大學(xué)生沉思反應(yīng)量表的多元概化理論分析

陳功興

(廣西水利電力職業(yè)技術(shù)學(xué)院，廣西　南寧　530023)

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·研究與探索·

大學(xué)生沉思反應(yīng)量表的多元概化理論分析

陳功興

(廣西水利電力職業(yè)技術(shù)學(xué)院，廣西南寧530023)

摘要：采用沉思反應(yīng)量表(RRS中文版)對(duì)955名大學(xué)生進(jìn)行測(cè)試，借助多元概化理論對(duì)沉思反應(yīng)量表的信度進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)RRS中文版、反省深思因子、強(qiáng)迫思考因子的概化系數(shù)分別為0.78230、0.65490、0.65741，結(jié)果表明RRS中文版整體測(cè)量信度高，在反省深思因子、強(qiáng)迫思考因子上也達(dá)到心理測(cè)量學(xué)要求，可以作為沉思的測(cè)量工具。

關(guān)鍵詞：沉思；多元概化理論；信度；抑郁

一、問題的提出

Nolen-Hoeksema提出的反應(yīng)風(fēng)格理論(response styles theory，RST)認(rèn)為沉思(rumination)才是真正引發(fā)抑郁以及影響抑郁持續(xù)時(shí)間的重要易感因素，并編制了有22個(gè)項(xiàng)目的沉思反應(yīng)量表(ruminative responses scale，RRS)，包括三個(gè)因子：對(duì)自我的關(guān)注、對(duì)癥狀的關(guān)注和對(duì)可能的原因、結(jié)果的關(guān)注[1]。Conway，Csank和Holm等研究發(fā)現(xiàn)，RRS中有些項(xiàng)目與貝克抑郁量表 (Beck depression inventory，BDI)的項(xiàng)目有重疊，會(huì)影響量表的效度。為此，Treynor，Gonzalez和Nolen-Hoeksema重新修訂了RRS，把這些與BDI有重疊項(xiàng)目歸為抑郁相關(guān)項(xiàng)目(depression-related)，對(duì)剩余的項(xiàng)目進(jìn)行EFA得到反省深思(reflection)和強(qiáng)迫思考(brooding) 兩個(gè)因子，認(rèn)為反省深思使個(gè)體傾向于認(rèn)知問題的解決，有助于減輕抑郁癥狀；強(qiáng)迫思考使個(gè)體將注意指向消極刺激，沉溺于消極情緒狀態(tài)，是非適應(yīng)性的[1，2]。國(guó)內(nèi)有研究者將RRS英文版翻譯成RRS中文版并進(jìn)行心理測(cè)量學(xué)分析[3，4]，但仍基于沉思的三因子結(jié)構(gòu)，因此基于RRS二因子結(jié)構(gòu)，將RRS英文版翻譯成RRS中文版，并對(duì)其心理測(cè)量學(xué)分析，可為研究者提供關(guān)于沉思的測(cè)量工具，具有重要的實(shí)踐意義。

經(jīng)典真分?jǐn)?shù)理論(CTT)直接沿用物理測(cè)量的觀點(diǎn)，把測(cè)量所獲得的數(shù)字資料簡(jiǎn)單地分為真分?jǐn)?shù)與誤差分?jǐn)?shù)兩部分，視誤差分?jǐn)?shù)為單一而含混的、僅僅是隨機(jī)變化著的“隨機(jī)誤差分?jǐn)?shù)”。雖然經(jīng)典真分?jǐn)?shù)理論在信度估計(jì)上允許特定的誤差來計(jì)算信度系數(shù)，但是在其理論模型中的誤差卻是單一、含混、不反映任何具體特點(diǎn)的“隨機(jī)變異”值，因此無法針對(duì)性地給誤差控制以理論方法指導(dǎo)。概化理論(generalizability theory，GT)卻突破了這種來自物理測(cè)量的簡(jiǎn)單觀念的束縛，采用方差分析的方法，把測(cè)量值劃分為反映測(cè)量目標(biāo)的真分?jǐn)?shù)，以及反映各測(cè)量側(cè)面影響，還有各側(cè)面與目標(biāo)以及彼此間的交互作用影響的諸多部分。概化理論把測(cè)量值的總方差分解成各個(gè)方差分量，以此來考察測(cè)量情境關(guān)系下各測(cè)量條件的影響，從而有理論針對(duì)性地來控制和提高測(cè)量精度[5]。多元概化理論(multivariate generalizability theory，MGT)由Cronbach等提出，解決了測(cè)量目標(biāo)在某個(gè)特定概化全域上具有多個(gè)全域分?jǐn)?shù)等方面的問題[6]。采用MGT方法，根據(jù)RRS中文版所得測(cè)量值的誤差來源不同將誤差分為多個(gè)分量誤差，對(duì)RRS中文版的信度進(jìn)行深入分析和探討，為沉思的相關(guān)研究提供測(cè)量工具及其心理測(cè)量學(xué)分析數(shù)據(jù)。

二、研究對(duì)象與方法

(一)被試

通過便利抽樣，抽取廣西、武漢、北京、黑龍江、江蘇等地18所高校的大學(xué)生為被試，發(fā)放問卷1100份，回收955份，回收率為86.8%。其中男生426人，女生518人，其中11人性別資料缺失。

(二)研究方法

以RRS中文版為測(cè)量工具，共有10個(gè)項(xiàng)目，4級(jí)計(jì)分量表，包含反省深思、強(qiáng)迫思考兩個(gè)因子。采用多元p x i 隨機(jī)測(cè)量模式，測(cè)量目標(biāo)為被試(p)，測(cè)量側(cè)面為測(cè)驗(yàn)項(xiàng)目(i)，基于RRS中文版的兩個(gè)因子原始分?jǐn)?shù)，運(yùn)用Brennan開發(fā)的mGENOVA軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

三、結(jié)果與討論

概化理論(GT)是在經(jīng)典真分?jǐn)?shù)理論(CTT)的基礎(chǔ)上，借助實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和方差分析技術(shù)，分解和控制測(cè)量情境中各種誤差的一種現(xiàn)代測(cè)量理論，多元概化理論是在多元方差分析(MANOVA)對(duì)方差與協(xié)方差分量的分析技術(shù)基礎(chǔ)上建立的。在概化理論分析中，分為概化研究(G研究)和決策研究(D研究)，測(cè)量目標(biāo)指的是測(cè)量的潛在特質(zhì)、特性與結(jié)構(gòu)，測(cè)量側(cè)面指的是各種影響測(cè)量精度的因素；G研究主要確認(rèn)測(cè)量目標(biāo)、測(cè)量側(cè)面及其關(guān)系，運(yùn)用方差分析或多元方差分析的方法來分解各種效應(yīng)的方差和協(xié)方差分量；在G研究的基礎(chǔ)上，D研究依據(jù)最大化概化系數(shù)與最小化誤差的原則，選擇最優(yōu)的測(cè)量方案，為測(cè)驗(yàn)的改進(jìn)提供參考依據(jù)，通常采用改變被試、項(xiàng)目和評(píng)分者的數(shù)量，或?qū)㈦S機(jī)側(cè)面變?yōu)楣潭▊?cè)面等方法來獲取最大的概化系數(shù)[7]。對(duì)RRS中文版進(jìn)行多元概化理論(MGT)的分析，在G研究中，估計(jì)引起分?jǐn)?shù)變異的各種來源的方差與協(xié)方差分量；在D研究中，先估計(jì)RRS中文版兩因子各自的全域分?jǐn)?shù)及概化系數(shù)等技術(shù)指標(biāo)，再估計(jì)全域合成分?jǐn)?shù)、概化系數(shù)及信噪比等指標(biāo)，考查評(píng)定量表總體和各因子信度、確定評(píng)定量表各因子的權(quán)重、評(píng)估測(cè)量方案的信度。

(一)MGT的G研究

由表1可知，反省深思因子和強(qiáng)迫思考因子測(cè)驗(yàn)項(xiàng)目的方差分量(0.04332、0.05244)較小，同時(shí)均小于被試的方差分量(0.18519、0.15864)，這說明兩因子項(xiàng)目造成的誤差較小，項(xiàng)目質(zhì)量較好。反省深思因子和強(qiáng)迫思考因子在效應(yīng)p上的協(xié)方差分量較大(0.15195)、相關(guān)較高(0.88649)。結(jié)果表明，分別用被試在反省深思因子和強(qiáng)迫思考因子上所得分?jǐn)?shù)的高低確定的被試順序一致性較高。表1內(nèi)的數(shù)值都不是均值意義上的數(shù)值，現(xiàn)實(shí)意義不是很明顯，所以需要進(jìn)行D研究[6]。

表1　RRS中文版G研究方差與協(xié)方差分量的估計(jì)

注：矩陣中主對(duì)角線元素為各效應(yīng)在相應(yīng)因子上的方差分量估計(jì)，線以下為因子間協(xié)方差分量估計(jì)，線以上為因子間相關(guān)系數(shù)的估計(jì)。

(二)MGT的D研究

1.兩因子變異來源的方差與協(xié)方差分量估計(jì)

依據(jù)D研究結(jié)果可知樣本均值意義上反省深思、強(qiáng)迫思考兩因子變異來源的方差與協(xié)方差分量矩陣，見表2。結(jié)果顯示，無論在哪一個(gè)因子上，交互作用方差分量(0.09758、0.08267)都不是很大，因此，有理由相信本次RRS中文版的測(cè)量誤差控制得較好。

表2　兩因子變異來源的方差與協(xié)方差分量估計(jì)

注：矩陣中主對(duì)角線以下元素為協(xié)方差、以上元素為相關(guān)系數(shù)。

2.全域分?jǐn)?shù)矩陣與誤差矩陣

由表3可知，兩因子之間的協(xié)方差(0.15195)和相關(guān)系數(shù)(0.88649)都比較高，說明反省深思、強(qiáng)迫思考兩個(gè)因子之間的相關(guān)程度比較高，可以通過兩因子得分的合成來估計(jì)沉思反應(yīng)量表的總分。反省深思因子的相對(duì)誤差、絕對(duì)誤差和均值誤差大小相差不大，說明在決定被試的水平順序時(shí)，所犯錯(cuò)的可能性相當(dāng)。

表3　全域分?jǐn)?shù)矩陣與誤差矩陣

注：全域分?jǐn)?shù)矩陣中主對(duì)角線以下元素為協(xié)方差、以上元素為相關(guān)系數(shù)。

3.兩因子的概化系數(shù)等指標(biāo)估計(jì)

由表4可知，反省深思因子和強(qiáng)迫思考因子的概化系數(shù)分別為0.65490、0.65741，可靠性系數(shù)分別為0.63543、0.63003，均達(dá)到可接受水平，因此既可以作為常模參考測(cè)驗(yàn)使用，也可以作為標(biāo)準(zhǔn)參照測(cè)驗(yàn)使用。

表4　兩因子的概化系數(shù)等指標(biāo)估計(jì)

由于兩因子之間的協(xié)方差(0.15195)和相關(guān)系數(shù)(0.88649)都較大，因此兩因子合成后信度會(huì)有較大提高。反省深思因子對(duì)全域合成分方差的貢獻(xiàn)率要高于在總量表中的分值比重，強(qiáng)迫思考因子在對(duì)全域合成分方差的貢獻(xiàn)率要低于在總量表中的分值比重，這說明RRS中文版在決定兩因子的分量比例方面不盡完善。反省深思因子在全域合成分相對(duì)誤差方差、絕對(duì)誤差方差的貢獻(xiàn)率均大于強(qiáng)迫思考因子，這說明反省深思因子的量表特征遜色于強(qiáng)迫思考因子，在以后的RRS中文版的修訂過程中應(yīng)主要考慮對(duì)反省深思因子項(xiàng)目的修訂。

4.全域合成分?jǐn)?shù)的概化系數(shù)等估計(jì)

按照反省深思、強(qiáng)迫思考分量表的項(xiàng)目量所占比重決定權(quán)系數(shù)(見表4)合成兩個(gè)因子的全域分?jǐn)?shù)，估計(jì)全域合成分方差和相應(yīng)誤差方差，最終獲得沉思反應(yīng)量表全域合成分的概化系數(shù)和可靠性系數(shù)等。由表5可知，全域合成分?jǐn)?shù)的相對(duì)誤差方差(0.04506)、絕對(duì)誤差方差(0.04985)、均值誤差方差(0.00503)均不是很大，全域合成分的概化系數(shù)(0.78230)、可靠性系數(shù)(0.76461)都是較高的，明顯高于兩因子各自的概化系數(shù)(0.65490、0.65741)和可靠性系數(shù)(0.63543、0.63003)。結(jié)果表明，把反省深思、強(qiáng)迫思考兩因子合成為總量表能顯著提高測(cè)量信度，因此兩因子合成為沉思反應(yīng)量表是必要和可行的。

表5　全域合成分?jǐn)?shù)的各種指標(biāo)

在CTT(經(jīng)典真分?jǐn)?shù)理論)分析中，RSS中文版、反省深思因子、強(qiáng)迫思考因子的Cronbach's Alpha 系數(shù)分別為0.779、0.654、0.650；在GT(概化理論)分析中，RSS中文版、反省深思因子、強(qiáng)迫思考因子的概化系數(shù)分別為0.78230、0.65490、0.65741，以上兩種方法所估計(jì)的信度系數(shù)略有不同，但是均表明RRS中文版的整體信度比較高，既可以用作常模參照測(cè)驗(yàn)，也可作標(biāo)準(zhǔn)參照測(cè)驗(yàn)。GT相對(duì)于CTT具有多方面的優(yōu)越性，在理論假設(shè)上，摒棄了CTT的嚴(yán)格平行測(cè)驗(yàn)假設(shè)，推廣為操作十分方便的隨機(jī)平行測(cè)驗(yàn)；在具體方法上，利用方差分析技術(shù)，把測(cè)驗(yàn)變異分解成多個(gè)部分，對(duì)應(yīng)特定的誤差來源，從而控制測(cè)量誤差；在測(cè)驗(yàn)設(shè)計(jì)上，注重測(cè)驗(yàn)的整體設(shè)計(jì)，不僅能夠考察各種測(cè)量條件下引起的信度變化，還能夠反映多種測(cè)量情境共同引起的信度變化。在測(cè)量情境的概化上，概化理論分析的最終目標(biāo)不僅是為了獲取某種特定情境下的測(cè)量結(jié)果，而是借此可以推斷出更廣泛的條件下可能獲得的測(cè)量結(jié)果[8]。

5. 沉思反應(yīng)量表在大學(xué)生心理健康研究中的應(yīng)用

國(guó)外對(duì)沉思的研究較多，國(guó)內(nèi)相關(guān)研究較少且主要探討沉思的概念和理論，沉思與性別、年齡、負(fù)性情緒以及心理健康的關(guān)系。有關(guān)沉思的應(yīng)用研究一般集中在揭示沉思的相關(guān)因素，大部分屬于相關(guān)研究，缺少對(duì)沉思影響機(jī)制的研究，很難揭示沉思的本質(zhì)，同時(shí)很少涉及有關(guān)沉思神經(jīng)生物學(xué)基礎(chǔ)的研究。大學(xué)生沉思反應(yīng)量表經(jīng)過多元概化理論分析表明具有較好的測(cè)量指標(biāo)，可以用作高校學(xué)生沉思特質(zhì)的測(cè)量。因此，以高校學(xué)生為研究對(duì)象，沉思反應(yīng)量表為研究工具，結(jié)合實(shí)驗(yàn)研究、運(yùn)用眼動(dòng)技術(shù)、腦電技術(shù)和生物反饋技術(shù)等，探討高校學(xué)生沉思特質(zhì)及對(duì)心理健康的影響機(jī)制是未來的研究趨勢(shì)。

四、結(jié)論

(一)RRS中文版、反省深思因子、強(qiáng)迫思考因子的概化系數(shù)分別為0.78230、0.65490、0.65741，表明RRS中文版整體測(cè)量信度高，在反省深思因子、強(qiáng)迫思考因子上也達(dá)到心理測(cè)量學(xué)要求。

(二)RRS中文版可以作為沉思的測(cè)量工具，運(yùn)用于抑郁的相關(guān)研究中。

(責(zé)任編輯：呂建萍)

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The Analysis of the Multivariate Generalizability Theory of Ruminative Responses Scale

CHENG Gong-xing

(Guangxi College of Water Resources and Electric Power,Nanning 530023,China)

Abstract：955 college students were tested by RRS Chinese version. The results showed that the total measurement reliability was 0.65741，0.65490 and 0.78230 respectively. The results showed that the overall measurement of RRS was high，and it could be used as a measuring tool for the study.

Key Words：ruminative；multivariate generalizability theory；reliability；depression

基金項(xiàng)目：廣西高?？茖W(xué)技術(shù)研究項(xiàng)目“大學(xué)生完美主義、沉思與抑郁的關(guān)系”(KY2015YB413)；廣西水利電力職業(yè)技術(shù)學(xué)院教學(xué)研究項(xiàng)目“高職院校心理健康教育課程專題式教學(xué)改革與實(shí)踐研究”(2014zz22)。

收稿日期：2015-11-05修稿日期：2015-12-16

作者簡(jiǎn)介：陳功興(1985-)，男，江西贛州人，碩士，講師，研究方向?yàn)樾睦斫】怠?/p>

中圖分類號(hào)：G849

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1671-9719(2016)2-0123-04