21.60%），缺失值大于5的被試被剔除，其余缺失數(shù)據(jù)采用中位數(shù)補(bǔ)齊。

（二）研究工具

Putwain等人2020年發(fā)表的多維考試焦慮量表（Multidimensional Test Anxiety Scale），包括四個維度16個題目，分別為憂慮（W）、認(rèn)知干擾（CI）、緊張（T）、生理指標(biāo)（PI），每個維度有四個題目。采用李克特五點(diǎn)計(jì)分，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”。

（三）方法

通過翻譯和回譯等程序，把英文版MTAS的16個項(xiàng)目譯成中文。采取隨機(jī)分配，將樣本分為樣本一與樣本二分別進(jìn)行探索性因素分析與驗(yàn)證性因素分析。使用完整的樣本進(jìn)行信效度分析以及測量不變性檢驗(yàn)。

三、結(jié)果

（一）探索性因素分析

Tabachnick amp; Fidell提出KMO①的抽樣充分性測量值gt;=0.60，巴特利球形檢驗(yàn)的卡方值達(dá)到顯著滿足數(shù)據(jù)的可分解性［10］。樣本一結(jié)果顯示KMO=0.921，χ2（120）=14 288.28，plt;0.001。平行分析將EFA②樣本的特征值與隨機(jī)排序的數(shù)據(jù)集進(jìn)行比較。如果樣本的特征值大于隨機(jī)數(shù)據(jù)集的特征值，則保留因子（Carpenter，2018）［11］?；谄叫蟹治鰏cree圖，初步提取了一個4因子解決方案。Carpenter（2018）建議大于0.32的載荷是可接受的，交叉負(fù)荷大于0.32的項(xiàng)目被排除在外［11］。將出現(xiàn)交叉載荷的項(xiàng)目排除在外，再進(jìn)行EFA，依次刪除了項(xiàng)目5、4、16得到了13個條目的四維結(jié)構(gòu)，考試焦慮的所有項(xiàng)目共同性在0.448到0.777之間，是令人滿意的。如表1所示，各個項(xiàng)目所屬因子與英文版所提出的測量結(jié)構(gòu)相同。

（二）項(xiàng)目分析

為了檢驗(yàn)量表的同質(zhì)性，使用了整體樣本計(jì)算了多維考試焦慮的題總相關(guān)，每個項(xiàng)目的項(xiàng)目總相關(guān)值gt;=0.30被認(rèn)為是足夠的，但應(yīng)該以0.3—0.70為目標(biāo)，以實(shí)現(xiàn)更大程度的同質(zhì)性（De Vaus，2004）［12］。如表2所示，多維考試焦慮量表的題—總相關(guān)范圍在0.53到0.78之間，表明良好的同質(zhì)性。

（三）信度

McDonald’s ω，是比Cronbach’s alpha（α）偏差更小的信度估計(jì)，因?yàn)樗紤]了項(xiàng)目和結(jié)構(gòu)之間的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度以及項(xiàng)目特定的測量誤差（Zinbarg，Revelle，Yovel，amp; Li，2005），McDonald’s ω的可接受值是0.7及以上［13］。使用整體樣本數(shù)據(jù)計(jì)算alpha系數(shù)、omega系數(shù)與各子維度分?jǐn)?shù)間的相關(guān)，如表3所示，各子量表間相關(guān)，且信度估計(jì)良好。

（四）效度

1.驗(yàn)證性因子分析

為進(jìn)一步考察量表的結(jié)構(gòu)，比較模型選取了一階單因素、一階四因素與二階四因素模型進(jìn)行比較，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果如表4所示，一階四因素與二階四因素皆優(yōu)于單因素模型。

2.聚合效度與區(qū)分效度

我們檢驗(yàn)了考試焦慮與學(xué)習(xí)自我效能感、學(xué)校歸屬感、社交焦慮、教養(yǎng)方式總分及其各維度分的克隆巴赫α系數(shù)。結(jié)果顯示，考試焦慮除了與學(xué)習(xí)自我效能感無顯著相關(guān)外，在其余量表上均顯著相關(guān)?？荚嚱箲]與社交焦慮的相關(guān)性最大，與學(xué)校歸屬感的相關(guān)性最小。表5三種模型的擬合指數(shù)考試焦慮與社交焦慮的相關(guān)性最大，與學(xué)校歸屬感的相關(guān)性最小。

（五）測量不變性

為了有效（即測試不偏向于某一組或另一組），必須證明測量不變性（Van De Schoot，Lugtig amp; Hox，2012）。如果問卷測量的是跨群體或跨時間點(diǎn)具有相同結(jié)構(gòu)和意義的相同結(jié)構(gòu)，則該評估工具被稱為測量不變量（Van De Schoot，et al.，2012）［14］。相反，如果心理測量結(jié)構(gòu)顯示測量不變性，則表明該工具對不同群體（如男性和女性參與者）或不同測量點(diǎn)（如前測試和后測試）具有不同的結(jié)構(gòu)或意義，因此這些工具不能跨群體或跨時間進(jìn)行有意義的測試或解釋（Putnick amp; Bernstein，2016）［15］。并根據(jù)Chen（2007）提出的建議建立了模型評估的截至標(biāo)準(zhǔn)［16］。因此，更嚴(yán)格的不變量模型的可接受模型擬合為：對于度量不變量（即，等因子負(fù)載），ΔCFIlt;0.01，ΔTLIlt;0.01，ΔRMSEAlt;0.015和ΔSRMRlt;0.03；對于標(biāo)量不變量（即，等項(xiàng)截距），ΔCFIlt;0.01，ΔTLIlt;0.01，ΔRMSEAlt;0.015和ΔSRMRlt;0.01。

1.性別不變性

如表6所示，MTAS的結(jié)構(gòu)在男生與女生形態(tài)基本相同，形態(tài)等值性是其他測量不變性檢驗(yàn)的前提條件，只有滿足了形態(tài)等值才進(jìn)行后續(xù)的檢驗(yàn)步驟的有意義。在性別的測量不變性檢驗(yàn)中，MTAS滿足嚴(yán)格等值的條件。

2.年級不變性

MTAS的結(jié)構(gòu)在初中與高中形態(tài)基本相同，形態(tài)等值性是其他測量不變性檢驗(yàn)的前提條件，只有滿足了形態(tài)等值才進(jìn)行后述的檢驗(yàn)步驟的有意義。弱等值性是在形態(tài)等值性的基礎(chǔ)上進(jìn)行的。為了檢驗(yàn)弱等值，我們限制不同組別的因子負(fù)荷相等，若模型擬合不存在顯著差異，弱等值成立。在強(qiáng)等值檢驗(yàn)中，因子負(fù)荷、截距被限制為相等。在年級的測量不變性檢驗(yàn)中，MTAS滿足嚴(yán)格等值的條件。

四、結(jié)論

信度檢驗(yàn)中總分與各維度的個信度系數(shù)都達(dá)標(biāo)，證明MTAS有著良好的信度，效度檢驗(yàn)中，與同是測量焦慮的社交焦慮有著高度相關(guān)，與正向積極的家庭教養(yǎng)方式呈負(fù)相關(guān)，與負(fù)向消極的家庭教養(yǎng)方式呈正相關(guān)。且驗(yàn)證性因素分析的因子結(jié)構(gòu)也得到證明。在測量不變性檢驗(yàn)中，年級與性別都能達(dá)到嚴(yán)格等值的程度，MTAS的跨組不變性在人口學(xué)變量中得到驗(yàn)證。綜上所述，MTAS適用于中國的青少年群體。

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