运动员心智游移:诱因、内容及结果评估量表的研制

李洁玲，姚家新

心智游移（mind wandering，MW）类似于日常生活中所说的走神、开小差和白日梦等现象，它占据了人们清醒时间的30%～50%[1]。MW的研究最近陆续出现在《科学》（Science）和《心理科学》（Psychological Science）等知名国际学术期刊上[2]，研究方向主要集中在MW与认知过程之间的关系[3]、MW对任务表现的影响[4-5]和MW的神经机制[6-7]等方面。

问卷调查法作为MW研究的常用方法，国内外研究者已经编制了许多相关问卷，从不同侧面调查这种非自主性思维，包括想象过程问卷（Imagine Processes Inventory Questionnaire）、自动思维问卷（Automatic Thought Questionnaire）、静息态问卷（The Resting State Questionnaire）、认识失误问卷（Cognitive Failure Questionnaire）和全神贯注觉知量表（Mindful Attention Awareness）等。我国学者王寅谊[8]研制了以大学生为样本的MW诱因问卷，本文则以运动员为样本，研制的运动员MW诱因、内容及其结果评估量表，揭示运动员在训练和比赛中的MW特征，丰富国内运动员群体MW的研究成果。

竞技体育中，运动员在赛场上MW现象时有发生，如网球运动员费德勒说:“有时候，你会想到一首歌，有时候，会考虑明天的事情或今晚的计划。所有这些事情都会发生。我们也是普通人，我们不是机器，我们不可能每时每刻都像机械战警一样”[9]。

运动员MW是指，在训练和比赛任务间隙的静息状态下或者任务中，运动员非自主产生的而被内源性的心理表征所占据的，影响运动表现的思维形式[10]。运动员在训练和比赛中发生MW的诱因是什么？运动员发生MW时到底在想些什么？运动员MW对运动表现产生什么影响？这些是竞技体育中急于回答的疑问。基于以上实践需要，研制运动员MW量表，为教练员了解运动员在训练和比赛中MW的诱因、内容及其对运动表现的影响提供科学工具。

1 研究对象与方法

1.1 研究参与者

初始量表的研究参与者来自于北京、天津、温州、重庆、西安、郑州和成都7所城市的省队、体育院校及竞技体校的运动健将、国家一级运动员、国家二级运动员及普通大学生运动员。发放问卷900份，回收858份，回收率95.3%，剔除3道迫选题有任何一题回答错误者，共295份，最终有效问卷563份，其中男运动员381人，女运动员182人，平均年龄M=19.31岁，标准差SD=3.23。涉及的运动项目包括跳跃、投掷、举重、短跑、中长跑、游泳、自行车、击剑、射箭、艺术体操、武术、跳水、冰壶、足球、篮球、排球、羽毛球、网球、乒乓球、冰球、曲棍球、棒球、垒球、橄榄球、柔道和拳击。

检验效标效度的研究参与者来自于北京、天津、温州和平顶山4所城市的省队、体育院校及竞技体校的运动健将、国家一级运动员、国家二级运动员及普通大学生运动员。发放问卷600份，回收551份，回收率91.83%，剔除3道迫选题有任何一题回答错误者，共102份，最终有效问卷449份，男运动员258人，女运动员191人，平均年龄M=18.82，标准差SD=1.61。涉及的运动项目包括短跑、中长跑、跳跃、投掷、排球、羽毛球、篮球、足球、乒乓球、高尔夫、拳击、体育舞蹈、健美操、射箭、跳水和举重。

检验重测信度的有效参与者有116人，其中男80人，女36人，平均年龄M=20.66，标准差SD=1.694。2次测验的时间间隔为3周。涉及的运动项目包括短跑、中长跑、举重、排球、羽毛球、篮球、足球、高尔夫、拳击、体育舞蹈、健美操和射箭。

1.2 量表初始题项的建立

1.2.1 访谈法 对18名运动员进行半结构化访谈，应用NVIVO11.0质性分析软件，根据扎根理论对电子文本进行编码并构建模型。研究结果表明，运动员MW包括诱因、内容和结果3个方面。其中，诱因包括弱注意控制、自发思维、心理落差、比赛心境和躯体感觉；内容包括运动任务无关、运动任务结果和运动任务过程；结果包括消极毁灭性、积极建构性和不确定性[11]（结果部分最主要的是划分消极和积极影响，因此问卷中不包含此维度的题项）。运动员MW诱因、内容及结果评估量表结构的研制在本研究前期质性研究结果的基础上进行。

1.2.2 初始题项的结构、维度及内涵 根据访谈法共形成83个题项，为防止作答态度不认真设置3个迫选题，剩余80个题项，题项不以维度为单位呈现，而是被打乱。总量表分为3个分量表:（1）运动员MW诱因特征分量表，考察运动员在训练和比赛中发生MW诱因的情况，包括自发思维、弱注意控制、心理落差、比赛心境和躯体感觉5个维度，共46个题项，题项编号以字母“a”为开头标注；（2）运动员MW内容特征分量表，考察运动员在训练和比赛中MW时的内容特征，包括运动任务无关、运动任务结果和运动任务过程3个维度，共19个题项，题项编号以字母“b”为开头标注；（3）运动员MW结果评估分量表，运动员自我评估MW对运动表现会产生的影响，包括消极MW和积极MW 2个维度，共18个题项，题项编号以字母“c”为开头标注。

1.3 资料处理方法

数据分析采用SPSS23.0进行录入和处理，进行描述统计分析、项目分析、相关分析和信度检验；应用AMOS 22.0进行验证性因素分析。

2 研究结果

2.1 初始题项的项目分析

2.1.1 决断值-临界比 项目分析的判别指标中，最常用的是临界比值法（critical ration），此法又称为极端值法，主要目的在于求出问卷个别题项的决断值——CR值（又称临界比）。量表临界比的理念与测验编制中鉴别度的观念类似，它是根据测验总分区分出高分组和低分组受试者后，再求高低2组在每个题项的平均数差异的显著性[12]。同时，一般将决断值的标准值设为3，如果题项的高低分组差异的T统计量小于3，表示题项的鉴别度差，可以考虑将其删除。本研究所有项目的决断值均达到显著水平，所有项目都大于3，因此量表的80个题项均可以保留。

2.1.2 信度检验 信度检验旨在检视题项删除后，整体量表的信度系数变化情形，如果题项删除后的量表整体信度系数比原先的信度系数高，则此题项与其余题项所有测量的属性或心理特质可能不相同，代表此题项与其他题项的同质性不高，在项目分析时可考虑将此题项删除。通过内部一致性信度分析，本研究分量表1的信度系数为0.959，分量表2的信度系数为0.923，分量表3的信度系数为0.892。结果显示，a7删除后的量表整体信度系数比原先的信度系数高，可考虑将其删除。

2.1.3 项目通俗性 本研究对迫选题以外的所有题项进行了项目通俗性分析。计算公式为:P=¯X/Xmax×100%，，其中¯X是全体参与者在某一个题项上的平均分，Xmax是该题项的满分。大部分的题目难度分布在0.35～0.65之间为宜，问卷中所有题目难度的平均数最好在0.5左右[13]。结果表明，本研究的题目难度在0.318～0.635之间，平均难度为0.451，整个量表具有较大的鉴别力，接近正态分布。

2.1.4 题总、题他相关分析 如果个别题项与总分的相关越高，表示其与总体量表的同质性越高，所要测量的心理特质或潜在行为更为接近。个别题项与整体量表的相关系数未达显著的题项，或两者为低度相关（相关系数小于0.4），表示题项与整体量表的同质性不高，最好删除[12]。计算总量表的各个维度的题项与其他分量表总分的相关，删除题总相关小于题他相关绝对值的题项。

由于删除题项后，维度的总分发生变化，需要重新进行相关分析。本研究共进行了3轮相关分析。（1）第1轮相关分析删除的题项:a7题总相关虽然达到了显著性水平，但是相关系数小于0.4，故考虑将其删除。删除题他相关大于题总相关的题项:a1，a6，a11，a16，a26，a35，a44，a17，a27，a32，a45，a3，a13，a23，a37，a4，a29，a10，b1，b4，b16，b5，b11，b3，b9，b12，c1。（2）第2轮相关分析删除的题项:a42，a46，a33。（3）第3轮相关分析未见符合删除标准的题项。项目分析删除的初始问卷题项情况见表1。

总之，根据以上项目分析程序和判断标准，最终形成1份49个题项的运动员MW诱因、内容及结果评估量表。其中，运动员MW诱因分量表共23个题项，运动员MW内容分量表共10个题项，运动员MW结果评估分量表共16个题项。此时，各分量表的维度及题项分布情况见表2。

表1 运动员MW量表项目分析删除题项情况汇总（n=563）Table1 DeletionItemsinProjectAnalysisofAthlete’sMWScale（n=563）

表2 运动员MW量表项目分析后的题项分布Table2 Item Distribution after Project Analysis of Athlete’s MW Scale

2.2 验证性因素分析

2.2.1 运动员MW诱因分量表 （1）一阶CFA多模型的比较。采用极大似然估计检验，对运动员MW诱因分量表的563个样本、23个题项进行一阶验证性因素分析。考虑到其他模型是否能较好地拟合原始协方差矩阵，对多个假设模型进行检验。检验的假设模型有:模型A为一阶单因子模型；模型B为一阶潜在变量完全无相关模型；模型C为一阶潜在变量完全有相关模型。3个模型各项拟合指标见表3。

通过以上模型的比较得知，模型C均较模型A和模型B的各项指标好，因此模型C适合作为运动员MW诱因分量表的一阶CFA模型（见表3）。

根据R.E.SCHUMACKER等[14]认定的χ2/df较宽标准，5以内即可，但是R.B.KLINE[15]建议3以内是可接受的。为了使量表符合严格的心理测量学标准，决定根据修正指数提示对此模型进行修正，相继删除a12和a41 2个题项，剩余21个题项。对最终的21个题项再次进行验证性因素分析:χ2=531.198，df=179，χ2/df=2.968，GFI=0.918，AGFI=0.894，CFI=0.924，RMSEA=0.059，TLI=0.911，SRMR=0.043，AIC=635.198。各项指标拟合理想，达到心理测量学标准。

（2）二阶CFA模型分析。为了检验原先的5个一阶因素构念是否在测量更高一阶的因素构念，即原先的一阶因素构念是否受到一个较高阶潜在特质的影响，进行二阶CFA模型分析。二阶CFA分析与一阶CFA分析结果比较见表4。

表3 诱因分量表一阶CFA多模型比较Table3 ComparisonofFirstOrderCFAMulti-modelofCauseScale

表4 诱因分量表二阶CFA分析与一阶CFA分析结果比较（n=563）Table4 Comparison Between the First and Second Order CFA Multi-model of Cause Scale（n=563）

判断二阶CFA是否可以取代一阶CFA，一般采用目标系数（target coefficient）作为判定标准，计算公式为:目标系数=一阶CFA完全有相关卡方值/二阶CFA卡方值。目标系数越接近1，表示二阶模型可适当的代表一阶模型，一般认为达到0.74可以接受[16]。

本研究的目标系数为:531.198/553.963=0.959，达到0.74的标准，表示运动员MW诱因分量表的二阶CFA模型可以代替一阶CFA模型，二阶模型路径见图1，各项指标见表5。

2.2.2 运动员MW内容分量表 （1）一阶CFA多模型的比较。采用极大似然估计检验，对运动员MW内容分量表的563个样本，10个题项进行一阶验证性因素分析。同样对多个假设模型进行检验。检验的假设模型有:模型A为一阶单因子模型；模型B为一阶潜在变量完全无相关模型；模型C为一阶潜在变量完全有相关模型。3个模型各项拟合指标见表6。

通过以上模型的比较得知，模型C较模型A和模型B的各项指标好，适合作为运动员MW诱因分量表的一阶CFA模型。

为了使量表符合严格的心理测量学标准，决定根据修正指数提示对此模型进行修正，删除b19题项，剩余9个题项。对最终的9个题项再次进行验证性因素分析:χ2/df=2.968，GFI=0.972，AGFI=0.948，CFI=0.972，RMSEA=0.059，TLI=0.957，SRMR=0.034，AIC=113.227。各项指标拟合理想，达到心理测量学标准。

图1 诱因分量表二阶CFA模型Figure1 Second Order CFA Model of Cause Scale

表5 诱因分量表二阶模型分析Table5 Comparison of Second Order CFA Multi-model of Cause Scale

表6 内容分量表一阶CFA多模型比较Table6 Comparison of First Order CFA Multi-model of Content Scale

（2）二阶CFA模型分析。为了检验原先的3个一阶因素构念是否在测量更高一阶的因素构念，进行二阶CFA模型分析。二阶CFA分析与一阶CFA分析结果比较见表7。

表7 内容分量表二阶CFA分析与一阶CFA分析结果比较（n=563）Table7 Comparison Between the First and Second Order CFA Multi-model of Content Scale（n=563）

在确定假设模型是否可以进一步从一阶模型精简至二阶模型时，如果二阶CFA只有3个一阶因素，称为等值模型。也就是说，二阶CFA与一阶完全有相关，CFA会有一模一样的模型配适度。这时候的判断标准就只剩下二阶到一阶因素的因素负荷量了，只要大于0.6以上为可接受，即可认定可以用二阶CFA取代一阶CFA模型[17]。

本研究的二阶到一阶因素的因素负荷量均大于0.6，符合二阶模型取代一阶模型的标准。运动员MW内容分量表二阶模型路径图见图2，各项指标见表8。

表8 内容分量表二阶CFA模型Table8 Comparison of Second Order CFA Multi-model of Content Scale

2.2.3 运动员MW结果分量表——一阶CFA多模型的比较采用极大似然估计检验，对运动员MW结果分量表的563个样本，16个题项进行一阶验证性因素分析。检验的假设模型有:模型A为一阶单因子模型；模型B为一阶潜在变量完全无相关模型；模型C为一阶潜在变量完全有相关模型。3个模型各项拟合指标见表9。

通过以上模型的比较得知，模型C较模型A和模型B的各项指标好，因此模型C适合作为运动员MW诱因分量表的一阶CFA模型。χ2/df=5.0，在较宽的标准内；GFI=0.895，AGFI=0.862，两者达到拟合标准；CFI=0.885，RMSEA=0.084，TLI=0.866，SRMR=0.056，以上几项接近但未达到拟合标准，需要对模型进行修正以达到严格的心理学测量学标准。根据修正指数的提示，相继删除C18，C14，C17，C4共4个题项，得到令人满意的拟合指标。修正后的运动员MW结果分量表共12个题项。一阶模型路径见图3，各项指标见表10。

图2 内容分量表二阶CFA模型图（n=563）Figure2 Second Order CFA Model of Content Scale（n=563）

图3 修正后的结果分量表一阶CFA模型Figure3 First Order CFA Model of the Modified Results Scale

运动员MW结果分量表共2个一阶因素。二阶CFA只有2个一阶因素，这种情形称为不足辨识，研究者是无法单独执行二阶分析的，但可以借由一阶2因素相关分析来判断，只要2个因素在0.5以上，这也表示可以用二阶取代一阶[17]。将一阶的消极MW与积极MW做相关，未达到二阶取代一阶的标准，因此将一阶完全相关模型作为运动员MW结果分量表的模型验证。

经过项目分析和验证性因素分析，最终的运动员MW诱因、内容及结果评估量表共剩余42个题项，各维度题项分布情况见表11，题项示例见表12。

表9 结果分量表一阶CFA多模型比较Table9 Comparison of First Order CFA Multi-model of Results Scale

表10 修正后的结果分量表一阶模型指标Table10 First Model Index of the Modified Results Scale

2.3 内部一致性信度

运动员MW诱因、内容及结果评估量表的测验表明，除了诱因分量表中的弱注意控制维度的克朗巴赫系数为0.661以外，各分量表维度的克朗巴赫系数在0.729～0.882之间，达到0.70以上的标准[18]（见表13）。

2.4 重测信度

共116人参加了重测信度的检验，2次测试的间隔为3周。通过计算各维度的皮尔逊积差相关，运动员MW诱因分量表各个维度的重测信度分别是0.563、0.715、0.720、0.800和0.832；运动员MW内容分量表各个维度的重测信度分别是0.630、0.627和0.579；运动员MW结果评估分量表各个维度的重测信度分别是0.756和0.853；重测信度的总平均数为0.708。达到可接受水平，说明该量表具有较好的稳定性。

表11 项目分析和验证性因素分析后的题项分布Table11 Distribution of the Items after the Analysis of Project and Confirmatory Factor

表12 运动员MW量表的题项示例Table 12 Examples of the Athlete’s MW Scale

表13 运动员MW量表各维度信度分析（n=563）Table13 Reliability Analysis of Each Dimension in Athlete’s MW Scale（n=563）

2.5 结构效度

通过计算各维度之间的相关系数、各维度与所属分量表之间的相关系数，考察量表的结构效度。结果显示，各维度之间的相关系数在0.319～0.652之间，为低到中度正相关，表明各维度方向一致，同时又具有一定的相互独立性，不可相互替代。维度与所属分量表之间的相关在0.729～0.882之间，为中高度相关，表明维度与分量表概念一致。各维度之间的相关系数均明显低于维度与所属分量表之间的相关系数，表明该量表具有良好的结构效度（见表14）。

2.6 内容效度

内容效度是检验对象对问题的理解和回答是否与设计者希望询问的内容一致。本研究的运动员MW诱因、内容及结果评估量表的编制在经过本专业和非本专业人员意见的基础上编制而成，因此可以认为该量表具有良好的内容效度。

2.7 效标效度

本研究选用的效标量表基于以下3点考虑:（1）根据MW伴随着注意力的转换[19]，选用运动员心理技能量表（Psychological Skill Inventory for Sport，PSIS）的集中注意维度，此量表为5点评分，共6个题项，得分越高集中注意程度越高[20]；（2）根据MW与正念注意觉知呈负相关的研究结果，选用正念注意觉知量表（Mindful Attention Awareness Scale，MAAS），此量表为6点评分，共15个题项，高分反映了个体在日常生活中对当下觉知和注意较高水平的特质[21]；（3）根据结果评估分问卷包含消极MW和积极MW的研究结果，选用精简版想象过程量表（Short Imagine Processes Inventory，SIPI）的积极建构性白日梦维度和罪恶感、害怕失败的白日梦维度，此量表为5点评分，共28个题项。

结果显示，运动员MW诱因、内容及结果评估量表各分量表与注意力集中维度和正念注意觉知呈显著性负相关；与精简版想象过程量表的罪恶感及害怕失败白日梦、积极建构性白日梦均呈显著性正相关，符合运动员MW产生的影响具有利弊共存的特点[11]。运动员MW诱因、内容及结果评估量表具有较好的效标效度（见表15）。

3 结论

虽然国外对于MW的研究已经取得了一定的成果，也出现了针对一般群体的测量工具，但是，全面测量运动员群体MW的工具仍未出现。通过了解运动员的MW诱因、内容和结果评估，可以帮助教练员和运动员掌握MW的发生诱因、游移了什么及其对运动表现产生怎样的影响。因此，本文希望研制出适合中国文化背景的运动员MW诱因、内容及结果评估量表，为有效控制运动员MW产生的消极影响提供科学依据。

研制的运动员MW量表包括诱因、内容和结果评估3个分量表，共42个题项。其中，诱因分量表的5个维度包括弱注意控制（3个题项）、自发思维（6个题项）、心理落差（3个题项）、比赛心境（4个题项）和躯体感觉（5个题项）；内容分量表的3个维度包括运动任务无关（3个题项）、运动任务结果（3个题项）和运动任务过程（3个题项）；结果评估分量表的2个维度包括消极MW（7个题项）和积极MW（5个题项）。运动员MW诱因、内容及结果评估量表具有较高的信、效度水平，可以作为我国学者进一步研究运动员MW的有效测评工具。

表14 维度之间、维度与分量表之间的相关分析（n=563）Table14 Correlation Analysis Between Dimensions，Dimensions and Scales（n=563）

表15 运动员MW量表与效标量表之间的相关（n=449）Table15 Correlation between Athlete’s MW Scale and Criterion Scale（n=449）

[1]KANE M J，BROWN L H，MC VAY J C，et al.For whom the mind wan⁃ders，and when an experience-sampling study of working memory and executive control in daily life[J].Psychological Science，2007，18（7）:614-621.

[2]CALLARD F，SMALLWOOD J，GOLCHERT J，et al.The era of the wan⁃dering mind?Twenty-first century research on self-generated mental ac⁃tivity[J].Frontiers in Psychology，2013，4:891.

[3]RANDALL J G，OSWALD F L，BEIER M E.Mind-Wandering，cogni⁃tion，and performance:a theory-driven meta-analysis of attention regu⁃lation[J].Psychological Bulletin，2014，140（6）:1411-1431.

[4]ALLAN C J，SOLMAN G J，CARRIERE J S.et al.Anatomy of an error:a bidirectional state model of task engagement/disengagement and atten⁃tion-related errors[J].Cognition，2009，111（1）:98-113.

[5]MCVAY J C，KANE M J.Dispatching the wandering mind?Toward a lab⁃oratory method for cuing“spontaneous”off-task thought[J].Frontiers in Psychology，2013，4:570.

[6]MASON M F，NORTON M I，HORN J D V，et al.Wandering minds:The default network and stimulus-independent thought[J].Science，2007，315:393-395.

[7]SMALLWOOD J，BROWN K，BAIRD B，et al.Cooperation between the default mode network and the frontal-parietal network in the production of an internal train of thought[J].Brain Research，2012（47）:60-70.

[8]王寅谊.心智游移频率特征研究-问卷开发[D].金华:浙江师范大学，2011.

[9]网易体育讯.费德勒:比赛中有时会走神我们又不是机械战警[EB/OL].http://sports.163.com/11/0224/09/6TL9TB7T00051CDG.html.

[10]李洁玲.思维研究新方向:运动员心智游移的界定和理论初探:第十届全国体育科学大会[C].杭州:2015.

[11]李洁玲，姚家新.运动员心智游移:基于扎根理论的质性研究[J].中国体育科技，2016，52（6）:43-50.

[12]吴明隆，问卷统计分析与实务-SPSS操作与应用[M].重庆:重庆大学出版社，2010.

[13]王君，赵世明.问卷编制指导[M].北京:教育科学出版社，2006.

[14]SCHUMACKER R E，RICHARD G L.A beginner’s guide to structural equation modeling，2th ed.Mahwah[M].NJ:Lawrence Erlbaum Associ⁃ates，2004.

[15]KLINE R B.Principles and practice of structural equation modeling（2nded.）[M].New York:Guilford，2005.

[16]DOLL W J，XIA W，ORKZADEH G A.Confirmatory factor analysis of the end user computing satisfaction instrument[J].MIS Quarterly，1994，18（4）:453-461.

[17]张伟豪.SEM论文写作不求人[M].台湾:鼎茂图书出版股份有限公司，2013.

[18]NUNNALLY J C.Psychometric theory（2nded）[M].New York:McGraw-Hill，1978.

[19]SMALLWOOD J.Distinguishing how from why the mind wanders a pro⁃cess-occurrence framework for self-generated mental activity[J].Psy⁃chological Bulletin，2013，139（3）:519-535.

[20]MAHONEY M J，GABRIEL T J，PERKIND T S.Psychological skills and exceptional athletic performance[J].The Sport Psychologist，1987（1）:181-199.

[21]BROWN K W，RYAN R M.The benefits of being present:Mindfulness and its role in psychological well-being[J].Journal of Personality and Social Psychology，2003，84（4）:822-848.