正念注意觉知量表IRT分析研究

赵守盈　石艳梅　郭海辉

摘要 正念注意觉知量表（MAAS）是测量正念注意水平最常用的量表之一，以中小学教师为被试，以项目反应理论用方法与技术对量表各项目的区分度、域值和信息函数峰值4个参数做了分析探讨。结果显示MMAS支持单维性假设，具有良好的心理测量学指标，对正念注意水平的测量具有较高的精准性。量表存在6个信息量很高的项目，其信息量之和接近量表总信息量的70%，提示这几个项目可以构成一个简式量表。对新量表做验证性因素分析，各项指标达到要求。

关键词 IRT，正念，骨干教师。

分类号 B842.3

1.引言

正念（Mindfulness）是源于东方禅修的一种有意识、非评判的对当前状态进行注意的方法，也是一种意识状态或心理过程（汪芬，黄宇霞，2011）。目前最为广泛接受的正念定义是由卡巴金提出的“一种有目的、不评判的将注意力集中于此时此刻的方法”（Kabat，2003）。这一概念强调开放、接纳和此时此刻。正念注意觉知是有目的且不作任何判断地将注意力集中在自身当前时刻的活动与状态的心理活动过程。关于正念的研究不仅具有重要的学术价值，也具有重要的应用价值（Bishop，et al.，2004），越来越受到心理学研究者的关注。尽管研究者在正念注意觉知的准确操作性定义及其精确测量上付出了很大的努力，但是争议却仍然存在（Leary & Tate，2007）。传统上，正念涉及到两个认知体验过程的参与。它们是培养佛教徒所说的“裸注意”（BareAttention）或者“分离观察”，由此发展出对现象的洞察力。这种洞察力需要每时每刻都努力去觉察现象，并完全如其本来的样子去觉知它；同时需要理解即时性的思想或情感活动的内省觉知（Rapgay &Bystrisky，2009），这种内省觉知将裸注意与观察者的自我发生关联，使其产生更多的意义并衍生出其它东西。临床心理学家为给正念做出一个既具有训练操作性又具有测量可行性的操作定义付出了很多努力。Bishop等（2004）对正念的结构做了分析，提出正念包含两个基本心理成分。第一个成分为注意的自我调控，将注意保持在即时经验上；第二个成分为对自我即时经验的指向，这一指向带有好奇性、开放性和接受性特点。

有学者认为这个详尽的定义不能很好地代表正念的特点，反而导致对正念如何发展的误解（Leary& Tate，2007）。Rapgay和Bystrisky（2009）强调正念应该结合集中注意力和分析型冥想结构。

也有学者对基于正念思想的心理疗法也提出了异议（Hofmann & Asmundson，2008）。尽管基于正念的心理干预（Mindfulness-based intervention，MBI）被多数学者认为是对生理和心理症状的干预有效（Grossman。Niemann，Schmidt，& Walach，2004；Hofmann，Sawyer，Witt，& Oh，2010），但这一领域中关于正念的操作定义也存在较大分歧，这就引起一些学者对正念量表的测量目标产生了质疑，即现有的针对正念的量表是否测量的同一心理结构（Rosch，2007）。Grossman（2008）针对正念自陈式量表提出了几个问题，包括量表结构，潜在测量偏差，对测验项目的误解等（Van，Earleywine，&Danoff，2009）。最近有研究发现美国和泰国样本完成正念注意觉知量表（Mindful Attention AwarenessScale，MAAS），两样本的平均值没有显著性差异（Brown & Ryan，2003），但这两个样本在对冥想和佛教思想的态度确实存在很大差异。自陈式正念量表通常有很好的外部效度，但其结构自身的表征存在明显不足，也就是说对这一心理结构自身的机制理解与解释不够，这也正是建立量表结构效度的重要成分。但从这点看，MAAS可能是结构表征问题的一个例外，它拥有非常好的认知心理学理论基础，在挑选项目方面量表编制者也做了很深入的思考，认为人们处于非专注的状态比专注的状态更多，所以挑选反映非专注的项目更有利于被试回答（Brown & Ryan，2003）。另外，研究发现MAAS的测量结果与大脑活动（Creswell，Way，Eisenberger，& Lieberman，2007）、MBIs治疗效果（Michalak，Heidenreich，Meibert，& Schulte，2008）之间存在的高相关。目前，关于正念的研究已经也引起了国内学者的关注，有学者对MAAS做了翻译与修订（陈思佚，崔红，周仁来，贾艳艳，2012），提出的MAAS中文版具有较高的信效度。但国内关于MAAS的研究也处于刚刚开始，有必要运用现代测量理论与技术做更为深入的研究。

经典测量理论体系较为完整，使用广泛。但其局限性也引起越来越多的关注。从已有研究看，经典测量理论的局限性主要表现为：（1）测验结果拓广的有限性；（2）项目质量参数的样本依赖性；（3）信、效度估计的不精确性；（4）能力量表与难度量表的不一致性（漆书青，戴海崎，丁树良，2002）等。项目反应理论（IRT）是在克服经典测量理论（CTT）不足的基础上提出的新的心理测量方法，并已经被广泛应用于人格、教育及能力测量中。IRT的项目参数具有跨样本不变性，研究者可以根据项目与被试特质之间的匹配，选择对于测量被试特质拥有最大测量精度的项目。通过项目特征曲线（ICC）和项目信息曲线（Item Information Curve）可以很容易地对项目的测量误差做出估计。

MAAS为多级记分问卷，而等级反应模型（De Ayala，2009；Embretson & Reise，2000；Ostini &Nering，2005；Samejima，1969）是一种适用于测量多级反应问卷的模型。所以本研究中使用等级反应模型。

2.研究方法

2.1 被试

以2012年参加贵州师范大学国培计划培训的500名贵州省中小学教师为对象，发放问卷500份，收回450份。被试专业包括小学科学、初中美术、小学美术、初中英语、小学英语。

2.2 研究工具

对正念注意觉知量表进行回转翻译，得到正念注意觉知量表的中文版。正念注意觉知量表拥有15个项目（Brown & Ryan，2003），均为5级记分，从非常同意到非常不同意。

2.3 分析工具

采用SPSS16.0对数据进行管理，根据项目反应理论运用软件Multilog7.03对项目进行参数分析。使用AMOS17.0对修订后的量表做验证性因素分析，验证修订后量表是否为单维结构。

3.结果

3.1 正态分布检验及信度分析

数据呈正态分布，（Skewness和Kurtosis值都小于1），排除49份缺失值太严重的数据，问卷的内部一致性信度为0.93，大于0.7。

3.2 单维性检验

项目反应理论要求量表具有单维性。常用来证明量表单维性的方法就是应用SPSS对数据进行主成分分析，若第1因子的特征根接近或大于第2个因子特征根3倍，则该量表具有单维性。本研究当中（如表1所示），第一个因子是第二个因子的6.25倍，表明单维性成立。适合做项目反应分析。

3.3 项目参数的估计

MAAS量表中区分度的平均值为2.07。根据项目反应理论，信息量和区分度成正比关系。如果区分度太小，说明题目提供的信息量不足。所有项目的区分度都大于0.30，说明各个项目提供的信息较理想（臧运洪，赵守盈，陈维，潘运，张禹，2012）。

MAAS量表中阈值b（Threshold）的取值范围在-2.57-4.96之间，可见此量表在阈值上的变化幅度较大，如图1所示，两曲线的交叉点为阈值b，第一个选项和第二个选项的交叉点为b1，第二个选项和第三个选项的交叉点为b2，第三个选项和第四个选项的交叉点为b3，第四个选项和第五个选项的交叉点为b4。所有阈值呈单调递增趋势。理论上说，难度b取值在正负无穷之间，但在标准分数量表中，绝大多数的b取值和θ取值都应在正负4之间（臧运洪等，2012）。据此删除≤-4或≥4的项目1、5。从表2中可以看出大多数项目的阈值分布范围较窄且不均匀。有六个项目的阈值均匀分布且分布范围较宽，它们是7、8、9、10、12、15，提示这些项目能区分从低特质到高特质的大范围的被试，这些项目也具有较大的信息量。低信息量对应着对被试特质水平的区分度较低。7，8，9，10，12，15这6个项目占有的信息量占总信息量的66.5%。六个项目形成的分量表的内部一直性系数为0.87。跟总量表相比，内部一致性系数只下降0.06。表2中列出了每一个项目的信息量，也列举了信息量占总体的百分比。结果提示，运用这6个项目组成的简化量表也可以有效测量人们的正念注意觉知水平。

3.4 验证性因素分析

本量表是单维结构，量表的因素为一个。使用AMOS17.0对删除了1，5项目的新量表做验证性因素分析（结果如图2所示）。在结构方程模型分析中，有多种评价模型拟合的指标。拟合标准分别为：X²/df大于10表示模型很不理想，小于5表示模型可以接受，小于3则模型较好，但样本容量越大，则X²/df越大（Cox，Enns，& Clara，2002）；NFI、TLI、CFI应大于或接近0.90，越接近1越好（Henderson，Donatelle，& Acock，2002）；RMSEA处于0和1之间，临界值为0.08，越接近0越好（侯杰泰，温忠麟，成子娟，2004）。本研究的分析结果见表3。结果显示X²/df为3.15，小于5可以接受。RMSEA为0.07，小于0.08可以接受，NFI为0.93，TLI为0.93，CFI为0.95，均大于0.9且小于1，数据较为理想。这些指标均在可以接受范围内。

4.讨论与结论

4.1 讨论

本研究运用项目反应理论对目前国际上最流行的自陈式正念注意觉知量表（MAAS）做了分析。测试结果呈正态分布，（skewness和Kurtosis值都小于1），与测验编制者的初始假设相符合。从量表结构看，第1因子的特征根为第2个因子特征根的6.25倍，说明该量表具有单维性，再次证明该量表属单维量表，与国内研究结果相一致（陈思佚，崔红，周仁来，2012）。所有项目的区分度都大于0.3，说明所有项目区分度较为理想。但多数项目的阈值分布范围不够宽，且分布不够均匀，这与国外研究结果一致（Nicholas，2010）。量表中6个项目的阈值均匀分布且分布范围较宽（7，8，9，10，12，15），其信息量达到总量表信息量的66.5%，由这6个项目组成的简式量表内部一致性信度较高（0.87），与整个量表的内部一致性信度接近。这一结果支持了已有研究的发现（Nicholas，2010；陈思佚，等，2012）。分析7，8，9，10，12，15项目的内容发现，项目概括性越强的项目信息量越大。对新量表做验证性因素分析，发现各项指标达到拟合要求。本研究以贵州省中小学教师作为被试，样本人群比较单一，今后的研究应该将样本扩大到全国各类人群，以便更好地探索正念的结构。

4.2 结论

以贵州省骨干教师为被试，通过IRT理论分析方法，发现MAAS量表具有良好的信度与效度，为中国背景下对于正念的研究提供了有效的测量工具。6个信息量较高的项目可以组成简式量表，其内部一致性信度符合要求，信息量为15个项目的总信息量的66.5%。对新量表做验证性因素分析，各项指标达到拟合要求。