顏培玲，陳 堅(jiān)

(1.閩江學(xué)院學(xué)生工作部，福建 福州 350108；2.福建師范大學(xué)心理學(xué)系，福建 福州 350117)

一、前言

注意風(fēng)格是一個(gè)全新的概念，首見于2018年法國(guó)Calstera等人的理論及其編制的注意風(fēng)格量表(The Attentional Style Questionnaire, ASQ)中。注意風(fēng)格量表測(cè)量的是個(gè)體在與任務(wù)相關(guān)的刺激上保持注意力且不受干擾刺激影響的能力。[1]原研究中注意風(fēng)格包含了內(nèi)部控制導(dǎo)向和外部控制導(dǎo)向兩個(gè)維度。2019年,美國(guó)Kraft J.D.等人對(duì)該量表的內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行了美國(guó)本土化的修訂與驗(yàn)證，結(jié)果顯示，注意風(fēng)格量表能夠?qū)箲]、抑郁以及擔(dān)憂行為進(jìn)行有效預(yù)測(cè)。[2]由于注意風(fēng)格的研究才剛剛起步，目前利用注意風(fēng)格量表進(jìn)行的實(shí)證研究還為數(shù)不多，但已有研究均證明了量表具有良好的信效度。

從理論與實(shí)踐的角度來(lái)看，注意風(fēng)格量表的翻譯和修訂對(duì)個(gè)體的注意控制能力以及精神病理學(xué)的研究都具有較為重要的意義。首先，認(rèn)知過(guò)程的伊始是注意，影響心理操作成效的也是注意。注意控制是一種自適應(yīng)策略, 能夠使個(gè)體維持對(duì)內(nèi)部狀態(tài)和外部環(huán)境的注意，而過(guò)濾掉比較不重要的信息。[3]同時(shí)，對(duì)于個(gè)體的精神健康而言，在需要注意參與的任務(wù)中,個(gè)體受到干擾物影響的風(fēng)格差異(注意控制能力差異)是導(dǎo)致部分心理疾病發(fā)生的重要因素。個(gè)體對(duì)注意的控制能力越差，記憶效果就越差,甚至容易導(dǎo)致情緒控制能力差。此外，研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)焦慮的個(gè)體深受來(lái)自內(nèi)部干擾物的影響，常將注意轉(zhuǎn)向內(nèi)部，例如他們總是被失敗事件及有關(guān)自我失敗的內(nèi)在思維所包圍。[4]從焦慮的認(rèn)知模型及注意力控制理論來(lái)看，焦慮也被認(rèn)為與注意控制不良有關(guān)，而注意控制不良不僅會(huì)導(dǎo)致焦慮癥狀，還會(huì)導(dǎo)致社交能力低下。[5-7]且有證據(jù)表明，由于難以擺脫憂慮、焦慮沉思和威脅信息，缺乏對(duì)此類信息的注意控制可能是導(dǎo)致病態(tài)焦慮的危險(xiǎn)因素，這可能會(huì)增加焦慮行為的發(fā)生概率。[5,7]另外，根據(jù)抑郁的元認(rèn)知模型，自我聚焦注意是造成抑郁的重要原因[8]，而自我聚焦的產(chǎn)生也與內(nèi)部刺激，如自我的思維、情感、外表等注意干擾物的影響有關(guān)[9]。然而，不可否認(rèn)的是，來(lái)自外界干擾物對(duì)患者注意的影響也是重要的。因?yàn)橐钟魝€(gè)體也容易受到外界信息影響，但由于反饋往往是負(fù)面的，便逐漸內(nèi)化成認(rèn)知的偏差。[10-11]因此推測(cè)，抑郁個(gè)體容易受到內(nèi)外兩種注意干擾源的共同影響，即具有容易同時(shí)受內(nèi)部與外部干擾因素影響的心理特質(zhì)。同時(shí)注意力控制的缺陷，也可能與其他因素有關(guān)，如擔(dān)憂、沉思和重復(fù)性等消極思維。[12-14]上述事實(shí)說(shuō)明，個(gè)體對(duì)內(nèi)部或者外部干擾物的注意控制能力(注意風(fēng)格)對(duì)理解個(gè)體心理健康狀況，理解精神病理學(xué)的關(guān)鍵機(jī)制至關(guān)重要。其次，目前國(guó)內(nèi)還沒有一個(gè)很好的工具來(lái)測(cè)量個(gè)體注意風(fēng)格。最早的相關(guān)量表源于精神病理學(xué)的注意力控制量表。[15]該量表測(cè)量的是外部導(dǎo)向的注意控制能力，即個(gè)體對(duì)外部環(huán)境進(jìn)行有意識(shí)、有目的處理的能力。然而，對(duì)于許多心理疾病而言，影響個(gè)體癥狀的干擾因素更多來(lái)自于個(gè)體內(nèi)部，比如抑郁與焦慮中的負(fù)性思維和自我概念等。這是一種內(nèi)部導(dǎo)向的自上而下的注意。而“注意力控制量表”缺乏這一維度的測(cè)量，引入注意風(fēng)格量表將能彌補(bǔ)這一缺陷，為注意力的研究提供更便捷的測(cè)量工具。

總之，如果該量表能夠被成功修訂并在我國(guó)推廣，將有助于進(jìn)一步考證量表的文化適用性。該量表可以考察與分析個(gè)體對(duì)于注意干擾物敏感性的特點(diǎn)，確定個(gè)體究竟易受來(lái)自哪一方面注意干擾因素的影響，從而有助于采取措施消除干擾因素，提升執(zhí)行任務(wù)時(shí)的注意力。這不論是對(duì)于有心理疾病的人群，還是心理健康人群，都將具有積極的理論與臨床意義。因此，本研究目的在于翻譯英文版ASQ，并在福建大學(xué)生群體中進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。

二、研究對(duì)象與研究方法

(一)研究對(duì)象

選取2018年Calstera等人編制的量表[1]，被試年齡為18～45歲。量表的內(nèi)部一致性信度為0.79，且原量表經(jīng)過(guò)嚴(yán)格的探索性和驗(yàn)證性因素分析，最終形成內(nèi)部控制導(dǎo)向(7個(gè)題項(xiàng))與外部控制導(dǎo)向(5個(gè)題項(xiàng))兩個(gè)維度(CFI=0.89, RMSEA=0.08, SRMR=0.07)，共12個(gè)題項(xiàng)。量表采用5點(diǎn)計(jì)分法(1=完全不同意; 2=不同意；3=有些不同意；4=有些同意；5=完全同意)，得分范圍是12～60分。根據(jù)內(nèi)部控制導(dǎo)向和外部控制導(dǎo)向的平均分22和18，又將被試細(xì)分為外部控制導(dǎo)向型、內(nèi)部控制導(dǎo)向型和易受干擾型、不易受干擾型的注意風(fēng)格個(gè)體。外部控制導(dǎo)向型個(gè)體主要受外部的刺激控制，容易受外界刺激干擾；內(nèi)部控制導(dǎo)向型個(gè)體主要受內(nèi)部干擾物，如信念、想法等控制，較不容易受外界刺激干擾；而易受干擾型個(gè)體既容易受外部刺激干擾，又容易受內(nèi)部干擾物影響。由于外部控制導(dǎo)向和內(nèi)部控制導(dǎo)向的注意狀態(tài)是對(duì)立的，因而量表設(shè)計(jì)的項(xiàng)目反映了兩個(gè)注意狀態(tài)之間的連續(xù)性。

(二)研究方法

1.準(zhǔn)備施測(cè)

本研究在獲得原量表作者的授權(quán)之后，首先由1名留美心理學(xué)副教授將英文版翻譯成中文, 然后由另1名英語(yǔ)專業(yè)研究生進(jìn)行回譯，并將回譯的英文量表與原始量表進(jìn)行比對(duì)和修改，使其既不違背英文原義，又符合中文表達(dá)習(xí)慣。最后由兩位心理學(xué)專業(yè)博士后閱讀翻譯后的中文量表，并對(duì)其語(yǔ)言表達(dá)的清晰度作出評(píng)價(jià)，結(jié)果令人滿意。

問(wèn)卷發(fā)放前，筆者對(duì)翻譯后的注意風(fēng)格問(wèn)卷進(jìn)行了預(yù)實(shí)驗(yàn)，以20名心理學(xué)專業(yè)的碩士生作為被試，考察問(wèn)卷項(xiàng)目的語(yǔ)義表達(dá)清晰度。結(jié)果顯示，問(wèn)卷的項(xiàng)目表達(dá)清晰，項(xiàng)目不存在異議，可用于后續(xù)研究。

2.正式施測(cè)

選取福建省3所高校的部分學(xué)生作為研究對(duì)象，分別進(jìn)行了3次取樣工作，共發(fā)放問(wèn)卷715份，回收715份。對(duì)其中明顯存在規(guī)律填寫和填寫不完整的問(wèn)卷進(jìn)行刪除，得到有效問(wèn)卷671份,有效率為93.85%。被試分布情況詳見表1。其中，樣本1：被試268人，平均年齡為20.83歲(SD=2.70)，用于量表的探索性因素分析；樣本2：被試291人，平均年齡為20.49歲(SD=1.67)，用于驗(yàn)證性因素分析與效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度等信效度分析；樣本3：間隔1個(gè)月后，重新調(diào)查112名，平均年齡為20.00歲(SD=2.30)，用于檢驗(yàn)量表的重測(cè)信度。

3.基于認(rèn)知失敗量表的效度檢驗(yàn)方法

采用由Broadbent等[16]編制、周揚(yáng)[17]修訂的認(rèn)知失敗量表中文版(CFQ)作為校標(biāo)工具進(jìn)行效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度的檢驗(yàn)。量表的內(nèi)部一致性信度為0.86，重測(cè)信度為0.87。量表共25題，5個(gè)維度，采用5點(diǎn)計(jì)分法，得分越高，認(rèn)知失敗程度越高。由于注意是認(rèn)知活動(dòng)的重要心理?xiàng)l件，無(wú)法有效集中注意力將容易導(dǎo)致認(rèn)知任務(wù)失敗。認(rèn)知失敗量表是測(cè)量個(gè)體完成認(rèn)知任務(wù)的表現(xiàn)，即個(gè)體本可以在正常能力范圍內(nèi)完成的任務(wù)，卻因?yàn)楦蓴_物、記憶力等影響而導(dǎo)致認(rèn)知失敗。故本研究將其作為注意風(fēng)格量表中文版的校標(biāo)問(wèn)卷。

表1 大學(xué)生被試分布情況

4.統(tǒng)計(jì)方法

采用SPSS20.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行信效度分析，用 Mplus Editor 7.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。

三、檢驗(yàn)結(jié)果

(一)項(xiàng)目分析

首先對(duì)樣本 1采用高低分組法進(jìn)行項(xiàng)目分析，結(jié)果作為篩選和修訂量表的指標(biāo)。結(jié)果(表2)顯示，所有項(xiàng)目的鑒別度良好，全部進(jìn)入探索性因素分析。

表2 中文版注意風(fēng)格量表項(xiàng)目分析結(jié)果(n=268)

(二)探索性因素分析

采用樣本1首先進(jìn)行KMO檢驗(yàn)及Bartlett球形檢驗(yàn)，KMO的值為0.790，Bartlett球形檢驗(yàn)的值為584.449，df=66，P<0.001，表明可進(jìn)行因素分析。隨后采用主成分分析法和旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行分析，抽取得到特征根大于1的兩個(gè)維度，二者貢獻(xiàn)率為40.948%。因項(xiàng)目2經(jīng)過(guò)探索性因素分析被歸為明顯不屬于原量表的外部維度，故將項(xiàng)目2刪除。刪除題項(xiàng)后重新進(jìn)行探索性因素分析同樣得到兩個(gè)維度，并且這兩個(gè)維度所有項(xiàng)目的貢獻(xiàn)率提升至42.673%。探索性因素分析結(jié)果如表3所示。從表3可見，ASQ中文修訂版與ASQ英文版中的維度結(jié)構(gòu)一致，表明英文版的ASQ結(jié)構(gòu)具有跨文化性，且各項(xiàng)目負(fù)荷均大于0.4，表明各項(xiàng)目負(fù)荷良好。

表3 探索性因素分析結(jié)果(n=268)Tab.3 Exploratory factor analysis results(n=268)

(三)效度

1.結(jié)構(gòu)效度

運(yùn)用Mplus version 7，對(duì)樣本2的數(shù)據(jù)以最大似然法進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析(CFA)，結(jié)果(圖1)顯示，各路徑系數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù))均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。同時(shí)檢驗(yàn)兩維度模型的擬合情況，結(jié)果(表4)顯示，刪除題項(xiàng)2 的模型2顯著優(yōu)于12題項(xiàng)的模型1，因此經(jīng)翻譯和修訂的注意風(fēng)格量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

圖1 驗(yàn)證性維度分析(n=291)Fig.1 Confirmatory factor analysis of the questionnaire(n=291)

表4 注意風(fēng)格量表驗(yàn)證性因素分析模型擬合指標(biāo)比較

2.內(nèi)容效度

本研究依據(jù)翻譯和修訂形成的量表，在邀請(qǐng)相關(guān)專家提出修改意見并結(jié)合試測(cè)結(jié)果再次進(jìn)行調(diào)整及修訂后，還請(qǐng)了兩位心理學(xué)副教授對(duì)量表內(nèi)容效度進(jìn)行評(píng)分，針對(duì)一些可能引起歧義或誤解的詞語(yǔ)進(jìn)行修改，確保所有條目都能夠準(zhǔn)確表達(dá)所要求的內(nèi)容，從而有效保證了問(wèn)卷的內(nèi)容效度。結(jié)果顯示量表的項(xiàng)目匹配性平均分為2.545(滿分3分)，清晰性平均分為2.77(滿分為3分)，具有良好的內(nèi)容效度。

3.校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

運(yùn)用樣本2將注意風(fēng)格量表的兩個(gè)維度與認(rèn)知失敗總分進(jìn)行皮爾遜相關(guān)分析(表5)。

表5 注意風(fēng)格量表的校標(biāo)關(guān)聯(lián)效度(n=291)

表5顯示注意風(fēng)格的兩個(gè)維度均與認(rèn)知失敗呈顯著正相關(guān)。其中，內(nèi)部控制導(dǎo)向與認(rèn)知失敗呈中度正相關(guān)(r>0.3)，外部控制導(dǎo)向與認(rèn)知失敗呈低度正相關(guān)(r<0.3)。為了進(jìn)一步考察兩者的關(guān)系，運(yùn)用樣本2進(jìn)行分層線性回歸分析，結(jié)果(表6)發(fā)現(xiàn)，在控制內(nèi)部控制導(dǎo)向?qū)φJ(rèn)知失敗的影響后，外部控制導(dǎo)向不再能預(yù)測(cè)認(rèn)知失敗總分。

(四)信度檢驗(yàn)

對(duì)樣本2進(jìn)行內(nèi)部一致性信度檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，總量表的分半信度為0.770，內(nèi)部一致性信度為0.735，內(nèi)部控制導(dǎo)向的信度為0.713，外部控制導(dǎo)向的信度為0.609，修訂版本信度良好。測(cè)試完成兩周后，采用樣本3的數(shù)據(jù)，對(duì)重測(cè)樣本進(jìn)行信度分析，結(jié)果顯示，總量表的重測(cè)信度為0.770，外部控制導(dǎo)向重測(cè)信度為0.717，內(nèi)部控制導(dǎo)向重測(cè)信度為0.652，樣本重測(cè)信度良好。

表6 注意風(fēng)格兩個(gè)維度對(duì)認(rèn)知失敗總分的回歸分析結(jié)果(n=291)

(五)注意風(fēng)格的個(gè)體差異分析

依據(jù)原作者的做法，以合并后的樣本2和樣本3被試在內(nèi)部控制導(dǎo)向和外部控制導(dǎo)向上的平均分18和15作為劃分依據(jù)，統(tǒng)計(jì)個(gè)體注意風(fēng)格4種類型的分布情況，結(jié)果如表7、圖2所示。

表7 注意風(fēng)格量表4種類型的占比(n=403)

圖2 注意風(fēng)格量表的4種類型(n=403)Fig.2 Four style types of the questionnaire(n=403)

此外，筆者也運(yùn)用獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)對(duì)合并后的樣本2和樣本3進(jìn)行分析，結(jié)果(表8)顯示，兩個(gè)分量表在性別因素上無(wú)顯著性差異，這和量表原作者的檢驗(yàn)結(jié)果一致，說(shuō)明注意風(fēng)格與性別無(wú)關(guān)。

表8 不同性別在注意風(fēng)格上的差異(n=403)

四、討論

注意風(fēng)格量表測(cè)量的是個(gè)體究竟受到哪一種類型的干擾物刺激，體現(xiàn)了個(gè)體對(duì)注意控制的差異。本研究表明，國(guó)內(nèi)修訂的注意風(fēng)格量表同樣包含兩個(gè)維度，即內(nèi)部控制導(dǎo)向和外部控制導(dǎo)向，與原量表一致，說(shuō)明注意風(fēng)格量表具有跨文化的一致性。原量表中的項(xiàng)目2“總的來(lái)說(shuō)，我可以控制自己的思想，不讓自己被其他想法干擾而分散注意力”歸屬于內(nèi)部控制導(dǎo)向，然而，本研究的探索性因素分析結(jié)果則顯示，該項(xiàng)目被歸為外部控制導(dǎo)向，這可能是因?yàn)榉g成中文后，大學(xué)生被試對(duì)其內(nèi)容產(chǎn)生了不同的理解。為保證項(xiàng)目表達(dá)的明確性，對(duì)該項(xiàng)目進(jìn)行刪除。刪除項(xiàng)目2后的兩維度對(duì)方差的總貢獻(xiàn)率達(dá)到42.673%，且刪除項(xiàng)目2后的模型2(CFI=0.912)比12題項(xiàng)的模型1(CFI=0.871)擬合度有了較大提升，說(shuō)明修訂后的2因素量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。修訂后量表與認(rèn)知失敗得失呈中度正相關(guān)，說(shuō)明效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度良好。修訂版總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.735以上，一個(gè)月后量表的重測(cè)信度系數(shù)達(dá)到了0.777。這些指標(biāo)說(shuō)明量表信效度均符合心理測(cè)量學(xué)的要求，可以應(yīng)用于判定中國(guó)大學(xué)生的注意力的影響因素。此外，與原量表作者的研究結(jié)果一樣，修訂后的注意風(fēng)格量表得分在性別因素上的無(wú)顯著差異，這說(shuō)明注意風(fēng)格不僅具有跨文化一致性，也具有跨性別的一致性。

在效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度的檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制導(dǎo)向得分與認(rèn)知失敗中度正相關(guān)，外部控制導(dǎo)向得分與認(rèn)知失敗呈現(xiàn)低度正相關(guān)。在控制了內(nèi)部控制導(dǎo)向得分之后，外部控制導(dǎo)向得分對(duì)認(rèn)知失敗的預(yù)測(cè)作用就不再顯著，這與Calstera等人[9]的研究結(jié)果是一致的。結(jié)果說(shuō)明兩點(diǎn)，一是進(jìn)一步證實(shí)了注意是認(rèn)知失敗的基礎(chǔ)，印證了之前一些學(xué)者[18-19]的研究。例如，多項(xiàng)研究表明，個(gè)體持續(xù)注意的能力與認(rèn)知失敗相關(guān)。我們認(rèn)為，注意風(fēng)格量表是從相反方向測(cè)試個(gè)體對(duì)相關(guān)任務(wù)的持續(xù)注意的能力，因此今后可以用作測(cè)量個(gè)體持續(xù)注意能力。二是外部干擾刺激對(duì)個(gè)體認(rèn)知任務(wù)的影響，可能是先通過(guò)影響個(gè)體內(nèi)部心理資源，如認(rèn)知、情緒等，間接對(duì)個(gè)體的認(rèn)知失敗產(chǎn)生影響。這可能說(shuō)明，外部干擾刺激是影響個(gè)體認(rèn)知失敗的間接因素，而內(nèi)部干擾刺激是影響個(gè)體心理健康狀況或活動(dòng)成效的直接因素。另外，由于注意控制不佳與精神病理學(xué)癥狀的增加有關(guān)，而注意力集中能力的增強(qiáng)與精神病理學(xué)的減少有關(guān)[20-21]，因此區(qū)分個(gè)體的注意風(fēng)格可能有助于確定潛在的精神病理學(xué)因素，并提供對(duì)風(fēng)險(xiǎn)和保護(hù)因素的借鑒。

最后，將大學(xué)生注意風(fēng)格分成4種類型，分別為外部控制導(dǎo)向型、內(nèi)部控制導(dǎo)向型和易受干擾型、不易受干擾型。結(jié)果顯示，不易受干擾型和易受干擾型分別為30.5%和29%，而內(nèi)部控制導(dǎo)向型和外部控制導(dǎo)向型約占40.4%，亦即約2/3的大學(xué)生屬于易受干擾的類型。這說(shuō)明大多數(shù)的大學(xué)生都有注意力不集中，易受刺激干擾的問(wèn)題。

五、結(jié)論與建議

首先，因條件所限，本研究只在福建部分高校大學(xué)生中進(jìn)行調(diào)研，存在被試群體及地域的局限性，但研究意義在于成功修訂了注意風(fēng)格量表中文版，同時(shí)證明了注意風(fēng)格與認(rèn)知失敗的關(guān)系。后續(xù)研究可從如何采取措施應(yīng)對(duì)注意干擾物的影響入手，探索如何通過(guò)改變個(gè)體的注意風(fēng)格來(lái)減少大學(xué)生認(rèn)知失敗的發(fā)生,建議從正念訓(xùn)練、冥想、練太極等方式入手，嘗試改變個(gè)體的注意風(fēng)格。其次，在Kraft等人修訂的注意風(fēng)格量表中，個(gè)體的注意風(fēng)格與個(gè)體的焦慮、抑郁及擔(dān)憂行為有關(guān)[2]，但由于是美國(guó)修訂版，因此筆者僅能推測(cè)出中文修訂版的注意風(fēng)格量表也能預(yù)測(cè)個(gè)體的焦慮、抑郁及擔(dān)憂行為，后續(xù)研究可依據(jù)現(xiàn)有理論進(jìn)行推理,繼續(xù)探討注意風(fēng)格對(duì)個(gè)體負(fù)面情緒的影響，甚至對(duì)于情緒的調(diào)節(jié)作用。最后,由于自我聚焦的產(chǎn)生與內(nèi)部刺激，如自我的思維、情感、外表等注意干擾物的影響有關(guān)[9]，因此筆者推斷，自我聚焦的產(chǎn)生也與注意風(fēng)格相關(guān)，可以通過(guò)引導(dǎo)個(gè)體注意風(fēng)格的改變來(lái)減少自我聚焦的發(fā)生，并探討其發(fā)生機(jī)制。