《简化状态流畅量表》和《简化特质流畅量表》中文版修订

刘微娜

《简化状态流畅量表》和《简化特质流畅量表》中文版修订

刘微娜

Csikszentmihalyi(1988)调查了流畅状态的普遍性,但大多有关流畅的实证研究都是以白种高加索人作为受试的。因此,有必要对不同文化背景的流畅体验进行系列研究。跨文化检验是确保测量工具在不同语言和文化背景中同等性的重要一步,对其外部效度的直接测验就成为首要任务。鉴于此,旨在对中文版的《简化状态流畅量表》(S FSS)和《简化特质流畅量表》(SDFS)进行修订。遵循反译程序,将两个流畅量表从英文翻译成中文。459名受试完成了《简化状态流畅量表》,431名受试完成了《简化特质流畅量表》。验证性因素分析(CFA)结果表明,修订的两个简化量表都处于可接受的信效度水平,该结果进一步充实了流畅理论的跨文化普遍性,并为测量中国受试体育运动中的流畅状态提供了便捷而有效的测量工具。此外,研究对中国和美国大学生运动员特质流畅进行跨文化对比研究,结果表明,美国大学生运动员特质流畅的各个维度(除“时间的变换”)及总分都显著高于中国大学生运动员。

特质流畅;状态流畅;量表修订;因子效度;信度

1 前言

流畅状态作为一种主观体验,是积极心理学中的一个核心概念[38]。Csikszentmihalyi等在诸如工作、学校、艺术、娱乐和运动的多种生活领域研究了流畅状态。基于这些研究成果,流畅状态被界定为情境要求和个人技能处于同等高水平的一种心理状态[16]。流畅是一种最佳和高质量的体验,在这种状态中,“人忘我地全身心投入到所从事的活动之中,从活动过程本身体验到乐趣和享受,并产生对动作过程的控制感。人似乎表现出不惜代价去从事该活动,所从事的活动过程本身就是目的”[15]。Jackson和 Marsh把流畅状态理论引入到运动心理学领域,并将其界定为“一种最佳的体验状态,即运动员全身心投入到一项任务中,并创造出发挥最佳运动水平的意识状态”[26]。流畅是一种积极有益的心理状态,它对于运动员取得优异运动成绩有着积极的意义。运动员的流畅状态已经成为当今体育运动心理学研究的前沿课题[4,7,15,28]。

Csikszentmihalyi在大量研究的基础上提出了流畅状态的9个心理特征,分别代表流畅体验概念的一个独特维度[15]。定性研究表明,运动员处于流畅状态时会体验到这些特征:挑战-技能平衡、行动-意识融合、清晰的目标、明确的反馈、全神贯注于当前的任务、控制感、自我意识的丧失、时间的变换以及享受的体验[23]。这9个心理特征奠定了流畅量表的理论基础与结构框架,使得对这种主观体验的定量测量成为可能。交互作用结构模型认为,运动员所具有的某些特性和状态心理要素在运动情境中与其他可变要素之间交互作用,从而决定其是否体验到流畅状态[31]。鉴于此,Jackson等将流畅体验分为特质流畅和状态流畅。特质流畅是指个体在体验流畅过程中的一般倾向性,状态流畅是指个体在特定情境下的流畅体验[25]。流畅特质得分高的运动员易在运动情境体验到流畅状态;运动情境越相似,特质流畅与状态流畅间的相关度就越高。与此分类相对应,研究者编制了2个流畅量表,使得在特质和状态层面评价流畅体验成为可能。

《状态流畅量表》(Flow State Scale,FSS)和《特质流畅量表》(Dispositional Flow Scale,DFS)均由Jackson和Marsh根据定性研究编制而成[26,34],分别用以测量特定情境下的流畅状态以及不同个体流畅体验的倾向性,从而实现了对体育运动领域流畅状态心理特征的有效测量。由于初始量表的某些条目在概念或是统计学方面存在问题,因此, Jackson和Eklund又修定了2个量表,替换掉有问题的条目,发展了流畅量表的新版本:《状态流畅量表-2》(FSS-2)和《特质流畅量表-2》(DFS-2)[23]。虽然,现有研究显示, FSS-2和DFS-2是测量体育运动情境中流畅体验最有效的多维度心理测量量表,但过多的条目增加了受试的负担,进而可能影响到所收集数据的可靠性;此外,流畅并非心理体验的核心结构,简化量表则为评价更为核心的心理状态结构提供了可能[27]。基于上述原因,Jackson、Martin和Eklund再次发展了《简化状态流畅量表》(S FSS)和《简化特质流畅量表》(SDFS),以期为体育运动中的流畅体验提供更为便捷的测量工具[27]。

正如Moneta指出,大多有关流畅的实证研究都是以白种高加索人作为受试的;与之相对,对来自亚洲国家和文化背景人群的流畅体验研究则少之又少[37]。我国学者王进也指出,在现代社会中,流畅体验的文化背景成为心理学关注的问题;文化的影响在决定最佳体验方面证实了新的工作和锻炼环境应该为不同文化背景的人提供宽泛的、有意义的和强调最佳参与的氛围[4]。因此,有必要对不同文化背景的流畅体验进行系列研究。仅仅依据测量工具在一种文化中所具有的充分的信效度,决不能就此推测同样的心理测量学特性也适用于另一种文化;这需来自实证研究的支持[41]。

跨文化检验是确保测量工具在不同语言和文化背景中同等性的重要一步,对其外部效度的直接测验就成了首要任务[19]。已经有个别研究采用非英语样本对流畅量表的效度进行了检验[17,29,30,39],我国学者也对此进行了研究[1-3,5,7],但尚未见《简化状态流畅量表》和《简化特质流畅量表》的相关研究。笔者对中文版《状态流畅量表-2》和《特质流畅量表-2》进行修订的过程中亦发现,由于量表的条目过多而妨碍了受试的征集;此外,个别受试的数据在后面条目中出现规律化作答倾向。鉴于此,本研究旨在发展符合心理测量学的中文版《简化状态流畅量表》和《简化特质流畅量表》,以期进一步充实流畅理论的跨文化普遍性,并为测量中国受试的流畅状态提供便捷而有效的测量工具。

2 研究对象与方法

2.1 受试

2.1.1 中国受试

本研究选取天津体育学院体育教育系、运动训练系和上海体育学院体育教育训练学院、运动技术学院的大学生作为受试,分别发放《简化状态流畅量表》和《简化特质流畅量表》各500份。其中,《简化状态流畅量表》的459份有效问卷中,男性受试为273人(59.5%);年龄范围从19～23岁,平均年龄21.4岁(SD=2.7);运动等级从无证书(4.6%)、二级(41.3%)、一级(14.5%)到健将(3.6%);完成问卷时距离活动结束所需的平均时间是4.7 min(SD =1.6)。《简化特质流畅量表》的431份有效问卷中,男性受试为267人(61.9%);年龄范围从19～23岁,平均年龄21.7岁(SD=3.0);运动等级从无证书(37.2%)、二级(47.2%)、一级(12.7%)到健将(2.9%)。

2.1.2 美国受试

选取西弗吉尼亚大学(West Virginia University)、加利福尼亚大学斯坦尼斯洛斯分校(California State University, Stanislaus)和乔治华盛顿大学(George Washington University)的大学生运动员作为受试,发放《简化特质流畅量表》200份。在160份有效的问卷中,男性受试为59人(36.9%);受试的年龄范围从18～23岁,平均年龄为19.6岁(SD=1.2);受试的运动等级分为甲级-Division I(139人)和乙级-Division II(21人)。

2.2 测量工具

2.2.1 情境性测量

《简化状态流畅量表》用以评价活动结束即刻后的流畅状态,共9个条目,分别节选自《状态流畅量表-2》的9个维度:挑战-技能平衡、行动-意识融合、清晰的目标、明确的反馈、全神贯注于当前的任务、控制感、自我意识的丧失、时间的变换和享受的体验。该量表的受试要对每一陈述进行作答,根据李克特5点记分法,从“1”(完全不同意)到“5”(完全同意)。该量表用于对刚完成的活动进行评价,因此,相关数据应该在活动结束后的即刻进行收集,最迟不超过活动结束后的1 h,从而最大程度上减少对受试的干扰[24]。Jackson等的研究表明,该量表具有较好的因子效度:χ2=462.04,df=27;CFI=0.87;NNFI=0.83; SRMR=0.08;RMSEA=0.13;量表的信度系数为0.77[27]。

2.2.2 倾向性测量

《简化特质流畅量表》用以评价流畅体验的倾向性,其条目与《简化状态流畅量表》的内容相同,只是在措辞和时态上有所变化。该量表评价的是受试在既定情境中所体验到流畅特征的一般倾向性。要求受试回想自己在某一具体活动中通常会体验到各流畅条目的频率,并根据李克特5点记分法作答,从“1”(从未)到“5”(总是)。这一量表评价的是特质性流畅,因此,应在活动结束之后间隔一段时间后进行数据的收集[24]。Jackson等的研究表明,该量表具有较好的因子效度:χ2=145.27,df=27;CFI=0.95; NNFI=0.93;SRMR=0.05;RMSEA=0.08;量表的信度系数为0.77[27]。

2.2.3 效标效度测量

中文版《状态流畅量表-2》(CFSS-2)用以检验中文版《简化状态流畅量表》效标效度,该量表是包含有33个条目的问卷,用以评价活动结束即刻后的流畅状态,共有9个分量表,分别对应于流畅状态的9个维度。刘微娜研究表明,该量表具有较好因子效度:χ2=1008.714,df=459; CFI=0.917;NNFI=0.905;SRMR=0.04;RMSEA= 0.05;各分量表内部一致性系数范围从0.67到0.78,平均系数为0.74[3]。中文版《特质流畅量表-2》(CDFS-2)用以检验中文版《简化特质流畅量表》效标效度,该量表用以评价流畅体验的倾向性,其条目与《状态流畅量表-2》的内容相同,只是措辞和时态上有所变化。刘微娜研究表明,该量表具有较好因子效度:χ2=1274.71,df=459;CFI= 0.902;NNFI=0.887;SRMR=0.05;RMSEA=0.05;各分量表内部一致性系数范围从0.67到0.78,平均系数为0.75[3]。

2.3 程序

由体育专业研究生进行施测,并提供给受试完成问卷的标准化指导语,各个量表的页面顶端也附有具体说明;同时要求受试完成简单的人口统计学信息表,包括年龄、性别、运动等级、活动频率、活动名称和完成问卷的时间。Jackson等建议,为确保受试能够理解量表中各个条目所评价的概念维度,其最小年龄不得低于15岁,但没有年龄的上限要求[24]。本研究中,所有受试每周至少参加体育活动两次。情境性测量应该在体育活动(例如,体育课、训练或比赛)结束后即刻进行,受试要注明活动结束距问卷完成的间隔时间,超过1 h的数据要被剔除;倾向性测量距离活动结束要间隔一段时间。此外,《简化特质流畅量表》在间隔4周后要再次进行施测(相同受试),以此评价特质性量表的重测稳定性。数据的统计分析通过EQS 6.1统计软件完成[9],具体应用参见下述的各步骤中。

2.3.1 量表的翻译

2个量表在翻译成中文时,均都采用了反译程序[18,41]。每一个量表各中文条目的翻译均要尽最大可能与原版本的条目在概念和语言表述方面匹配。这一程序包括以下几个步骤:

第1步,将每一量表的各个条目从英文翻译成中文。要求译者既精通两种语言,又熟悉流畅状态的理论,本研究中的这一翻译任务由笔者完成。在这一过程中,各个条目都与美国的教授进行了交流和讨论。该教授对流畅理论有着深入的研究,且英语是其母语,因此,保持了每一条目原始意义的精确表述。虽然,反译是确保语言同等性的必需步骤,但这一过程并不足以消除文化差异导致的偏差[18]。如果,不考虑到文化或语言的偏见而仅仅对量表进行字面上的翻译,那么,某些条目的误译就是不可避免的。因此,翻译后的中文条目必须尽可能地减少跨文化或跨语言的偏见。

第2步,采用团队方法(在翻译的过程中不仅仅只有一人精通两种语言)能够加强翻译程序中的语言同等性[18,41]。因此,在翻译程序的第2步骤中,请国内教授校正了上述翻译的各个条目。该教授精通英语,而且,对流畅体验非常熟悉。根据教授的反馈意见,某些语句进行了稍许改动。

第3步,整个反译程序的最后一步就是请一位职业翻译将所有的中文条目反译回英语。该翻译母语是英语,且从未见过流畅量表的英文原版。将原版量表与反译后的版本进行比较。这种双向翻译程序反复进行,直到所有中英文条目在概念和语言表述上匹配为止[18]。

2.3.2 信效度检验

本研究在验证性因素分析(Confirmatory Factor Analysis,CFA)的框架内,采用了最大似然法(Maximum Likelihood,ML)进行协方差结构分析。评价模型整体拟和优度时采用了以下几个指标[20]。量表的效度(拟合优度)通过卡方检验(Chi-square Statistic,χ2)、非标准拟合指数(Non-Normed Fit Index,NNFI)[10]、比较拟合指数(Comparative Fit Index,CFI)[8]、近似平方根误差(Root Mean Square Error of App roximation,RMSEA)[40]及标准平方根残差(Standard Root Mean-square Residual,SRMR)[22]进行评定。χ2检验评价的是假定协方差矩阵与样本协方差矩阵之间的差异度,显著的检验结果表明拟合度的缺乏。然而,如果样本量很大时,χ2值对模型拟合度的评价就非常保守[13]。不管怎样,χ2都为拟合度缺乏的统计检验提供了根据,这一拟合度的缺乏是由于对模型的过度限制所致。NNFI用以评价目标模型较基线模型自由度的相对提高。CFI评价的是目标模型较基线模型非中心χ2检验时拟合度缺乏的相对降低。NNFI和CFI的值如超过0.90,表明其是可接受的,数据具有极好的模型拟合度;如果NNFI和CFI的值超过0.95,则表明模型的拟合度更佳[21]。RMSEA评价的是自由度调整后目标模型的拟合功能。RMSEA的值不超过0.05和0.08,分别代表了较接近的和合理的模型拟合度[12];而相对90%的置信区间(90%CI)为解释观察到的分点值提供了有益的背景。最后,SRMR的值如小于0.08表明模型的拟合度适宜[21]。在拟合度极佳的模型中, SRMR的值应该小于0.05[11]。Hu和Bentler曾经提议,在下列情况下模型不可能被接受:1)NNFI和CFI的值小于0.95;2)SRMR的值大于0.09(或是大于0.10)[21]。虽然,他们提议的这2个指标及其相应的严格临界值标准已很普及,但他们及其他研究者也对这些发现潜在的过度泛化持谨慎态度。在本研究中,只有当α系数至少达到0.70才认为各分量表具有内部一致性和稳定性,α系数在0.80以上时则更佳[36]。

2.3.3 《简化特质流畅量表》的应用——跨文化对比研究Moneta研究表明,流畅体验的模式可能对特殊文化因素(如个人与集体的合作)具有一定的敏感性;因此,有必要对不同文化背景下流畅体验的相似性和差异性进行研究[37]。基于此,本研究对中国和美国大学生运动员特质流畅进行了跨文化对比研究,以期揭示不同文化背景下个体体验流畅的倾向性是否存在差异。

3 研究结果

由图1、图2可知,采用反译程序得到的中文版《简化状态流畅量表》和《简化特质流畅量表》各条目的因子载荷都达到0.50以上,故保留所有9个条目。以下的信效度数据均是以修订的9条目简化量表为基础。

3.1 量表的信度

采用克隆巴赫(Cronbach’s Alpha)一致性系数对2个量表中文版的信度进行了检验,结果发现,《简化状态流畅量表》和《简化特质流畅量表》的一致性系数分别为0.70和0.73,都达到了可接受的水平。检验量表的跨时间稳定性,从而评价其模型的恒定性很有必要[14]。鉴于此, 121名受试在间隔4周后再次填写了《简化特质流畅量表》。遵循Marsh和Hau的建议,相同条目的前、后测之间包含了误差协方差[33]。重测数据显示量表的稳定性系数为0.70。

3.2 量表的效度

由表1和图1、图2可知,假定的测量模型为2个量表的中文版提供了良好的拟合度。2个量表样本数据都得到了显著的χ2值,但其与自由度的比值均小于5(S FSS:χ2/ df=4.78;SDFS:χ2/df=2.49)。2个量表NNFI和CFI的值都接近0.90,且《简化特质流畅量表》CFI的值达到0.90以上;RMSEA、90%CI和SRMR的值都小于0.08。整体而言,《简化特质流畅量表》的拟合优度要好于《简化状态流畅量表》。

表1 本研究量表的拟合优度一览表

为进一步确定两个简化流畅量表的中文版的确再现了原始流畅量表的心理测量学特性,本研究又采用相关分析法分别对其进行了效标效度的检验(下述量表均为中文版)。如表2所示,《简化状态流畅量表》与《状态流畅量表-2》(P<0.01)、《简化特质流畅量表》(P<0.05)、《特质流畅量表-2》(P<0.05)以及《简化特质流畅量表》与《特质流畅量表-2》(P<0.001)、《简化状态流畅量表》(P< 0.05)、《状态流畅量表-2》(P<0.05)之间都具有中到高等的相关,相关系数均达到了显著性水平。

表2 本研究简化量表与原版量表的相关分析一览表

图1 《简化状态流畅量表》的因子模型示意图

3.3 《简化特质流畅量表》的应用——跨文化对比研究

为了确定不同文化背景下运动员流畅体验的倾向性是否存在差异,本研究对中国和美国大学生运动员的特质流畅进行了对比研究。独立样本t检验的结果表明(表3和图3),除“时间的变换”维度外,美国大学生运动员特质流畅的其余8个维度及总分都显著高于中国大学生运动员。

图3 不同文化背景运动员特质流畅的比较曲线图

表3 不同文化背景运动员特质流畅的差异性检验一览表

4 分析与讨论

4.1 量表的信效度

本研究主旨就在于检验中文版《简化状态流畅量表》和《简化特质流畅量表》的信度和因子效度。在此过程中,根据Duda和Hayashi[18]以及Tanzer和Sim[41]的测验改编原则,分几个阶段完成了量表的修订。本研究中的一系列分析结果均为2个流畅量表的中文版提供了有力的信效度支持,其可用以评价中国受试在体育活动中的流畅体验。此外,本研究也表明,2个中文版流畅量表是对流畅状态进行跨文化研究的有效测量工具。

中文版《简化状态流畅量表》和《简化特质流畅量表》的因子结构效度是在验证性因素分析的框架内,基于协方差结构得以检验的。研究结果表明,从中国受试收集的数据进一步验证了流畅状态的结构模型。除作为一个整体的模型检测外,个别参数拟合优度检验也都为2个中文版流畅量表的聚合及判别效度提供了支持证据。本研究显示,《简化特质流畅量表》数据拟合度优于相应的《简化状态流畅量表》,这可能是由于状态流畅的测量更易受到其他因素(如特定的运动情境、受试的身心状态等)的影响,而特质流畅则具有相对的稳定性。

基于2个中文版简化流畅量表合理的因子结构证据,又对其的内部一致性和稳定性系数进行了评定,从而进一步验证其心理测量学的特性。结果表明,2个中文版简化量表各自的内部一致性都处于令人满意的水平。同时,又对《简化特质流畅量表》的中文版进行了间隔4周的潜在因子相关分析(即重测),以此验证其跨时间的稳定性。结果也表明,该量表的稳定性系数处于可接受的水平。鉴于特质测量是在受试参与体育活动结束后间隔一段时间后完成的,受试对可能破坏稳定性的那些情境因子的反应可能较其他的因子更为敏感(例如,短期的心情以及具体情境的环境影响)[35]。由于之前没有《简化特质流畅量表》稳定性的研究,因此,还不能断然推论这些特征是否由于样本特殊性所致。在进一步得出《简化特质流畅量表》稳定性结论之前,有必要进行不同时间间隔的深入研究。

虽然,现有研究表明,《状态流畅量表-2》和《特质流畅量表-2》是测量体育运动情境中流畅体验最有效的多维度心理测量量表,但过多的条目增加了受试的负担。刘微娜研究表明,受试完成中文版《状态流畅量表-2》或《特质流畅量表-2》的平均时间是20.4 min[3],完成中文版《简化状态流畅量表》或《简化特质流畅量表》的平均时间则仅需4.7 min,节约了4倍多。施测时间的减短不仅有助于受试的募集,也提高了受试作答的可靠性。就此而言,简化的流畅量表可以带来更多的方便。

4.2 《简化特质流畅量表》的应用——跨文化对比研究

本研究结果表明,美国大学生运动员特质流畅的各个维度(除“时间的变换”)及总分都显著高于中国大学生运动员。该结果与Moneta在《幸福研究杂志》上对心理学流畅体验的跨文化研究综述的观点一致[37]。文章中,他例举了来自日本、中国香港、意大利和美国的跨文化研究。对中国学生的ESM测试显示,最佳挑战和技术的内在动机是基于对技术的认知。同时,高水平的特质内在动机和低水平自我结构与认知活动的挑战性呈负相关关系。流畅体验模式的文化作用主要由社会价值和自我认知的相互影响来决定。研究建议,对中国学生来说,低挑战、低技术的环境更具有创造性。与美国学生相比,中国学生更注重以技术的认知来决定流畅体验。中国学生在内在激励水平很高的情况下,其最佳挑战和技术的比率没有偏向。这些研究说明,流畅体验的模式可能对特殊的文化因素(如个人与集体的合作)具有一定敏感性。

民族体育文化的发展离不开民族的大文化背景,并深深烙上各自民族文化特征的印痕。美国是一个由移民所组成的国家,不同文化背景的移民形成了美国文化特有的“个人本位、富于创造、多元杂交”的文化特征。在这种文化精神的影响下,运动员在比赛中个人表演的欲望极强,而且充满自信,经常处于忘却自我的状态,充分地发挥自身潜能,并产生愉快的情感体验。中国文化和美国文化来自两股不同的文化源流,中国古代的“儒、道、佛”诸家共同构建了中国的传统文化,形成了与西方文化特点迥异的“和谐”这一文化核心,构成了中国传统文化的“平衡性、整一性、封闭性和守常性”特征。在这种文化氛围中,人与人间的关系讲求谦和忍让,个人与集体、社会的关系讲求忠义服从。在这种文化影响下,运动员尤其重视集体的荣誉,更关心教练员领队和周围人对自己表现的评价,在比赛中常常背负沉重的心理负担,不能忘却自我,全身心投入比赛。根据流畅理论,“自向性人格”(Autotelic Personality)个体比其他类型人格的个体更频繁、更强烈地获得流畅体验[37]。与低“自向性人格”相比,高“自向性人格”的个体更容易受自我目的(Teleonomy of the Self)的操控。自我目的是一个不断朝向越来越高水平的认知挑战和技术的内审过程。内审目标具自向性,内审结果使复杂的认知过程逐渐完善。

此外,两个国家各具特色的人才选拔制度也导致了运动员体验流畅的倾向性差异。美国优秀人才的选拔主要来自于学校,中学和大学都广泛开展体育运动,且校际间进行的对抗赛频繁且强度大;这种“以赛代练”以及在比赛中选拔优秀人才的制度,一方面,培养了运动员强悍善斗的作风,另一方面,也牢固地树立了运动员的自信心。而中国体育人才的选拔则主要来自业余体校和省(市)代表队,使得校际间对抗赛组织频率和强度都相对较低。因此,运动员缺少竞争和创新意识,对自己信心不足。而Csikszentmihalyi指出,个体的活动技能是否与活动挑战性相符合是诱发流畅状态的关键,即只有技能和挑战性呈现平衡状态时,个体才能完全融入活动中而获得流畅体验[15]。更重要的是,流畅状态并不取决于挑战性的客观本质,也不决定于个体技能的客观水平,而完全取决于个体所知觉到的挑战和技能的水平。运动员自信程度直接决定其对自身能力的知觉,进而影响到个体的流畅体验。

5 研究局限及展望

流畅反应的结构确认是一种正在进行的过程[25]。就这一过程的第一部分而言,本研究通过采用假定的模型,对两个流畅量表中文版本的信度和因子效度进行了严谨的检验。通过本研究,初步确定了适合于中国受试的中文版《简化状态流畅量表》和《简化特质流畅量表》。此外,本研究还进一步对中文版《简化特质流畅量表》的效标效度进行了检验。效标效度的检验不仅为2个中文版简化量表的效度提供了支持,也从实证角度充实了流畅理论各个量表间的相关说明,流畅特质得分高的受试更易在运动情境体验到流畅状态。但即便如此,本研究仍存在诸如理论构建的问题。由于流畅体验是基于个体的感受,在本土化的过程中,应从理论上解决文化差异问题,分析因素存在文化差异的可能性。例如,在自我评估“挑战-技能平衡”时,西方人倾向于自我展示,而东方人倾向于自我保护,不同文化背景的被试在这个问题的理解上,其“社会期望”是不同的,结果就会出现较大的偏差[4]。基于这种考虑,未来的研究应进行理论构建式探讨,提出适合中国被试的问卷设计假设,而不仅仅是停留于对国外量表的修订检验。未来研究的可能方向将是:采用其他心理结构(如动机、自尊和焦虑)或变量(如参与水平和技能水平)的自我报告式测量工具验证其聚合效度[32];不同中国受试作样本的更多交叉效度检验。此外,基于跨文化背景的理论和实践观点,流畅结构的相对有效性应得以全面验证。总之,2个中文版简化流畅量表将便利于对中国受试体育运动中最佳体验的研究。而且,采用流畅量表的不同版本所进行的一系列跨文化比较研究也将会有助于理解流畅体验中文化的雷同与差异——即会进一步促进对体育运动中最佳的主观体验的理解。

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Revision on Chinese Edition of the Short Flow State Scale and the Short Dispositional Flow Scale

L IU Wei-na

Csikszentmihalyi(1988)argued fo r the universality of flow,but most empirical research on flow has been conducted w ith Caucasian populations.It is therefo re crucial to examine cross-cultural similarities and differences in flow experience.Cross-cultural validation is an important step to ensure the equivalence of measurement instruments across languages and cultures,thus p roviding a direct test fo r their external validity is an impo rtant step to take.Therefore,the purpose of this study was to revise Chinese edition of the Short Flow State Scale(S FSS)and the Short Dispositional Flow Scale(SDFS).To accomp lish the aim,a multi-staged app roach fo r test translation was emp loyed.459 subjects comp leted the Sho rt FSS,and 431 subjects comp leted the Short DFS.The results of a series of CFAs revealed that the data for the two scales were rep resented app rop riately by the hypo thesized model.The findings from this study p rovide strong support fo r the universality of flow theory,and also effective instruments for assessing flow experience in physical activities for Chinese participants.In addition, all but the dimension transfo rmation of time and the total flow sco res of American participants were significantly higher than those of Chinese participants.

trait f low;state f low;scale adaptation;factorial validity;reliability

G804.8

A

1000-677X(2010)12-0064-07

2010-08-30;

2010-11-18

刘微娜(1978-),女,辽宁人,博士,主要研究方向为运动与锻炼心理学的理论与应用研究及心理的生理生化机制,E-mail:w eina1978@126.com。

天津体育学院健康与运动科学系,天津300381 Tianjin University of Spo rt,Tianjin 300381,China.