camm是什么意思m在线翻译读音例句

儿童青少年正念量表(CAMM)在中国青少年群体中的信效度

检验

刘晓凤;迟新丽;张洁婷;段文杰;温宗

【摘要】目的:检验儿童青少年正念量表(CAMM)在中国青少年群体中应用的信效

度,为青少年正念研究提供科学工具.方法:选取310名中学生(样本1)进行条目分析

和探索性因素分析,再选取309名中学生(样本2)进行验证性因素分析、效标效度、

增量效度和信度分析.结果:中文版CAMM抽取2个因素最为合适,并具有良好的结

构效度、效标效度、增量效度及较高的信度.结论:中文版CAMM具有良好的心理

测量学指标,可以在中国青少年群体中使用.

【期刊名称】《心理学探新》

【年(卷),期】2019(039)003

【总页数】7页(P250-256)

【关键词】儿童青少年正念量表;信度;效度;青少年

【作者】刘晓凤;迟新丽;张洁婷;段文杰;温宗

【作者单位】深圳大学教育学部心理学院,深圳518060;深圳市情绪与社会认知科

学重点实验室,深圳大学,深圳518060;深圳大学教育学部心理学院,深圳518060;深

圳市情绪与社会认知科学重点实验室,深圳大学,深圳518060;深圳大学教育学部心

理学院,深圳518060;深圳市情绪与社会认知科学重点实验室,深圳大学,深圳

518060;华东理工大学社会与公共管理学院,上海200237;台湾法鼓文理学院,台湾

新北市208

【正文语种】中文

【中图分类】B841.2

1引言

正念是一种有意地，不加评判地，对当下觉察的状态(Bishopetal.，2004；

Brown&Ryan，2003)。近年来，青少年正念越来越成为心理学的热点话题。大

量的研究发现正念可以促进青少年的心理健康，如正念水平有助于提升青少年复原

力(Meiklejohnetal.，2012)，有效改善其情绪状态(如降低焦虑水平)和提升情绪

调节能力(陈思佚，崔红，周仁来，贾艳艳，2012)。研究也发现正念能够缓解受

欺凌对儿童复原力和抑郁的影响(Zhou，Liu，Niu，Sun，&Fan，2017)；可以

降低不安全依恋对抑郁、焦虑和压力的影响，从而减少其对幸福感的消极影响(陈

思佚，崔红，周仁来，贾艳艳，2012)；可以缓解手机成瘾对青少年情绪平衡和睡

眠质量的不良影响(刘庆奇，周宗奎，牛更枫，范翠英，2017)。此外，以正念为

基础的干预研究也在应对青少年的心理问题中广泛展开，如干预研究发现正念对青

少年抑郁(Sibinga，Webb，Ghazarian，&Ellen，2015)、焦虑(Anand&

Sharma，2014)和网络成瘾等问题行为的改善(Arslan，2017)都有显著效果。由

此可见，通过改善青少年的正念水平可以促进其积极发展。

随着青少年正念研究的日渐兴起，对于检验正念水平的测量工具变得必不可少，这路由器设置步骤图解

不仅为评估青少年正念发展水平提供实证数据，同时可以为评估正念干预的效果提

供重要指标(Baer，Smith，Hopkins，Krietemeyer，&Toney，2006)。然而，

目前已有的正念量表，如五维度正念量表、费城正念量表、正念注意觉知量表、弗

莱堡正念量表等(Baeretal.，2006；Brown&Ryan，2003；Cardaciotto，

Herbert，Forman，Moitra，&Farrow，2008；Buchheld，Grossman，&

Walach，2001)，大多都是以成人为研究对象的测量工具，其本身可能存在检测

正念变化方面不够敏感的问题，尤其在青少年群体中(Noone&Hogan，2016，

2018)，并且题项繁多、内容深奥，不利于儿童青少年理解。而儿童青少年正念量

表(ChildandAdolescentMindfulnessMeasure，CAMM)是专门针对10～17

岁儿童和青少年的正念倾向测量工具(Greco，Baer，&Smith，2011)，有着优于

其它正念量表所不具有的优点：如题目少，仅有10个题目；内容易于理解且贴合

儿童青少年日常学习和生活等。该量表由Greco和Baer编制，通过对最初的25

个题目进行探索性和验证性因素分析最终确定了10个题目，其采用0-4级评分

(0=从不真实；4=始终为真)，其内容包含了缺乏对当下的觉察和判断，和不接纳

思想和感受两个部分。该量表具有较高的信度(=0.80)和较好的结构效度(Greco

etal.，2011)。

目前，该量表已被翻译为不同语言版本，并在多个国家的儿童青少年群体中进行了

验证，如荷兰(Bruin，Zijlstra，&Bgels，2014)、法国(Dion，Paquette，

Daigneault，Godbout，&Hbert，2017)、葡萄牙(Cunha，Galhardo，&

Xavier，2012)、意大利(Chiesi，Dellagiu夏天诗词100首 lia，Lionetti，Bianchi，&Primi，

2017)和澳大利亚(Kuby，Mclean，&Allen，2015)等，众多研究结果表明，该

量表具有良好的信效度。然而，CAMM尚未在中国儿童青少年群体中进行专门修

订和检验，鉴于中国青少年正念研究的快速发展及测量工具的缺乏(段文杰，冯宇，

2018；Noone&Hogan，2016，2018)，该研究拟在我国青少年群体中对

CAMM进行中文版的修订，并考察其信效度，为日后我国青少年正念研究提供科

学化的测量工具。

2方法

2.1被试与施测过程

于2017年10月(样本1：用于项目分析和探索性因素分析)和11月(样本2：用于

验证性因素分析、效标关联效度、增量效度和信度分析)分别随机抽取深圳市两所

公立中学进行儿童青少年正念量表的施测。由受训过的心理学专业研究生作为主试

在课堂上采取分开坐，不说话、不讨论等形式进行测试，测试时间大约为30分钟。

两次样本的人口学信息具体请见表1。

表1样本1和样本2人口学背景人数及百分比样本1(n=310)样本2(n=309)人数

百分比%人数百分比%性别男生17456.117657.0女生13443.213242.7年龄

1141.341.31219863.920666.7139731.38928.81482.682.615--10.3家庭平均月

收入1000元以下10.331.01000-1999元92.982.62000-2999元

185.8247.83000-3999元268.4237.44000-4999元144.5216.85000-5999元

196.1278.76000元以上15750.613242.7家庭结构完整28792.629294.5

续表1

样本1(n=310)样本2(n=309)人数百分比%人数百分比%父母离异113.5113.6单

亲家庭51.641.3其他41.310.3

2.2工具

儿童青少年正念量表(CAMM)：在征得英文版儿童青少年正念量表开发者Greco

等人同意后，将其翻译成中文版本。为了使问卷在中西方文化背景下语言和概念上

更具等价性，该研究采用翻译-回译-专家咨询-小组聚焦的流程确定儿童青少年正

念测量中文版本，所有题目均需反向计分，总分越高表明正念水平越高。

流调中心用抑郁量表(CES-D)：该量表由Radloff(1977)编制，采用0-3(0是偶尔

或无，1是大部分时间或持续)级计分，包括20道题目，以16分作为抑郁症状零

界点，即15分及15分以下为无抑郁症状，16分以上为有抑郁症状。量表在该研

究的Cronbach’s系数为0.84。

青少年心理社会能力量表：量表选取Shek和Sun(2007)编制的积极青少年发展量

表中的复原力等6个维度，组成心理社会能力发展的指标，该量表采用1-6级计

分(1是非常不同意，6是非常同意)，总的得分均值作为青少年心理社会能力的指

标，得分越高表明心理社会能力越高。量表在该研究中的Cronbach’s系数为

0.86。

青少年外向危险行为量表：选取白洁(2007)编制的青少年危险行为评定量表中的

外向危险行为子量表来考察青少年的外向性行为问题，采用1-5级计分(1是从来

没有，5是一直以来就这样)，以总分均值为其外向性行为问题的指标，总分均值

越高，外向行为问题越严重。量表在该研究的Cronbach’s系数为0.83。

2.3统计分析

将数据录入计算机后，采用SPSS22.0和Mplus7.0软件对数据进行分析。

3结果

3.1条目分析

采用皮尔逊相关法，对样本1数据进行该量表的各条目与总分之间关系的分析。

结果表明，该量表所有条目与总分的相关系数介于0.48到0.76之间，均p<0.01。

因此，10个条目均符合保留标准，未做条目删除。

3.2结构效度

3.2.1探索性因素分析

为了更好的确定中文版CAMM的结构，对样本1进行探索性因素分析。提取方法

采用极大似然法，正交旋转法，结果表明样本KMO值为0.87，Bartlett球形检验

结果为1127.66(p<0.01)，表明数据适合做因子分析。同时，特征值大于1的因

子有两个，其特征根分别为4.42和1.33，方差贡献率分别为44.15%和13.32%，

两个因子累积方差贡献率为57.47%。

表2旋转后因子负荷表条目f1f210.70∗0.0420.57∗-

0.1530.39∗0.21∗40.33∗0.49∗5-0.010.76∗60.66∗-0.1270.78∗0.0280.67∗-

0.0190.40∗0.45∗100.010.77∗

注：f1和f2为CAMM的两维度，f1命名为觉察与不评判；f2命名为接

纳,*p<0.05。

由表2可知，各条目因子负荷量为0.3以上，条目题号为1、2、3、6、7、8属

于维度1，将其命名为“觉察与不评判”(意为强调对当下时刻的觉察和非判断)，

条目题号为4、5、9、10属于维度2，命名为“接纳”(意为对思想和感受不接纳)。

维度1和2之间的相关显著(r=0.56，p<0.05)，表明量表初步修订良好。

3.2.2验证性因素分析

基于样本1探索性因素分析结果，采用Mplus7.0对样本2的数据进行验证性因

素分析，考察量表的结构效度。该研究通过以单维结构为竞争模型，以比较二维结

构是否为最佳模型。结果发现(如表4所示)，单维结构时，各个主要的拟合指标分

别为2=205.75、df=35、TLI=0.72、CFI=0.78、RMSEM=0.13、SRMR=0.08；

二维结构时，各个主要的拟合指标分别为2=99.47、df=34、TLI=0.89、

CFI=0.92、RMSEM=0.08、SRMR=0.05。根据前人对模型拟合指数值临界值的

建议(如表3)，若TLI/NNFI小于临界值(0.90)，但相差不大时，可考虑CFI做进一

步参照(温涵，梁韵斯，2015；温忠麟，侯杰泰，马什赫伯特，2004)。此外，本

文二维结构中的TLI/NNFI值与原量表结果类似(NNFI=0.87)(Grecoetal.，

2011)。综合评估各指标可知，二维结构模型比单维结构模型有更好的拟合效果，

且指标满足心理测量学的要求，由此认为该量表为二维结构模型，且具有较好的结

构效度。图1为二维CAMM验证性因素分析模型示意图。

表3样本2的CAMM结构模型的拟合优度检验(n=309)卡方

(X2)dfTLI/NNFICFIRMSEASRMR临界值中文量表p<0.05—

≥0.90≥0.90≤0.08≤0.05单维结构205.75(p<0.01)350.720.780.130.08二维结

构99.47(p<0.01)340.890.920.080.05原量表单维结构没有报告(p<0.01)没有报

告0.8700.9000.0700.060

注：X2为卡方值，df为自由度、CFI为相对拟合指数、TLI为Tucker-Lewis指数、

RMSEA为近似误差均方根、SRMR为标准残差均方根。

3.2.3效标效度

该研究用流调中心用抑郁量表、青少年心理社会能力量表、青少年外向危险行为量

表作为效标，采用皮尔逊相关法对样本2数据进行检验，结果表明，在控制人口

学变量的前提下，儿童青少年正念量表与青少年心理社会能力显著正相关(r=0.25，

p<0.01)，与抑郁和外向危险行为问题显著负相关(分别r=-0.49，p<0.01；r=-

0.34，p<0.01)。儿童青少年正念量表的觉察与不评判和心理社会能力各维度均显

著正相关，与外向危险行为各维度均显著负相关，表明修订好的CAMM具有较好

的效标效度。具体请见表4。

图1二维CAMM验证性因素分析模型示意图表4CAMM与心理社会能力、抑郁、

外向危险行为问题量表各维度和总分均值之间的相关性

P1P2P3P4P5P6A1A2A3A4f1f2CESDARBPYDMP1----P20.56∗∗----

P30.57∗∗0.56∗∗----P40.48∗∗0.53∗∗0.56∗∗----

P50.47∗∗0.57∗∗0.58∗∗0.65∗∗----P60.47∗∗0.49∗∗0.54∗∗0.57∗∗0.64∗∗----

A1-0.15∗∗-0.17∗∗-0.12∗-0.07-0.14∗-0.03----A2-0.13∗-0.12∗-0.06-0.03-

0.02-0.060.24∗∗----A3-0.35∗∗-0.32∗∗-0.27∗∗-0.21∗∗-0.20∗∗-

0.19∗∗0.46∗∗0.56∗∗----A4-0.17∗∗-0.11∗-0.17∗∗-0.09-0.16∗∗-

0.080.41∗∗0.47∗∗0.57∗∗----f10.31∗∗0.35∗∗0.29∗∗0.25∗∗0.26∗∗0.22∗∗-

0.33∗∗-0.15∗-0.42∗∗-0.37∗∗----f2-0.0040.050.060.020.060.01-0.10-0.09-

0.07-0.15∗0.47∗∗---CESD-0.34∗∗-0.41∗∗-0.36∗∗-0.30∗∗-0.23∗∗-

0.24∗∗0.33∗∗0.16∗∗0.50∗∗0.36∗∗-0.60∗∗-0.19∗∗-ARB------------0.45∗∗-

PYD-------------0.40∗∗-0.23∗∗-M-------------0.49∗∗-0.34∗∗0.25∗∗-

注：*p<0.05，**p<0.01；CESD为抑郁总分；PYD为心理社会能力总分均值，

其中P1为连接、P2为复原力、P3为社会能力、P4为情绪能力、P5为认知方面、

P6行为方面；M为正念总分，其中f1为觉察与不评判，f2为接纳；ARB为青少

年外向危险行为问题总分，其中A1为暴力行为、A2为偷窃、A3为不服管教、

A4为逃学逃家。

3.3增量效度

3.3.1正念对抑郁的预测分析

青少年心理社会能力是预防青少年负面行为的重要因素之一，为了考察正念是否有

同样的预测力，该研究采用分层回归分析法，结果表明(见表5)，在控制人口学变

量前提下，心理社会能力对抑郁有显著预测效力(=-0.38，p<0.01)，解释的方差

变异量增加14.0%(3.6%-17.6%)，在控制人口学变量和心理社会能力的前提下，

正念水平对抑郁有显著预测效力(=-0.41，p<0.001)，解释的方差变异量增加

15.2%(17.6%-32.8%)。由此可见，正念能显著预测抑郁，并且预测力强于心理社

会能力。

表5正念水平和心理社会能力对抑郁的预测分析预测变量R2Ft第一步

0.0362.77∗性别0.091.54家庭人均月收入0.142.45家庭结构0.091.57年龄

0.040.67第二步0.17612.83∗∗∗心理社会能力-0.38-7.15第三步0.32824.31∗∗∗

正念-0.41-8.22

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001

3.3.2正念对外向危险行为的预测分析

同样，采用分层回归法，考察正念对外向危险行为的预测力。表6显示，在控制

人口学变量的前提下，心理社会能力对外向危险行为有显著预测效力(=-0.30，

p<0.001)，解释的方差变异量增加5.1%(4.0%-9.1%)，在控制人口学变量和心理

社会能力的前提下，正念水平对外向危险行为具有显著预测效力(=-0.23，

p=0.05)，解释的方差变异量增加8.4%(9.1%-17.5%)。由此可见，正念能显著预

测外向危险行为，并且预测力强于心理社会能力。

表6正念水平和心理社会能力对外向危险行为的预测分析预测变量R2Ft第一步

0.0402.37性别-0.10-1.48家庭人均月收入0.030.46家庭结构-0.03-0.41年龄

0.172.51第二步0.0914.56∗∗心理社会能力-0.23-3.58第三步0.1758.06∗∗∗正

念-0.30-4.83

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001

3.4信度分析

对样本2数据进行信度检验，合成信度为0.89，Cronbach’s系数为0.81，觉

察与不评判和接纳的Cronbach’s系数分别为0.74和0.77。此外，样本2中

60名被试，4周后完成了儿童青少年正念量表重测，儿童青少年正念量表的重测

信度为0.82，其中觉察与不评判为0.73，接纳为0.81。表明该量表具有良好的信

度。

4讨论

该研究目的是检验中文版CAMM在青少年群体中的信效度，为日后青少年正念研

究提供科学工具。研究发现中文版CAMM有着较好的模型拟合，表明该量表具有

良好的结构效度。青少年正念水平与心理社会能力显著正相关，与抑郁、外向危险

行为问题显著负相关；正念和心理社会能力对抑郁和外向危险行为均有显著负向预

测力，且正念对青少年抑断机杼怎么读 郁和外向危险行为的预测力超过心理社会能力，这些结果

支持了中文版CAMM良好的效标关联效度和增量效度，合成信度、系数和重测

信度都达到0.7以上，说明该问卷具有良好的信度。总体来说，CAMM在中国青

少年群体中具有良好的信效度，可作为测量中国青少年正念的工具。

研究发现该量表在中国青少年群体中呈二维结构，其中一个为觉察与不评判，另一

个为接纳，与以往合并儿童青少年群体为一个样本的研究(Dionetal.，2017；

Grecoetal.，2011；Cunhaetal.，2012；Chiesietal.，2017；Kubyetal.，

2015)得出的单维结构不一致。这可能是该研究针对青少年群体，青少年较儿童在

生理(如荷尔蒙变化)、脑结构、认知和情感等方面均存在较大的差异(Kuhn，

2006)，因此青少年正念水平的发展也可能存在变化(Bruinetal.，2014)。值得注

意的是，在针对荷兰青少年群体的研究中发现该量表也有与中国青少年正念内容相

似的维度：对当下的觉察和不评判；压抑或逃避一些想法和感受(Bruinetal.，

2014)。但第二个维度只有两个条目，因此研究者将其归为同一维度中，呈单维结

构(Bruinetal.，2014)，由此可见，该量表在青少年群体中可能存在二维结构的

趋势。此外，白首不相离歌词 相较于西方青少年，中国青少年学业更加繁重，更加需要排除杂念，

集中注意力在学业上，对于跟学业无关的思绪或者感受都被界定为负面，都要努力

赶除，从而正念的“不接纳”的维度在中国青少年群体中独立出来。这也为中国青

少年的正念研究和临床实践提供很好的实证启示。其次，由于正念本质代表的是一

个多重概念且多维的系统(Germer，Siegel，&Fulton，2005；郭璞洋，李波，

2017)，可以从不同角度去理解、界定正念。从描述性定义方面理解正念，其有三

大要素：觉知、不评判和接纳(Baer，2003；Germeretal.，2005；KabatZinn，

2003)。从操作性定义方面理解正念，其主要分为两个维度，一是对注意的自我控

制；二是对个体经验的导向(Bishopetal.，2004)。如今已有越来越多的研究者认

可其二维的操作性定义(Keng，Smoski，&Robins，2011)。由此可见，CAMM

在中国青少年群体中呈现的二维结构，是贴合正念定义的。

正念与心理社会能力、抑郁及外向危险行为问题的相关和回归分析发现，正念水平

越低，抑郁情绪和外向危险行为问题可能越多，心理社会能力可能越差，这与前人

研究结果相似(Bruinetal.，2014；Cunhaetal.，2012；Grecoetal.，2011；

Chiesietal.，2017；Kubyetal.，2015)，即正念与内化症状、外化问题、压力、

抑郁和焦虑显著负相关，与生活质量、社交技能、及幸福感等显著正相关。心理社

会能力是青少年积极发展的重要组成部分，目的是通过提升青少年的心理社会能力

来减少青少年的内部和外部行为问题，从而提升青少年积极发展和幸福感。大量的

实证研究也证实心理社会能力对青少年积极性发展的影响(Ferrer-Wreder，2014)，

该研究结果发现正念对青少年抑郁和外向危险行为的预测力超过心理社会能力，这

很好地启示研究者和实践者，可以通过把正念纳入青少年积极发展领域内，通过正

念为基础的训练方法以促进青少年的积极发展。

5结论

(1)中文版CAMM10个条目均保留；

(2)中文版CAMM在中国青少年群体中呈二维结构：维度一：觉察与不评判；维

度二：接纳；

(3)中文版CAMM具有良好的结构效度，校标效度和增量效度；

(4)中文版CAMM具有良好的信度。

参考文献

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