loading中国临床心理学杂志2009年第17卷第1期··27
沉思反应量表中文版在高中生中初步运用结果分析
杨娟，凌宇，肖晶，姚树桥
(中南大学湘雅二医院医学心理学中心，湖南长沙410081)
【摘要】
目的：对沉思反应量表中文版进行条目分析及信、效度分析。方法：采用沉思反应量表中文版(RRS)和CES-
D，对593名高中生施测。结果：①由于条目14对其因子的负荷系数为-0.07，因此删除条目14，修订后验证性因素分
析GFI=0.946、IFI=0.913、CFI=0.912、RMSEA=0.066；②修订后RRS总分及各因子分与CES-D的相关系数在0.127-
0.637之间；③总量表的Cronbach’sα系数为0.85，各因子的α系数在0.63-0.82之间；条目间平均相关系数在0.22-0.31之间。结论：修订后的沉思反应量表(RRS-R)有21个条目，其信、效度达到测量学要求。
【关键词】
沉思；验证性因素分析；高中生
文献标识码:A
文章编号:1005-3611(2009)01-0027-02
中图分类号:R395.1
TheChineseVersionofRuminativeResponsesScaleinHighSchoolStudents：
ItsReliabilityandValidity
YANGJuan，LINGYu，XIAOJing，YAOShu-qiao
MedicalPsychologicalResearchCenter，SecondXiangyaHospital，CentralSouthUniversity，Changsha410011，China
【Abstract】
Objective:ToexaminethereliabilityandvalidityofRuminativeResponsesScale.Methods:593high
schoolstudentsweresurveyedwithRRSandCES-D.Results:①Becausethepathcoefficientofitem14was-０.07,theitemwasdeleted.Inconfirmatoryfactoranalysis,GFI=０.946,IFI=０.913,CFI=０.912,RMSEA=０.066;②ThecorrelationcoefficientsbetweenRRS\\thethreefactorsandCES-Drangedfrom０.127-０.637;③TheCronbach’sαcoefficientofRRSwas０.85,andtheCronbach’sαcoefficientsofthethreesubscalesrangedfrom０.63-０.82;themeaninteritemcorrelationcoefficientsrangedfrom０.22-０.31.Conclusion:RRS-Rhas21itemsandacceptablepsychometricquality.
【Keywords】
Rumination;Confirmatoryfactoranalysis;Highschoolstudents
Nolen-Hoeksema早在1987年提出了抑郁的反应方式理论，认为沉思（rumination）可能是抑郁发作
的重要易感因素，可以促使或加重抑郁的发生和持续时间[1]。她把沉思定义为：个体把注意力集中在抑郁症状以及这些症状含意的行为和想法，可能包含了反复思虑症状（如，思考“我多么的疲乏”）、抑郁的可能原因（如，询问自己“为什么我心情低落而别人没有”）、以及抑郁可能引起的后果（如，“如果我一直这样下去，我将不能完成我的工作”），并编制了反应方式问卷（ResponseStylesQuestionnaire,RSQ）来评估沉思和转移（distraction）两种不同的反应方式[2]。
所有参加测试的高中生来自长沙市一所城市中学与浏阳一所乡村中学，为高一学生。由学校组织，学生家长签署知情同意书后，学生自愿参加。共617人参加，完成所有评估的有效被试593人，年龄范围
14-18岁，平均年龄16.04±.61岁，其中男生284人（47.9%），女生309人（52.1%）。1.2研究工具
1.2.1沉思反应量表（RuminativeResponsesScale,RRS）由美国Yale大学SusanNolen-Hoeksema
教授提供量表，首先由两名临床心理学家将量表翻译成中文，然后由加拿大McGill大学的双语言学家回译成英文，再翻译成中文。经过反复翻译与回译，尽量使条目表达清晰、易懂，并且符合中文的表达习惯。RRS由22个条目组成，分成3个因子：因子1—与抑郁相关；因子2—强迫性冥思；因子3—反思。采用4级评分，1分为从来没有，2分为有时，3分为经常，4分为总是发生。
1.2.2流调中心用抑郁量表（CenterforEpidemio-logicStudiesDepressionScale,CES-D）[7]CES-D为自评量表，共20个条目，要求受试者说明一周内相应症状或感觉出现的频度，1-4级评分，总分越高表示抑郁程度越高。
2003年，Treynor重新修订了RSQ的沉思反应分量表（RuminativeResponsesScale,RRS），并提出沉思可以分为两种亚型：强迫性冥思（brooding）和反思（reflection）[3]。RRS被证明具有良好的信、效度，在国
际上广泛使用[4-6]。我国目前没有测量沉思反应的标准化测量工具，本研究拟对RRS中文版在我国青少年应用中的信、效度进行分析，为该量表在我国的应用提供依据。
1
1.1
对象与方法
被试
·28·1.3统计方法
使用SPSS12.0进行相关分析，Amos4.0进行验
证性因素分析。
2
结果
2.1
效度分析
参照Treynor提出的RRS三因子结构：与抑郁
相关因子包括条目1、2、3、4、6、8、9、14、17、18、19和
22，强迫性冥思因子包括条目5、10、13、15和16，反
思因子包括条目7、11、12、20和21[3]，将与抑郁相关因子内的每4个条目随意合并成一个小组，12个条目组成了3个小组，强迫性冥思和反思因子各5个条目，采用Amos4.0对数据进行验证性因素分析，得到模型1的拟合指数为：GFI=0.932，IFI=0.880，CFI=
0.879，RMSEA=0.075。进一步分析每个条目的因子
负荷，发现条目14对其因子的负荷系数为-0.07，因此删除了条目14。
第二次打包进行验证性因素分析得到模型2的各项拟合指数为：GFI=0.946，IFI=0.913，CFI=0.912，
RMSEA=0.066。说明修订后的沉思反应量表中文版
具有较好的结构效度。将3因子结构模型，及各条目对因子的负荷系数和复相关系数用标准化路径图表示，见图1。
图1RRS（21个条目）三因子结构
2.2信度分析
在593名高中生组成的样本中，进行内部一致性信度检验，结果发现，总量表的Cronbach’sα系数为0.85，各因子的α系数与抑郁相关0.82，强迫性冥思0.63，反思0.67。
总量表的条目间平均相关系数为0.22,各因子的条目间平均相关系数与抑郁相关0.３０，强迫性冥思0.3１，反思0.２９。
2.3与CES-D的相关
把RRS各因子分及量表总分与CES-D总量表
ChineseJournalofClinicalPsychologyVol.17No.12009
分进行相关分析，结果见表１。
2.4RRS量表得分及性别差异比较
表２呈现的是RRS量表得分及性别差异比较。
总分及各分量表分性别差异不显著。
表１
RRS与CES－D的相关系数（N=593）
注：*P<0.05，**P<0.01，下同。
表２
RRS与CES－D的相关系数（x±s）
3讨论
RRS中文版仍包含与抑郁相关、强迫性冥思和
反思三个维度，删去第14题后验证性因素分析各项拟合指标均达到测量学要求，说明RRS中文版3因子模型具有较好的匹配性，符合理论构想。条目14“如果继续这样下去，我没法集中注意力”，似乎没有很好地反映因子１—与抑郁相关，有待进一步研究解释。事实上，过去的研究对于Nolen-Hoeksema所发展的沉思反应方式量表有不少争议，研究指出，当剔除与抑郁症状相似的沉思反应型态项目后，再抽取出的因子模型具有良好的效度和因子负荷[3，7]。
RRS中文版的Cronbach’sα系数为０.85，表明RRS中文版具有良好的内部一致性。尽管三个因子
的Cronbach’sα系数均低于总量表的α系数，但它们仍在可接受水平，本研究结果的Cronbach’sα系数与Treynor的结果相似[3]。
与CES-D总分的相关分析也表明，RRS总分及与抑郁相关、强迫性冥思和反思与CES-D总分有显著相关。Treynor分析了RRS与BDI的相关，也得出
了类似的结果[3]。
本研究的结果显示，女生的RRS总分及各分量表分都略高于男生，但没有显著性差异，这与Abela，Broderick及Burwell等人研究结果一致[8-10]。
参
考
文
献
1Nolen-HoeksemaS.Sexdifferencesinunipolardepression:EvidenceandTheory.Psychologicalbulletin,1987,101(2)：259-282
2Nolen-HoeksemaS,MorrowJ.Aprospectivestudyofde-pressionandposttraumaticstresssymptomsafteranatural
（下转第31页）
中国临床心理学杂志2009年第17卷第1期··31
的方差；情绪衰竭解释了10%的方差，玩世不恭解
表5
释了12%的方差；效能感低落解释了20%的方差。
人口统计学变量和学习倦怠对学习绩效的回归分析(N=270)
3讨论
3
探索性因素分析和验证性因素分析结果验证了
MBI-SS三维度结构模型的有效性。且与国内外大量的研究相一致[3-5，9-11]。相关分析和信度分析结果表明，此量表具有良好的信度。分量表之间的相关系数在0.30-0.56之间，也与大量的研究相一致[3-5]。
效标关联效度分析显示，学习倦怠及各维度都对学习绩效具有显著负面的影响，而其中效能感低落的负面效应最强。多元回归分析结果也交叉验证了这一点。因此，在教育过程中，一定要加强和提高学生的自尊感和自我效能感，以期对学习倦怠产生“抗体”，激发更高的成就动机和抗逆力。然而，由于学习模式的转变和自我发展的需要，研究生更强的专业性也带来了更窄的就业面，而更大的科研、就业压力和更高的期望使得研究生的学习倦怠更具慢性和隐蔽性的特征。因此，研究生的学习倦怠与本科生具有共性，也具有一定的特性。学生的学习倦怠问题，特别是研究生的学习倦怠问题值得进一步深入的探讨和研究。
参
考
文
献
4
5
6
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