張潮 張文焱 劉文蘭 張皓

摘 要 為編制大學(xué)生敬畏情緒問(wèn)卷并評(píng)價(jià)其信效度，以敬畏的原型模型及原型擴(kuò)展模型為依據(jù)，結(jié)合開(kāi)放式問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果與相關(guān)文獻(xiàn)，構(gòu)建理論維度并編制初始問(wèn)卷。以487名大學(xué)生為被試，對(duì)初始問(wèn)卷進(jìn)行項(xiàng)目分析和探索性因素分析，選取另外353名大學(xué)生進(jìn)行正式測(cè)試，對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析和信效度檢驗(yàn)。結(jié)果表明：大學(xué)生敬畏情緒問(wèn)卷共有29個(gè)項(xiàng)目，包括浩大感、連通感、渺小感、自我削弱感、服從感、順應(yīng)需要和生理反應(yīng)7個(gè)因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為61.04%，驗(yàn)證性因素分析表明7因子模型擬合良好，問(wèn)卷信效度指標(biāo)符合心理測(cè)量學(xué)要求，能夠作為測(cè)量大學(xué)生敬畏情緒的有效工具。

關(guān)鍵詞 問(wèn)卷編制，敬畏情緒，大學(xué)生，因素分析，信效度

分類(lèi)號(hào) B841.7

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.04.008

1 引言

敬畏最初是哲學(xué)和倫理學(xué)范疇的概念，進(jìn)入心理學(xué)研究領(lǐng)域始于20世紀(jì)末積極心理學(xué)的興起。敬畏作為一種積極情緒，指的是個(gè)體在面對(duì)廣闊、浩大、或是超出當(dāng)前理解范圍的事物時(shí)所產(chǎn)生的一種混合了驚異等多種成分的復(fù)雜情緒體驗(yàn)，這些事物包括自然奇觀(guān)、藝術(shù)杰作、或非凡的人類(lèi)行為等（Keltner， & Haidt， 2003）。

敬畏的研究時(shí)間較短，目前與之相關(guān)的理論模型主要有兩個(gè)：原型模型和原型擴(kuò)展模型。Keltner和Haidt（2003）基于原型理論提出了原型模型（prototypical model of awe），指出敬畏包含兩個(gè)核心特征：知覺(jué)到的浩大（perceived vastness）和順應(yīng)的需要（a need for accommodation）。前者指?jìng)€(gè)體在知覺(jué)到諸如物理空間、社會(huì)地位或其他方面比自己強(qiáng)大的事物時(shí)所產(chǎn)生的體驗(yàn)，它通常與對(duì)力量的體驗(yàn)相聯(lián)系，并且會(huì)使個(gè)體產(chǎn)生渺小感、無(wú)力感和服從感。順應(yīng)的需要指?jìng)€(gè)體接收到的刺激不能被當(dāng)前心理結(jié)構(gòu)所同化而需要對(duì)基本信念及類(lèi)別和模式進(jìn)行變更的心理過(guò)程（Gordon， Stellar， Anderson， Mcneil， Loew， & Keltner， 2016， Sara， Dacher， & Tania， 2018），會(huì)使個(gè)體感到困惑、費(fèi)解和驚奇（董蕊， 彭凱平， 喻豐， 2013）。二者共同構(gòu)成原型敬畏且缺一不可。在原型模型的基礎(chǔ)上，不少學(xué)者進(jìn)行了補(bǔ)充和修訂。Bonner和Friedman（2011）采用解釋現(xiàn)象學(xué)的方法對(duì)原型模型作了補(bǔ)充，發(fā)現(xiàn)敬畏體驗(yàn)包括3類(lèi)別10個(gè)元素，即情緒類(lèi)別下的深刻感（profoundness）、連接感（connectedness）、神圣感（numinous）和恐懼（fear），認(rèn)知類(lèi)別下的浩大（vastness）、存在意識(shí)（existential awareness）、開(kāi)放性與接受性（openness and acceptance）和妙不可言的驚奇（ineffable wonder），感覺(jué)類(lèi)別下的當(dāng)下（presence）和高度的感知（heightened perception）（董蕊等， 2013）。這些元素的提出促使研究者開(kāi)始關(guān)注敬畏的個(gè)人體驗(yàn)。之后，Sundararajan（2002）提出了原型的擴(kuò)展模型，在原型模型的基礎(chǔ)上增加“意識(shí)（consciousness）”這一新的維度，指出敬畏還包括自我反思、二級(jí)意識(shí)和超然等意識(shí)因素（Sundararajan， 2009），更注重自我反思和沉思的作用。由此可見(jiàn)，敬畏的原型模型和原型擴(kuò)展模型分別側(cè)重關(guān)注敬畏的情緒成分和認(rèn)知成分。當(dāng)然，敬畏情緒下的個(gè)體除了心理層面的體驗(yàn)外，還有生理層面的反應(yīng)，如敬畏情緒下的個(gè)體會(huì)有明顯的吸氣動(dòng)作（Shiota， Campos， & Keltner， 2003），感到發(fā)冷和行動(dòng)變慢（Joye， & Dewitte， 2016），而與敬畏聯(lián)系最緊密的生理反應(yīng)是雞皮疙瘩（Schurtz， Blincoe， Smith， Powell， Combs， & Kim， 2012）。

雖然目前關(guān)于敬畏的定義和模型解釋尚存爭(zhēng)議，但作為一種積極情緒，敬畏對(duì)個(gè)體產(chǎn)生的認(rèn)知直至行為層面的積極后效不容置否，對(duì)個(gè)體幸福具有重要作用。已有研究表明敬畏可以降低認(rèn)知閉合需求、使個(gè)體對(duì)信息進(jìn)行更深入的加工（Griskevicius， Shiota， & Neufeld， 2010），激發(fā)創(chuàng)造性思維（Chirico， Glaveanu， Cipresso， Riva， & Gaggioli， 2018）。敬畏體驗(yàn)可以延長(zhǎng)個(gè)體的時(shí)間知覺(jué)，減少不耐煩感，并促使個(gè)體增加對(duì)親社會(huì)行為的時(shí)間投入（Rudd， Vohs， & Aaker， 2012）。同時(shí)，敬畏作為一種自我超越的情緒（Chirico， & Yaden， 2018），會(huì)使個(gè)體將自己看作是更大事物的一部分，與萬(wàn)物相連，感到渺小和謙卑，從而促使個(gè)體不斷提升自我（董蕊等， 2013）。此外，敬畏還會(huì)帶來(lái)更強(qiáng)的狀態(tài)性生活滿(mǎn)意感，使人們能夠更加滿(mǎn)意、更加積極地看待生活（Rudd et al.， ? 2012），有助于個(gè)體幸福感的提升（Anderson， Monroy， & Keltner， 2018）。

敬畏對(duì)人類(lèi)幸福有著重要作用，對(duì)此展開(kāi)研究意義重大，因此有必要開(kāi)發(fā)有效的測(cè)量工具。已有研究者對(duì)此進(jìn)行了探討并取得了一定的成果。關(guān)于敬畏情緒的測(cè)量，目前已有的工具主要包括特質(zhì)性積極情緒量表（Dispositional Positive Emotion Scales， DPES）（Shiota， Keltner， & John， 2006） 和

敬畏體驗(yàn)量表（Awe Experience Scale，AWE-S）（Yaden et al.， ? 2018）。 對(duì)于DPES，研究者常使用其中的敬畏分量表測(cè)量個(gè)體的特質(zhì)敬畏，該量表共包含6個(gè)項(xiàng)目：（1）我經(jīng)常感到敬畏，（2）我周?chē)錆M(mǎn)美好，（3）我?guī)缀趺刻於几械襟@奇，（4）我經(jīng)常在周?chē)氖挛镏姓覍つＪ?，?）我有很多機(jī)會(huì)看到美好的大自然，（6）我尋求對(duì)理解世界的挑戰(zhàn)體驗(yàn)。 采用7點(diǎn)計(jì)分。AWE-S共30個(gè)項(xiàng)目6維度，采用7點(diǎn)計(jì)分，用于測(cè)量個(gè)體的敬畏體驗(yàn)。AWE-S具有良好的信度和效度指標(biāo)，總體內(nèi)部一致性信度Cronbachs α系數(shù)高于0.90， 各分量表α≥0.80， AWE-S得分與修訂版差異性情感量表（The modified differential emotion scale， mDES）和DPES中所有積極情緒均呈正相關(guān)。

在我國(guó)，心理學(xué)領(lǐng)域關(guān)于敬畏的研究起步較晚，在數(shù)量和質(zhì)量上與國(guó)外同類(lèi)研究相比皆有一定的距離，敬畏的心理學(xué)理論架構(gòu)有待進(jìn)一步完善，相關(guān)研究正處在積累階段?，F(xiàn)有的敬畏研究中文獻(xiàn)綜述主要以國(guó)外研究為基礎(chǔ)，介紹理論架構(gòu)、研究方法及最新成果等，實(shí)證研究多采用國(guó)外的概念體系和測(cè)量工具。目前國(guó)內(nèi)研究者最常使用的敬畏測(cè)量工具是DPES中的敬畏分量表。雖然Shiota等較先開(kāi)發(fā)了這一敬畏相關(guān)量表，但DPES主要用于測(cè)量特質(zhì)性敬畏，且在國(guó)外已有研究中得到的信效度并不理想，有待進(jìn)一步驗(yàn)證（董蕊， 2016）。董蕊（2016）將此分量表用于中國(guó)文化背景下的研究，發(fā)現(xiàn)量表中項(xiàng)目1由于因素負(fù)荷過(guò)低而將此項(xiàng)目刪除，保留其余5項(xiàng)的量表模型配適度理想，信效度良好，后續(xù)研究者也多采用此5項(xiàng)目的敬畏量表進(jìn)行相關(guān)測(cè)量。因此在使用此工具時(shí)，應(yīng)該考慮其用于中國(guó)文化背景下的被試時(shí)的文化適用性問(wèn)題和項(xiàng)目相對(duì)較少等問(wèn)題。相比之下，AWE-S結(jié)構(gòu)更加完整合理、項(xiàng)目數(shù)量適宜、報(bào)告的信效度指標(biāo)良好， 但其尚未有中國(guó)情境下的使用情況， 而且對(duì)“敬畏”的理解可能存在中西方文化差異，中國(guó)人對(duì)于敬畏的理解更多地包含著“畏”和“恐懼”的成分（董蕊等， 2013）。AWE-S的結(jié)構(gòu)是否完全適用于中國(guó)文化背景下的個(gè)體？能否有效測(cè)量中國(guó)人的敬畏還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。

此外，用于測(cè)量積極和消極情緒的積極情感消極情感量表（Positive Affect and Negative Affect Scale，PANAS）中文修訂版也未將“敬畏”這一積極情緒包含在內(nèi)（邱林， 鄭雪， 王雁飛， 2008， 張衛(wèi)東， 刁靜， Schick， ?2004）。在實(shí)驗(yàn)室情境中，研究者通常在誘發(fā)任務(wù)后要求個(gè)體報(bào)告當(dāng)下的情緒狀態(tài)，對(duì)幾種情緒（如生氣、悲傷、敬畏、平靜、無(wú)聊、興奮等）進(jìn)行等級(jí)評(píng)分（Rudd et al.， ? 2012），還缺少具有較高信效度的狀態(tài)性敬畏情緒量表作為有效的測(cè)查工具。而僅僅詢(xún)問(wèn)被試“你是否感受到了敬畏”也是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，因?yàn)楸辉囁斫獾摹熬次贰焙脱芯空咚J(rèn)為的“敬畏”可能存在很大的不同（Yaden et al.， ? 2018）。

因此，本研究擬編制一份符合問(wèn)卷規(guī)范、項(xiàng)目數(shù)量適宜、結(jié)構(gòu)合理且適用于中國(guó)文化背景的敬畏情緒問(wèn)卷，以提供測(cè)量我國(guó)個(gè)體敬畏情緒的有效工具。

2 方法

2.1 形成初測(cè)問(wèn)卷

首先，以敬畏的原型模型和原型擴(kuò)展模型為理論基礎(chǔ)，參考AWE-S并結(jié)合結(jié)構(gòu)性訪(fǎng)談和開(kāi)放式問(wèn)卷的結(jié)果，編制初測(cè)題目。初擬項(xiàng)目57個(gè)，分屬8個(gè)因子，分別是“時(shí)間知覺(jué)”“浩大感”“連通感”“渺小感”“自我削弱感”“服從感”“順應(yīng)需要”和“生理反應(yīng)”，交由12名心理學(xué)專(zhuān)業(yè)工作者對(duì)初測(cè)問(wèn)卷內(nèi)容的適當(dāng)性、維度的全面性、項(xiàng)目的思想性和表達(dá)的清晰性等方面進(jìn)行評(píng)估，結(jié)果表明初始問(wèn)卷符合項(xiàng)目編制原則。

問(wèn)卷采用Likert 7點(diǎn)計(jì)分方式，“非常不同意”計(jì)1分，“非常同意”計(jì)7分。作答時(shí)，要求被試回憶最近一次感受到敬畏的場(chǎng)景和經(jīng)歷，并根據(jù)這次體驗(yàn)回答所列題項(xiàng)。得分越高，表示被試體驗(yàn)到的敬畏情緒越強(qiáng)烈。

2.2 問(wèn)卷施測(cè)

2.2.1 研究對(duì)象

選取大學(xué)生群體作為調(diào)查對(duì)象，問(wèn)卷初步測(cè)試階段發(fā)放問(wèn)卷共550份，剔除無(wú)效問(wèn)卷63份后，最終得到有效問(wèn)卷487份，有效率為88.55%。被試年齡范圍為17～25歲，平均年齡為20.01歲，標(biāo)準(zhǔn)差為1.27，其中男生213人，女生274人。這一部分樣本用于項(xiàng)目分析和探索性因素分析（Exploratory Factor Analysis， EFA）。問(wèn)卷正式測(cè)試階段發(fā)放問(wèn)卷共400份，剔除無(wú)效問(wèn)卷47份后，最終得到有效問(wèn)卷353份，有效率為88.25%。被試年齡范圍為18～23歲，平均年齡為20.28歲， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.84，其中男生54人，女生299人。此部分樣本用于信效度檢驗(yàn)和驗(yàn)證性因素分析（Confirmatory Factor Analysis， CFA）。

2.2.2 研究程序

測(cè)試開(kāi)始前，由經(jīng)過(guò)培訓(xùn)的主試統(tǒng)一宣讀指導(dǎo)語(yǔ)，保證受測(cè)者充分理解問(wèn)卷填寫(xiě)規(guī)則。測(cè)試時(shí)長(zhǎng)約為15分鐘。作答完畢后，問(wèn)卷由主試當(dāng)場(chǎng)收回。按照剔除標(biāo)準(zhǔn)，排除不合格問(wèn)卷，使用SPSS 25.0、R軟件、Amos 21.0和M-plus分別對(duì)兩階段得到的有效問(wèn)卷進(jìn)行項(xiàng)目分析、因素分析以及信效度檢驗(yàn)。

3 結(jié)果

3.1 項(xiàng)目分析

首先，按項(xiàng)目總分從高到低排序，將得分前27%的被試記作高分組，得分在后27%的被試記作低分組，對(duì)兩組被試在每一項(xiàng)目上的得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩組被試在所有項(xiàng)目上得分的差異均達(dá)到顯著水平（p<0.001），表明所有項(xiàng)目都具有較高的區(qū)分度。其次，采用題總相關(guān)檢驗(yàn)，反復(fù)評(píng)估題項(xiàng)含義，將項(xiàng)目與總分之間的相關(guān)低于0.4的18個(gè)項(xiàng)目予以刪除，保留剩余的39個(gè)項(xiàng)目，39個(gè)項(xiàng)目的通俗性指標(biāo)在0.42～0.81之間。

3.2 因素分析

3.2.1 探索性因素分析（EFA）

根據(jù)項(xiàng)目分析的結(jié)果，對(duì)保留的39個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行EFA，以進(jìn)一步明確問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)因子。結(jié)果顯示，取樣適當(dāng)性檢驗(yàn)結(jié)果為：KMO=0.90，Bartlett球形檢驗(yàn)卡方值（χ2（741）=7132.13，p<0.001）達(dá)到顯著性水平，表明樣本數(shù)據(jù)適合進(jìn)行EFA。

選用主成分分析方法和Promax斜交旋轉(zhuǎn)法，按照特征值大于1的原則（范津硯， 葉斌， 章震宇， 劉寶霞， 2003），依據(jù)碎石圖和平行分析檢驗(yàn)（孔明， 卞冉， 張厚粲， 2007），進(jìn)行EFA。

首先按照以下排除標(biāo)準(zhǔn)對(duì)各項(xiàng)目進(jìn)行分析和逐步排除：（1）該項(xiàng)目負(fù)荷小于0.4，（2）該項(xiàng)目為雙重負(fù)荷項(xiàng)目，（3）該項(xiàng)目所屬因子總項(xiàng)目數(shù)少于3，刪除不符合標(biāo)準(zhǔn)的4、14、15、22、29、34、41、42、44和48，剩余29個(gè)項(xiàng)目，得到特征值大于1的因子共7個(gè)。平行分析結(jié)果顯示，實(shí)際數(shù)據(jù)中前四個(gè)因子特征值大于隨機(jī)矩陣中得到的平均特征值及其95%分位數(shù)，有較大的保留的價(jià)值，而其余因子特征值小于隨機(jī)矩陣中的平均特征值及其95%分位數(shù)， 保留價(jià)值可能相對(duì)較?。▌⑾嘤?， 2016）。但前四個(gè)因子所解釋變異偏?。?9.32%），且第五個(gè)因子實(shí)際特征值與隨機(jī)特征值相差甚小，同時(shí)第六第七因子特征值均大于1，且碎石圖曲線(xiàn)由陡峭變平緩的明顯折點(diǎn)出現(xiàn)在第七因子后（見(jiàn)圖1）。綜合以上信息，并根據(jù)便于解釋原則，最終確定抽取7個(gè)因子（模型A），累積方差貢獻(xiàn)率為61.04%，問(wèn)卷因素負(fù)荷結(jié)果見(jiàn)表1。

根據(jù)各因子包含項(xiàng)目所反映的內(nèi)容，將因子一命名為“浩大感”，指?jìng)€(gè)體體驗(yàn)到所知覺(jué)的事物比自己強(qiáng)大的感受，因子二為“連通感”，指?jìng)€(gè)體將自己看作更大事物的一部分，與更宏大更永久的事物或與他人相連的體驗(yàn)，因子三為“渺小感”，指因知覺(jué)到浩大而發(fā)覺(jué)自身渺小的體驗(yàn)，因子四為“自我削弱感”，指敬畏體驗(yàn)中的個(gè)體較多關(guān)注周?chē)h(huán)境而對(duì)自己的關(guān)注減弱，因子五為“服從感”，指積極的、具有適應(yīng)性的服從性情緒體驗(yàn)，因子六為“順應(yīng)需要”，指?jìng)€(gè)體新接收到的信息難以被原有的心理結(jié)構(gòu)同化，因而需要對(duì)基本信念、類(lèi)別和模式進(jìn)行變更，并使個(gè)體感到困惑、費(fèi)解和驚奇的心理過(guò)程與體驗(yàn)，因子七為“生理反應(yīng)”，指敬畏情緒下個(gè)體身體、生理層面特有的反應(yīng)。

3.2.2 驗(yàn)證性因素分析（CFA）

CFA所用數(shù)據(jù)來(lái)自正式測(cè)驗(yàn)階段。EFA后得到的維度構(gòu)成模型A，再根據(jù)CFA中的修正指數(shù)，對(duì)模型進(jìn)行修正，增加題項(xiàng)殘差e24和e26、e1和e3、e21和e22間的共變關(guān)系后得到模型B。對(duì)原始模型和修正模型進(jìn)行對(duì)比，結(jié)果表明，模型B的各項(xiàng)擬合指數(shù)優(yōu)于模型A，敬畏情緒七因素模型經(jīng)過(guò)修正后得到了數(shù)據(jù)支持（見(jiàn)表2）。CFA結(jié)果見(jiàn)圖2。

3.3 信度分析

通過(guò)Cronbachs α系數(shù)考察問(wèn)卷的內(nèi)部一致性信度，求得總問(wèn)卷的α系數(shù)為0.90，各因子“浩大感”為0.67、“連通感”為0.79、“渺小感”為0.81、“自我削弱感” 為0.85、“服從感” 為0.70、“順應(yīng)需要” 為0.64、“生理反應(yīng)” 為0.81。

3.4 效度分析

3.4.1 內(nèi)容效度

在國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合結(jié)構(gòu)性訪(fǎng)談和開(kāi)放式問(wèn)卷調(diào)查，探索敬畏情緒的具體內(nèi)容和結(jié)構(gòu)，并借鑒相關(guān)量表初步編制大學(xué)生敬畏情緒問(wèn)卷的測(cè)量題項(xiàng)。然后邀請(qǐng)12名心理學(xué)專(zhuān)業(yè)人員對(duì)問(wèn)卷的內(nèi)容、用詞、表達(dá)等進(jìn)行評(píng)定，刪除不適當(dāng)和代表性差的題目，對(duì)表述不準(zhǔn)確、理解有歧義的內(nèi)容進(jìn)行修訂，依據(jù)反饋確定正式題項(xiàng)。整個(gè)過(guò)程嚴(yán)格按照心理學(xué)問(wèn)卷編制的規(guī)范、原則與程序進(jìn)行，問(wèn)卷能夠有效反映敬畏情緒的內(nèi)容，具有良好的內(nèi)容效度。

3.4.2 結(jié)構(gòu)效度

驗(yàn)證性因素分析結(jié)果已初步表明所編問(wèn)卷結(jié)構(gòu)合理。此外，問(wèn)卷各因子得分與問(wèn)卷總分之間均存在顯著正相關(guān)，且各因子得分與問(wèn)卷總分間的相關(guān)（r在0.44～0.79之間）比各因子得分間的相關(guān)更高，表明各因子具有較強(qiáng)的歸屬性。同時(shí)，各因子間得分普遍有著中等偏低程度的相關(guān)，表明各因子間也具有一定的獨(dú)立性（見(jiàn)圖2），說(shuō)明該自編問(wèn)卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

3.4.3 效標(biāo)效度

通過(guò)計(jì)算大學(xué)生敬畏情緒問(wèn)卷總分、問(wèn)卷各因子得分與DPES中敬畏分量表得分之間的相關(guān)得到效標(biāo)效度。結(jié)果顯示，大學(xué)生敬畏情緒問(wèn)卷總分與DPES敬畏分量表得分存在顯著正相關(guān)，各因子除“順應(yīng)需要”外與DPES敬畏分量表得分也存在顯著正相關(guān)，結(jié)果見(jiàn)表3。

4 討論

大學(xué)生敬畏情緒問(wèn)卷嚴(yán)格遵循問(wèn)卷編制的步驟和原則，以保證問(wèn)卷各項(xiàng)指標(biāo)符合心理測(cè)量學(xué)要求。首先，根據(jù)敬畏的理論模型等前期文獻(xiàn)綜述，結(jié)合結(jié)構(gòu)性訪(fǎng)談和開(kāi)放式問(wèn)卷的結(jié)果，確定問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)以及初測(cè)題項(xiàng)。然后依次經(jīng)過(guò)項(xiàng)目分析、EFA、CFA以及信效度檢驗(yàn)，得到正式的大學(xué)生敬畏情緒問(wèn)卷。研究結(jié)果表明，問(wèn)卷的信效度指標(biāo)均較理想，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果也顯示，七因子的問(wèn)卷結(jié)構(gòu)模型擬合指數(shù)良好。大學(xué)生敬畏情緒問(wèn)卷符合心理測(cè)量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，可以作為大學(xué)生敬畏情緒的有效測(cè)評(píng)工具使用。

大學(xué)生敬畏情緒問(wèn)卷具有如下特點(diǎn)：首先，在編制的初始階段，依托開(kāi)放式問(wèn)卷與結(jié)構(gòu)性訪(fǎng)談的結(jié)果，且以我國(guó)文化為背景，相較DPES敬畏分量表結(jié)構(gòu)更加完整（Shiota et al.， ? 2006）、項(xiàng)目數(shù)量更加適宜，且符合中國(guó)文化情境，其次，與AWE-S相比，大學(xué)生敬畏情緒問(wèn)卷增加了“連通感”和“服從感”兩個(gè)維度，連通感會(huì)使個(gè)體將自己與更宏大更永久的事物或與他人相連，服從感是一種積極的具有適應(yīng)性的服從性情緒體驗(yàn)，這可能與我們的集體主義文化背景和社會(huì)適應(yīng)需要有關(guān)，此外，在分析過(guò)程中沒(méi)有析出“時(shí)間知覺(jué)”這一維度（Yaden et al.， ? 2018），其原因可能是在回憶敬畏相關(guān)場(chǎng)景和經(jīng)歷時(shí)，由于個(gè)體無(wú)法體驗(yàn)現(xiàn)場(chǎng)的情景，只能依靠記憶的提取，而回憶往往是帶有時(shí)間的壓縮性的，因而造成個(gè)體在問(wèn)卷作答過(guò)程中無(wú)法體驗(yàn)到時(shí)間的延長(zhǎng)，最后，在后續(xù)訪(fǎng)談中發(fā)現(xiàn)，近20%的被試的敬畏體驗(yàn)與集體主義聯(lián)系緊密（如對(duì)“感動(dòng)中國(guó)”人物和消防官兵的敬畏，他們都是為集體而犧牲自身利益的代表），這可能是在我國(guó)文化背景下所特有的，在集體主義背景下，集體感根植于每個(gè)人的內(nèi)心，面對(duì)這些英雄或英雄事跡時(shí)，能夠激發(fā)出被試強(qiáng)烈的敬畏感（Bai et al.， ? 2017， Razavi， Zhang， Hekiert， Yoo， & Howell， 2016， Yang， Yang， Bao， Liu， & Holli-Anne， 2016）。

由于施測(cè)條件有限，本研究只選擇了大學(xué)生群體進(jìn)行施測(cè)，后續(xù)研究仍需擴(kuò)大取樣范圍和樣本量，以進(jìn)一步驗(yàn)證敬畏情緒問(wèn)卷并推廣之。此外，中國(guó)被試的敬畏情緒與國(guó)外被試相比，在成分上有著很大的不同（董蕊， 2016），后續(xù)可作進(jìn)一步的細(xì)化研究，以檢驗(yàn)和改進(jìn)此問(wèn)卷。

綜上所述，大學(xué)生敬畏情緒問(wèn)卷各項(xiàng)指標(biāo)符合心理測(cè)量學(xué)要求，可以作為測(cè)量個(gè)體敬畏情緒的有效工具。

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Abstract

To develop and validate the Scale of Awe of College Students that measures ones experience of awe. The theoretical dimension was constructed and the preliminary questionnaire was compiled based on prototypical model of awe and extensional model， combined with the results of open-ended questionnaire and relevant researches. Then， items analysis and exploratory factors analysis was conducted in the first sample （n=487）， and confirmatory factor analysis， reliability analysis and validity analysis were performed in the second sample （n=353） to form the final scale. 29 items were selected and seven factors were extracted by exploratory factor analysis， including vastness， connectedness， tininess， self-diminishment， compliance， a need for accommodation and physical sensations. The cumulative variance contribution rate was 61.04%. Confirmatory factorial analysis confirmed that the seven-dimensional model fitted well. The results of reliability analysis， content validity， construct validity and criterion validity showed the Scale of Awe of College Students reached the psychometric standard and can be a valid tool to measure ones experience of awe.

Key words： ?development of questionnaire， awe， college students， factorial analysis， reliability and validity