女大學(xué)生鍛煉動機(jī)及自我效能測量工具的設(shè)計研究

陳權(quán)，秦春波

（1.廣東科學(xué)技術(shù)職業(yè)學(xué)院 體育教研部 ，廣東 珠海 519090；2. 2011世界大學(xué)生運(yùn)動會組委會執(zhí)行局，廣東 深圳 518060）

研究中選用和修改的是由陳善平（2007）翻譯并驗(yàn)證的Frederick和Ryan1997年修訂的《身體活動動機(jī)測量》［1］及Marcus等的《鍛煉自我效能量表》［3］，但鑒于女性大學(xué)生群體的特殊性及量表本土化實(shí)證研究的有限性，本著嚴(yán)謹(jǐn)?shù)闹螌W(xué)態(tài)度，在對問卷的定性和定量分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用驗(yàn)證性因子分析對量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢驗(yàn)。并根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果對量表結(jié)構(gòu)進(jìn)行修正，以期更符合樣本特殊性和本土化特征。

1 鍛煉動機(jī)量表的修訂過程

有關(guān)鍛煉動機(jī)量表，參考運(yùn)用了我國學(xué)者陳善平（2008）翻譯Frederick和Ryan的《身體活動動機(jī)測量》量表［4］，此量表中將鍛煉動機(jī)劃分為5個緯度：樂趣動機(jī)（enjoyment）、能力動機(jī)（challenge）、外貌動機(jī)（appearance）、健康動機(jī)（fitness）、社交動機(jī)（social）［1］。在鍛煉動機(jī)問卷中共設(shè)置34題，本次研究采用Likert5點(diǎn)記分法，“沒有動機(jī)”計1分，“有此動機(jī)”計2分，“動機(jī)強(qiáng)烈”計3分“動機(jī)比較強(qiáng)烈”計4分“動機(jī)最強(qiáng)烈”計5分。

1.1 施測與數(shù)據(jù)處理

本研究問卷施測以班級為單位，隨機(jī)抽取廣東科學(xué)技術(shù)職業(yè)學(xué)院、深圳大學(xué)部分女大學(xué)生為樣本，進(jìn)行團(tuán)體自陳筆試。問卷正式施測前，主試向被試宣讀統(tǒng)一指導(dǎo)語及注意事項(xiàng)。測試完后當(dāng)場回收問卷，首先發(fā)230份問卷進(jìn)行問卷信度效度檢驗(yàn)，回收有效數(shù)據(jù)206份，并根據(jù)數(shù)理統(tǒng)計分析刪減問卷，后再發(fā)336份問卷用于新問卷信度效度檢驗(yàn)研究，回收有效問卷298份。采用spss16.0、lisrel8.80、Amos17.0進(jìn)行統(tǒng)計分析。

1.2 驗(yàn)證性因素分析

用lisrel8.80將得到有效數(shù)據(jù)帶入結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，檢驗(yàn)其結(jié)構(gòu)效度，進(jìn)而驗(yàn)證理論緯度與實(shí)際數(shù)據(jù)是否吻合。采用極大似然法，擬合數(shù)據(jù)（n=206）以確定假設(shè)模型的擬合度。初始模型假設(shè)有5個因子：a（樂趣動機(jī)）c2，c5，c13，c15，c27，c29，c32；b（能力動機(jī)）c3，c6，c9，c19，c21，c26，c31，c（ 外貌動機(jī)）c12，c14，c18，c20，c24，c34；d（健康動機(jī)）c1，c7，c8，c22，c23；e（社交動機(jī)）c4，c11，c16，c28，c33。數(shù)據(jù)擬合指數(shù)見表1。

在結(jié)構(gòu)方程中，一般評價模型的適合度的指標(biāo)如下：

（1）T值要大于2為顯著；

（2）Χ2值，Χ2值越小越好?，F(xiàn)在一般采用Χ2/df的值來作為檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，認(rèn)為小于5可以接受，小于2則比較理想；

（3）近似誤差指數(shù)，一般采用RMSEA，該指數(shù)越小越好，一般小于0.08，越小越小。

（4）擬合度指數(shù)，一般采用GFI，AGFI，這3項(xiàng)指數(shù)的取值范圍均在0～1之間，越大表明擬合的越理想。

（5）非范擬合指數(shù)NNFI，指數(shù)一般采用0.9，越大越理想［2］。

表1 鍛煉動機(jī)模型1

上述數(shù)據(jù)表明模型指數(shù)大部分良好，但是RMSEA，GFI，AGFI這3個指標(biāo)均低于臨界值。

1.3 探索性因素分析

本著懷疑探索的精神和問卷的精簡原則，仔細(xì)研究問卷指標(biāo)的描述性，將數(shù)據(jù)用spss16.0進(jìn)行因子分析、主成分分析、聚類分析、lisrel8.80進(jìn)行探索性因子分析，依據(jù)因素分析理論對初測數(shù)據(jù)進(jìn)行因素分析的適應(yīng)性觀察。通過Bartlett球型檢驗(yàn)研究變量的相關(guān)矩陣與零矩陣在0.01水平上有顯著差異，表明本研究數(shù)據(jù)可以進(jìn)行因素分析。KMO=0.89表明樣本適合做因素分析，且因素分析的結(jié)果能較好地解釋變量間的關(guān)系，并用方差最大旋轉(zhuǎn)法將因子化分緯度，最終將指標(biāo)精簡后確定為6個緯度，a（外貌動機(jī)）：c12，c14，c20，c24；b（健康動機(jī)）：c1，c7，c8，c22，c23；c（能力動機(jī)）：c6，c21，c29，c31；d（ 樂趣動機(jī)）：c2，c5，c13，c15，c2；e（社交動機(jī)）：c4，c16，c28；f（外在動機(jī)）：c10，c17，c25，c30見表3。c10因?yàn)轶w育課是一門必修課；c17因?yàn)橐獞?yīng)付體育考試；c25因?yàn)轶w育活動要考勤；c30因?yàn)槲蚁氆@得體育有關(guān)的學(xué)分，經(jīng)過研究問卷的題目發(fā)現(xiàn)四個題目都是有關(guān)學(xué)校制度原因促使的動機(jī)，因此在此暫時命名為“外在動機(jī)”。

表2 鍛煉動機(jī)因素分析表

如表2新劃分的因素累計解釋率為70.78%說明了刪減后的量表能夠很好的解釋變異量。

1.4 信度效度檢驗(yàn)

重新發(fā)放問卷336份，將回收的298份有效問卷進(jìn)行信度、效度檢驗(yàn)。

本問卷采用同質(zhì)信度來考察問卷的信度。同質(zhì)信度考察測驗(yàn)內(nèi)部項(xiàng)目得分的一致性程度，采用克倫巴赫α系數(shù)計算問卷同質(zhì)信度結(jié)果見表3。

表3 鍛煉動機(jī)問卷信度

表3數(shù)據(jù)顯示，問卷的同質(zhì)信度均高于0.74，表明問卷的同質(zhì)性很好，滿足本研究的設(shè)計要求。

問卷的效度檢驗(yàn)：

用lisrel8.80將得到有效數(shù)據(jù)帶入結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，進(jìn)而驗(yàn)證修改后的緯度和刪減后問卷的結(jié)構(gòu)效度。采用極大似然法，擬合數(shù)據(jù)（n=298），T值路徑系數(shù)見圖1，標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)見圖2，數(shù)據(jù)擬合指數(shù)見表4。

表4 鍛煉動機(jī)模型2

圖1 T值路徑系數(shù)

圖2 標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)

1.5 鍛煉動機(jī)測量工具設(shè)計小結(jié)

修改后的問卷，在內(nèi)容上指標(biāo)少了，由原來的34題刪減到25題，緯度根據(jù)因子分析化為6個，各項(xiàng)指標(biāo)均比原模型擬合的要好，最終采用刪減后的鍛煉動機(jī)量表進(jìn)行最后測量。

表5 鍛煉動機(jī)模型比較

2 鍛煉自我效能問卷的驗(yàn)證過程

本研究有關(guān)鍛煉自我效能量表，參考運(yùn)用了我國學(xué)者陳善平（2008）在其鍛煉行為堅持機(jī)制研究中的鍛煉自我效能量表，其來源為國外Marcus等有關(guān)鍛煉自我效能的研究，其將量表本土化研究中，修正為四個因素：精神因素，活動因素，沖突因素，身體因素，在其研究中量表顯示了良好的信度和效度。此鍛煉自我效能問卷共18題，本次研究采用Likert5點(diǎn)記分法，“完全沒有信心”計1分，“有些信心”計2分，“中等程度信心”計3分“很有信心”計4分“完全有信心”計5分。

2.1 施測與數(shù)據(jù)處理

本研究問卷施測以班級為單位，隨機(jī)抽取廣東科學(xué)技術(shù)職業(yè)學(xué)院、深圳大學(xué)部分女大學(xué)生為樣本，進(jìn)行團(tuán)體自陳筆試，問卷正式施測前，主試向被試宣讀統(tǒng)一指導(dǎo)語及注意事項(xiàng)。測試完后當(dāng)場回收問卷，首先發(fā)230份問卷進(jìn)行問卷信度效度檢驗(yàn)，回收有效數(shù)據(jù)206份，并根據(jù)數(shù)理統(tǒng)計分析修改問卷，后再發(fā)336份問卷用于新問卷信度效度檢驗(yàn)及實(shí)證研究，回收有效問卷298份。采用spss16.0、lisrel8.80、Amos17.0進(jìn)行統(tǒng)計分析。

2.2 驗(yàn)證性因素分析

用lisrel8.80將得到有效數(shù)據(jù)帶入結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，檢驗(yàn)其結(jié)構(gòu)效度，進(jìn)而驗(yàn)證理論緯度與實(shí)際數(shù)據(jù)是否吻合。采用極大似然法，擬合數(shù)據(jù)（n=206）以確定假設(shè)模型的擬合度。鍛煉自我效能量表初始模型假設(shè)有4個因子：a（沖突）：s12，s17，s11，s13，s16； b（ 活動）：s15，s8，s10，s14，s4；c（精神）：s6，s7，s5，s8；d（身體）：s1，s3，s2，s9。數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)見圖3，數(shù)據(jù)擬合指標(biāo)見表6。

圖3 標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)

表6 鍛煉自我效能模型1

2.3 探索性因子分析

仔細(xì)研究問卷指標(biāo)的描述性，并將此數(shù)據(jù)用spss16.0進(jìn)行因子分析、主成分分析、聚類分析，lisrel8.80進(jìn)行探索性因子分析，依據(jù)因素分析理論對初測數(shù)據(jù)進(jìn)行因素分析的適應(yīng)性觀察。通過Bartlett球型檢驗(yàn)研究變量的相關(guān)矩陣與零矩陣在0.01水平上有顯著差異，表明本研究數(shù)據(jù)可以進(jìn)行因素分析。KMO=0.86表明樣本適合做因素分析，且因素分析的結(jié)果能較好地解釋變量間的關(guān)系，并用方差最大旋轉(zhuǎn)法將指標(biāo)進(jìn)行劃分緯度，最終將指標(biāo)精簡后仍然確定為4個因素a（沖突因素）s2，s11，s12，s13，s17；b（活動因素）s10，s14，s15，s16；c（精神因素）s6，s7，d（身體因素）s3，s4，s8。

表7 鍛煉自我效能因素分析表

如表7 刪減指標(biāo)后的因素累計解釋率為63.41%說明了刪減后的量表能夠很好的解釋變異量。

2.4 信度和效度檢驗(yàn)

與鍛煉動機(jī)量表發(fā)放問卷相同。

問卷的信度檢驗(yàn)：

本問卷采用同質(zhì)信度來考察問卷的信度。同質(zhì)信度考察測驗(yàn)內(nèi)部項(xiàng)目得分的一致性程度，采用克倫巴赫α系數(shù)計算問卷同質(zhì)信度結(jié)果見表8。

表8 鍛煉自我效能問卷信度

由表所見，問卷的同質(zhì)信度均高于0.70，表明問卷的同質(zhì)性良好，能夠滿足本研究的需要。

問卷的效度檢驗(yàn)：

用lisrel8.80將得到有效數(shù)據(jù)帶入結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，進(jìn)而驗(yàn)證修改后問卷的結(jié)構(gòu)效度。采用極大似然法，擬合數(shù)據(jù)（n=298），T值路徑系數(shù)見圖4，標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)見圖5，數(shù)據(jù)擬合指數(shù)見表9。

表9 鍛煉自我效能模型II

圖4 T值路徑系數(shù)

圖5 標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)

2.5 自我效能測量工具設(shè)計小結(jié)

修改后的問卷，在內(nèi)容上指標(biāo)上減少了，由原來的18題減少到14題，但是其因子分析中的主成分累計解釋變量大于63.31%，因此，本研究最終采用刪減后的鍛煉動機(jī)量表進(jìn)行最后測量。

表10 鍛煉自我效能模型比較

3 結(jié)語

鍛煉行為理論的研究源于20世紀(jì)50年代有關(guān)健康行為理論的研究，目前為止，健康行為理論得到了前所未有的發(fā)展［5，6］。應(yīng)用健康行為理論模型研究鍛煉行為，使鍛煉行為理論得到了極大的豐富和發(fā)展，研究模型己經(jīng)應(yīng)用于描述、解釋和預(yù)測鍛煉行為［7］。但目前針對已有模型進(jìn)行本土化實(shí)證研究的成果尚鳳毛麟角，究其原因，與缺少適應(yīng)本土化實(shí)證研究的測量工具不無關(guān)系，希望通過本文的研究，能夠在鍛煉行為實(shí)證研究領(lǐng)域?yàn)楦嗟膰鴥?nèi)研究者提供測量工具的設(shè)計藍(lán)本，以期更好地促進(jìn)我國在該領(lǐng)域研究方面的發(fā)展，為更多的國民提供科學(xué)有效的健康鍛煉指導(dǎo)。

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［2］侯杰泰,溫忠麟,成子娟.結(jié)構(gòu)方程模型及其應(yīng)用［M］.北京:教育科學(xué)出版社, 2004: 49.

［3］McAuley , E. , Courneya , K. S. , Rudolph , D. L. ,&LoΧ, C. L. Enhancing eΧercise adherence in middle - aged males and females［J］. Preventive medicine , 1994 , 23: 498-506.

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［6］于志華,張釗,張玉滿. 武漢地區(qū)高校在職中、高級知識分子鍛煉自我效能感與體育鍛煉行為關(guān)系的研究［J］.河北體育學(xué)院學(xué)報, 2008, (2):24-27.

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