正念注意觉知量表IRT分析研究(2)
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。 (赵守盈 石艳梅 郭海辉)
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。 (赵守盈 石艳梅 郭海辉)