青少年認知閉合需要量表的藏語本土化探索＊

周鵬生

（西北民族大學教育科學與技術學院，甘肅 蘭州 730030）

青少年處于學習和掌握知識的重要時期，有必要探索他們在參與認知活動過程中的各項認知變量指標的變化情況。認知閉合需要就是一種認知性動機，是個體面對模糊情境時尋求確定答案、避免不確定狀態的愿望和動機[1]，是一種穩定的個體認知特征，體現出個體之間穩定的差異。認知閉合需要為行為提供了一種動力，高認知閉合需要個體因為不能忍受不確定性而做出快速的決策，如果他不能形成最后的答案時，他的心理壓力將會增大，表現為心率增加、血壓升高、皮膚電增強[2]。可見，認知閉合需要也會影響青少年的心理健康。認知閉合需要影響著高中生志愿決策偏差，高認知閉合需要的學生比低認知閉合需要的學生更傾向于保守的決策[3]。處于青少年時期的中學生面臨模糊情境時的決策行為，直接影響到他們的學習模式和行為模式，因此不能忽視對中學生認知閉合需要特征的探討。目前對青少年認知閉合需要的測驗主要以漢語為主[4]，缺乏以少數民族語言版本的量表。因此有必要開展本土化少數民族語言版本編制的研究，以此準確把握少數民族青少年認知閉合需要的特征，為了解少數民族青少年心理特征，深入開展心理健康教育提供證據。本研究以藏語為例，嘗試修訂中文版本并編制少數民族語言版本的認知閉合需要量表，為今后研究奠定基礎。

1 認知閉合需要量表來源

1.1 原始量表

Kruglanski等[5]曾根據對認知閉合需要的理解形成了5個因子的量表，共計42題。這5個因子包括：預測性偏好、秩序和結構偏好、對模糊性的不適感、決斷性以及心理封閉。

1.2 我國學者對認知閉合需要量表的翻譯

劉雪峰等[6]將原版認知閉合需要量表42題通過翻譯回譯程序，以保證中文題目與原有量表在內容上的一致性。此問卷采用6分制，1代表“強烈不同意”，6代表“強烈同意”。代表性題項有：筆者認為在工作中有清晰的規則和條理是獲得成功的必要條件；即使對某事的決心已定，總是會急切地考慮某個不同觀點（反向題）。

在此研究中的內部一致性系數為0.70。利用中值劃分的方法，根據總分將被試分為兩類，得分較高的一半被分為高認知閉合組（M=170.57，SD=8.90），得分較低的一半被分為低認知閉合組（M=147.21，SD=8.50），t檢驗的結果表明，2組的得分存在顯著差別，t（91）=12.89，p<0.01。

除了劉雪峰等人的修訂外，陳培峰和張慶林[7]將原始量表中的“對可預測性的偏好”因子、“對模糊的不舒適感”因子合并形成一個因子，并命名為“對模糊的不容忍”因子。在對382名大學生被試的測量中，4個因子解釋了總方差的38.839%，由此認為中國文化背景下認知閉合需要的結構包含對結構的偏好、對模糊的不容忍、決斷性和心理封閉等4個因子。這與原始量表中對認知閉合需要結構的劃分基本一致。

2 認知閉合需要量表在不同語言文化背景中的修訂

各國學者對認知閉合需要量表進行了不同語言文化背景中的修訂嘗試。主要有美國、德國、土耳其學者的修訂。美國學者Ma等[8]通過在線方式對2 381名美國消費者進行測試后，形成了包含17項的量表，各因子題量及其內部一致性系數分別為：結構偏好因子4題0.85、預測性偏好因子3題0.68、決斷性因子3題0.79、對模糊性的不適感因子3題0.88及心理封閉因子4題0.77。17個題項解釋總方差71.1%的變異。

德國學者Schmettow和Noordzij等[9]曾開發了德國版本的認知閉合需要量表，共計16題（含3個反向題），回答時采用Likert7個等級（從“完全錯誤”到“完全正確”）。在研究認知閉合需要對在線購物行為的影響時曾采用這一簡式量表，其內部一致性信度為α=0.858，認知閉合需要與模糊容忍之間存在顯著相關（r=-0.51）。

土耳其學者Dursun等[10]對認知閉合需要量表進行本土化嘗試，并簡化了所包含的題項。以1 094名被試為樣本，發現決斷性因子與心理封閉因子為兩個獨立的因子，因而土耳其語版本的認知閉合需要量表由其余3個因子構成，土耳其人認知閉合需要由對結構的偏好、可預測性偏好和對模糊性的不適感3個因子構成。

3 認知閉合需要測量的藏語本土化嘗試

認知閉合需要量表來自英文版本42題的量表，原量表有5個分量表，代表認知閉合需要的5個因子。在使用從英文版回譯的中文版過程中發現，藏族青少年被試對有些句子無法完全理解。陳培峰修訂后的量表共有29題，包括對秩序和結構的偏好、對模糊的不舒適感、判斷和選擇的決斷性需求、思維閉合的需求等4個因子，可用于我國文化背景青少年的測量研究。根據量表的標準化程序對中文版認知閉合需要量表進行藏語版轉換。由于藏語在不同地區的語言分支在某些語義的理解上有差異，需要經過母語為藏語的本科生和專家的多次翻譯、回譯，才形成了比較令人滿意的藏語版本。

根據前人的經驗，我們對大樣本的數據進行探索性因子分析和驗證性因子分析。藏語量表的探索性因子分析和驗證性因子分析來自于統一的調查數據（n=956），對一半數據進行探索性因子分析，另一半數據進行驗證性因子分析。對原始量表采用奇偶分半法，即把所有被試奇偶數項目合成總分，求二者的相關。由于這樣求得的只是半個測驗的信度，因此要用斯皮爾曼—布朗公式進行校正：rxx=2r′/(1+r′)，r′為分半測驗的相關系數。rxx為整個測驗的信度估計值。統計結果（n=956）為：r′=0.469，rxx=0.639。

3.1 探索性因子分析

首先，對認知閉合需要29個項目進行項目分析。采用臨界比率法（簡稱CR值），即將所有被試的量表總得分依高低排列，得分前27%者為高分組，得分后27%者為低分組。其次，進行高低兩組在每題得分上的平均數差異顯著性檢驗。如果題項的CR值達顯著性水平，即表示該題項具有良好的鑒別力，反之則表明該題項不能鑒別不同被試的反應程度，可以予以刪除。

在因子分析適合度的檢驗結果中，Kaiser-Meyer-Olkin 度量（KMO）=0.697，Bartlett球形檢驗達到極顯著的水平（df=406，χ2=1 525.097，p<0.01），說明原變量之間具有明顯的結構性和相關關系。根據Kaiser給出的KMO度量標準，這些變量可以進行因子分析。

按照特征值分析，第一次因子分析按照特征提取出10個因子，見表1。

表1 根據主成份分析提取方法獲得解釋的總方差

從表中可知，特征根大于1的因子有10個，而且這10個因子能夠解釋53.896%的方差。這與漢族青少年認知閉合需要4個因子的假設是不符合的。

根據碎石圖發現，從第3到第4個成分和從第6到第7個成分之間有明顯的斷層，因而推斷藏族中學生認知閉合需要的因子可能在6個以下。

采用主成分分析法，結果發現，僅前4個因子載荷超過0.40，即因子1包括10、3、29、5、18、8、7、25、6等9項，因子2包括24、9、13等3項，因子3包括20、16等2項，因子4包括28、4等2項。當采用具有Kaiser 標準化的正交旋轉法時，發現9個因子載荷超過0.40，即因子1包括7、5、3、18、10等5項，因子2包括13、24、15等3項，因子3包括22、9、1、29等4項，因子4包括23、2等2項。比較可知，2種分析法中，前2個因子相似性較高。

當限制為4個因子后，按照特征值分析，第二次因子分析按照特征提取出4個因子，見表2。

表2 根據主成份分析提取方法獲得解釋的總方差

經過正交旋轉之后，獲得的載荷大于0.40的4個因子如下。因子1包括10、1、20、7、29、3、6、5等8項，因子2包括16、9、13、24、14等5項，因子3包括4、23、2、19、15等5項，因子4包括28、26、25、12等4項。

當經過8次迭代后，獲得的載荷大于0.30的4個因子，并對4個因子進行命名，即對次序和結構的偏好因子10項（10、1、20、7、29、3、6、5、18、8），模糊的不容忍因子8項（16、9、13、24、14、11、21、27），判斷和選擇的決定性因子5項（4、23、2、19、15），思維的閉合性因子4項（28、26、25、12），可見，已經排除了第17題和22題。第17題（去外面就餐的時候，我不去以前沒有去過的餐館）和22題（筆者認為好學生應該嚴格遵守規章制度，有高度的組織性和紀律性）可能無法反映藏族學生在認知閉合方面的表現。剩余27題組成的總量表內部一致性系數為0.648。

3.2 驗證性因子分析

通過探索性因子分析，分析出4個因子以便與漢族青少年認知閉合需要的因子相對應，但從篩選和刪除的題項上來看，個別題項的理解會對整體量表產生不利影響。

為了進一步驗證量表的結構，對956名藏族被試形成的數據另一半進行驗證性因子分析。本研究通過Lisrel 8.7軟件來進行驗證性因子分析。對分半后n=479嘗試進行驗證性因子分析，將29個題形成單一因子模型、按照原始4因子形成的模型、刪除2題（17題和22題）后4因子模型、刪除3題（1題、17題和22題）后4因子模型擬合指數，見表3。

表3 藏語認知閉合需要量表的4種模型的擬合指數

可見，刪除3項后的4因子模型最適合描述藏族青少年認知閉合需要的特征。藏語認知閉合需要量表統計采用新4因子（按照原來的序號標記）為：對次序和結構的偏好因子9個：10、20、7、29、3、6、5、18、8，模糊的不容忍因子8個：16、9、13、24、14、11、21、27，判斷和選擇的決定性因子4個：28、26、25、12，思維的閉合性因子5個：4、23、2、19、15。剩余26題組成的總量表內部一致性系數為：0.754。

3.3 量表的內容效度

本量表的條目來源于信度和效度良好的中文版量表，通過互譯、對藏族中學生進行初測后，形成初測的29題，經過項目的探索性分析和驗證性因子分析，形成26個條目，從而保證了量表的題目能反映當前藏族中學生的認知閉合需要狀況。統計結果表明，各個因子得分與總分之間的相關在0.525～0.728，表明構成量表的4個因子所測的內容與量表總體所測得內容存在著較高的一致性，量表具有較好的內容效度，見表4。

表4 藏語認知閉合需要量表的各因子與總分之間的相關

3.4 量表的結構效度

根據Tuker的理論，形成量表所需要的項目和測驗的相關在0.30～0.80，項目間的相關在0.10～0.60[11]，這些項目為測驗提供了較滿意的信度和效度。對藏語認知閉合需要量表各因子之間的相關，見表5。

表5 藏語認知閉合需要量表各因子之間的相關

本研究的項目分析結果表明項目之間以及項目與總分之間的相關基本符合這一要求。根據測量學要求[12]，采用驗證性因素分析，主要擬合指數基本達標，如χ2/df <5,RMSEA<0.08。這表明修訂后的項目基本符合心理測量學標準。

3.5 量表的效標效度

使用編制的量表在同一樣本總體中進行測試，同時測量被試的學業求助情況。根據測量學要求，當兩者得分相關達到顯著性水平時，就表明被檢驗的量表具有相應的效標效度，結果見表6。

表6 藏族青少年認知閉合需要與學業求助的相關分析（r）

可見，藏族青少年認知閉合需要與學業求助之間呈現顯著的負相關關系，具體表現在認知閉合需要與執行性求助和回避求助之間呈現顯著的負相關關系。對秩序和結構的偏好因子與學業求助3個因子之間均呈顯著負相關，而模糊的不容忍因子僅與工具性求助和回避求助之間呈顯著正相關。因此從效標效度來看是符合測量學標準的。

4 認知閉合需要測量在本土化過程中的局限性

4.1 語言翻譯的局限性

在全國推廣普通話的今天，要想找出與漢語不同的語言不是太容易的事情。我們選取了藏語作為本土化探索的一種語言。不管是中英文翻譯，還是少數民族語言與漢語的翻譯，都要遵循“信、達、雅”三原則，信和達都是基礎，是最低標準，而雅決定水準。雖然翻譯的標準是相對的，但我們盡量要達到忠實和通順。忠實指的是忠實于原文。譯者必須準確而又完整地把原文的思想及內容表達出來，不可擅自增刪或變意，要絕對尊重作者在敘述、說明和描寫過程中所反映的思想、觀點、立場及個人感情，決不可憑著個人好惡去肆意歪曲。通順指的是譯文的語言必須合乎規范、通俗易懂。譯者應該使用大眾化的現代語言，力求譯文樸實、通暢、清新、生動。

在把英語版本翻譯為中文版本（漢語量表）過程中，往往會根據譯者自己的語言習慣來形成題項，而不是根據被試是否感到通順來形成句子，因而出現某些句子讀起來感覺別扭的現象。例如在將42題的英文版本翻譯為中文過程中，我們發現了一些翻譯未考慮通順的原則，生硬得讓人讀不下去。

在把漢語量表翻譯為藏語的過程中，存在著之前沒有想到的困難。藏語屬漢藏語系藏緬語族藏語支。分布在不丹、中國西藏自治區和青海、四川甘孜藏族自治州、阿壩藏族羌族自治州以及甘肅甘南藏族自治州與云南迪慶藏族自治州5個地區。我國藏語主要分為三大方言：衛藏方言（即拉薩話）、康巴方言（德格話、昌都話）、安多方言（青海藏區）[13]。正因為有較多的方言分支，在請藏族本科生和教師將漢語量表翻譯藏語過程中，出現了較多的不一致。藏族本科生反映，翻譯為口語化的還是書面化的，表達方式也有一定的差異。因而翻譯為多個版本，如拉薩版本、日喀則版本、青海版本、甘南版本。在將藏語回譯為漢語過程中，同樣邀請的是來自不同地區的本科生進行翻譯的。在本研究中使用的是日喀則藏語版本，被試也是日喀則的中學生。

原始英文版本中42題中第7題翻譯成漢語應為：“外出吃飯時，我喜歡去以前去過的地方，因為這樣我心中有底”，而在漢語標準化過程中成為29題中的第17題（去外面就餐的時候，我不去以前沒有去過的餐館）。與之前的含義相差較大，而且這一題項對于藏族青少年來說，是一種困惑，因為他們一般都在學校或者在家里用餐，因而還需要考慮量表使用的民俗背景。同樣地，英文版本中42題中第31題翻譯為漢語應為：“聽那些舉棋不定的人說話是件很討厭的事情”，在漢語標準化過程中予以刪除，因為藏族本科生表示這句話不容易理解和表達，僅成語“舉棋不定”就需要費點心思。

4.2 被試取樣的局限性

在對心理現象測量的過程中需要將測量工具進行標準化，雖然工具本身不存在效度問題，但當遇到被試取樣問題時，會影響研究工具的信度。抽樣時必須遵循最基本的要求，即要明確抽樣總體，抽樣一般要有隨機性、要有代表性，抽樣容量大小要適度等等。

在對藏族青少年取樣過程中，同樣面臨著隨機化和代表性的問題。從隨機化原則來說，研究設計方案比較詳盡地列出城鄉青少年的分布，但因為地域的不同、學校層面的支持力度不同，有時往往不能嚴格按照隨機化原則來取樣，只能盡量達到近似隨機化，例如在對藏族中學生的一次取樣中，得到了學校領導的大力支持后，各年級班主任能夠配合我們發放問卷，各年級的取樣比較符合要求。但到了另一學校，學校領導認為會影響初三的升學率，而不允許在初三年級發放問卷。從城鄉數據來說，占90%以上的學生來自牧民家庭，而來自城鎮的學生占比很小。每進入一所學校，都要經過與主管校長、年級組長、班主任的反復溝通，才能讓學生填寫問卷。可以說在問卷發放過程中遇到了前所未有的挑戰，之前的研究設計中諸如隨機化、代表性等問題均退居次要位置，關鍵是能夠將問卷發放到學生手中。這樣可能會在一定程度上影響取樣的代表性。

除了發放問卷，還存在問卷填寫中的廢卷問題。發放問卷需要班主任的協助，而班主任一般會認為這僅是上級分配的“任務”而已，只要學生填寫完就可交差。本來是需要班主任來監督的，卻成為廢卷多的根源。廢卷的多少影響回收的有效性。當前不論是大學生還是中學生，均存在著廢卷多的問題，可能是新媒體影響著學生對單純文字句子的排斥心理，學生普遍缺乏耐心，即使是一個頁面的問卷也是敷衍了事，只有多次測試才能回收較高比例的有效問卷。在完成問卷的時間安排上，一般是下午或晚上上自習時，甚至還有班主任將填寫時間安排在中午。這些時間均會導致較多廢卷的產生。據筆者統計，在分批次回收的1 484份問卷中，廢卷有532份，達到35.85%。學界更多地關注問卷本身的編制，而往往會忽視現實中與問卷發放、回收相關的問題。

上述問題僅是最主要的因素，還有諸如研究成本、成果的發表等問題。當考慮以上因素之后，量表測量的本土化問題就顯得不是表面上的那樣簡單。如何獲得信度和效度良好的認知閉合需要量表仍然需要同仁的不懈努力。