體育教育專業學生自主學習中學習動機量表的編制

谷 松，王長生，谷長江

1 問題提出

自主學習(self-regulated learning)又稱自我選擇、自我實施、自我監控的自我調節式學習。Zimmerman（1998）又進一步提出自主學習包含有學習動機、學習方法、學習時間、學習結果控制、學習環境營造，這五個方面已經在教育心理學方面達成共識[1]。其中，學習動機又是影響自主學習的主要因素，其涉及行為的發端、方向、強度和持續性，是直接推動學習者學習的內部動力[2]。在過去的20年中，無論是自主學習的理論研究還是應用研究，都強調并致力于解決自主學習的測量問題。這是因為，一方面，研究者需要借助自主學習的測量結果來驗證自己的理論分析；另一方面，眾多的應用研究需要借助自主學習測量來說明自己的教育干預效果[3]。在自主學習下學習動機能力評價的研究中,國外開發的具有代表性測評工具是Pintrich等編制的“學習動機策略問卷”[4]以及Weinstein等開發的“學習和研究策略調查表”(LASSI)(大學版、中學版)[5]；在國內具有代表性的測評工具是龐維國編制的“中小學學生學習自主性量表”。有關體育專業學生自主學習方面尚沒有學者研究。有學者指出，體育教育專業學生在理論課學習中存在著出勤不聽課、聽課不記筆記，認識不到學習理論知識的重要性；在體育動作與方法的實踐學習中，習慣于直覺判斷，看到什么做什么，缺少學理主導下的本體感受性學習過程，經常在盲目被動的情況下進行行為目標的選擇[6]。由于在理論與實踐中學習動機不明確，致使學習內驅力下降，并直接影響個體的自主學習水平。鑒于此, 筆者結合體育教育專業的特點和學習要求，編制出體育教育專業大學生自主學習中學習動機測量工具，為體育教育專業專任教師的教學改革提供依據，同時也為體育教育專業學生改善自主學習中學習動機水平提供參考。

2 研究對象與方法

2.1 研究對象

本研究以浙江師范大學、寧波大學、杭州師范大學、臺州學院的862名體育教育專業在校大學生為研究對象。其中男生588名，女生274名，樣本的年齡在18-25歲之間。

2.2 研究方法

2.2.1 文獻資料法 本文通過查閱有關心理學、體育教學文獻及關于量表編制與檢驗領域的資料，同時收集一些網絡有關資料，為本文研究提供理論依據。

2.2.2 實地訪談法 訪談目的在于確定體育教育專業大學生自主學習中學習動機的操作定義，體育教育專業大學生自主學習中學習動機項應該包含的維度，以及構成體育教育專業大學生自主學習中學習動機量表的項目。

本研究對3名從事基礎心理學研究與教學的教師、12名專門從事體育教育專業教學工作的教師、8名從事體育教育專業大學生輔導員工作的教師以及杭州師范大學選取的10名體育教育專業學生進行半結構化的訪談，訪談內容主要包括：什么是自主學習；什么是自主學習中的學習動機以及體育教育專業學生自主學習中學習動機應該包括哪些方面，并要求被訪談者舉例說明。最終獲得與體育教育專業學生自主學習中學習動機有關的語句55項。

2.2.3 問卷調查法 本研究根據訪談結果初步編制了一份由64個項目組成的大學生自主學習中學習動機的調查問卷。問卷以集體施測形式完成對被試樣本的心理測量，共進行兩次測試。其中初試對412名樣本發放量表的預試版本；二次測試對450名樣本發放正式版本。問卷采用李克特(Likert scale)五點式量表(從“一點不像我”到“非常像我”分別計1到5分)的形式來表達。

2.2.4 數理統計法 主要采用SPSS 17.0進行數據統計，有關量表信效度檢驗主要運用 Lisrel進行驗證性因素分析和驗證模型分析。

3 研究結果與分析

3.1 初 試

2011年3月從被試的四所高校里，以分層抽樣的方式在大一至大四年級體育教育專業學生中抽取412人。剔除無效問卷后，最后獲得有效問卷382份。

3.1.1 項目分析 項目分析是指對被測試的題目進行區分度檢驗，也叫“天花板測試理論”，即每一道題是否可以區分出不同人群的不同選擇結果，如果被試的選擇類似，缺乏區分度，這道題為無效題，應該刪除。在求CR值時，先按每一題目的得分排序，以得分前 27%為高分組，得分后 27%作為低分組，然后對高低二組每題得分的均值進行平均數差異的顯著性檢驗[7]。結果發現：除第3、16、28、44、46題外，其余項目的臨界比率值均達到0.01以上的顯著性水平，說明其余項目的鑒別力良好，題項予以保留。

1932年8月25日，《蘇區工人》第7期第2版刊登漫畫《國際青年節少先隊總檢閱》，介紹在國際青年節蘇區少先隊總檢閱中，少先隊排著威武雄壯的隊伍，向著帝國主義國民黨示威。畫面說明：“加強少先隊中無產階級的領導!”

3.1.2 KMO值和巴特萊特球形檢驗 運用因子分析對初制量表的題項結構效度進行檢驗，因子分析結果表明（見表1），量表的KMO取樣適當度為0.800。根據學者Kaiser的觀點，KMO值在0.9以上為極適合進行因子分析；0.8－0.9為適合進行因子分析；0.7－0.8尚可進行因子分析；0.6－0.7勉強可進行因子分析；0.6以下則為不適合進行因子分析的數值[8]。本量表KMO的取樣適當度為0.800說明樣本適合進行因子分析。巴特萊特球形檢驗的值為1.623E3，自由度為351，顯著性水平為0.000達到非常顯著水平，說明樣本很適合進行因子分析。3.1.3 探索性因素分析 對剩余條目進行探索性因素分析。并根據以下標準來選擇項目組成正式問卷：(1)項目因素載荷大于 0.40；(2)共同度大于 0.16，說明公因素對該題項的解釋能力較強；(3)項目與量表之間的相關系數大于0.2；(4)如果兩個項目相關系數很高，且語義重復，則只保留一個。結果，從初測問卷的59個項目中選出31個作為正式量表題項。并提取出7個特征值大于1的因子。7個因子的累積解釋率為 57.643%。量表的 Cronbach α系數為 0.770。

表1 取樣適當度量KMO值和巴特萊特球形檢驗

因素數目的確定主要依據以下標準：1）因素的特征根值大于1，即特征值大于或等于1的主成分作為初始因子，放棄特征值小于1的主成分。2）Cattell所倡導的特征根值圖形的陡坡檢驗。據 Cattell的觀點，“正確”的因子數目可以通過尋找連續因子間信息量（即特征值維度）的突然下降來決定，因此，要保留陡坡圖中明顯轉折的左上方的那些因子[9]。根據陡坡圖的表現在第6個維度之后的因子趨于平緩，經與專家商議，強制提取6個因子，并刪除 4道條目。經最終檢驗，6個因子的累積解釋率為54.001%。同時，量表的內部一致性系數α為 0.815。

對初試修改后的條目進行歸類、匯總,得到各條目的頻次和重要性排序,并結合已有的研究和測評工具，確定了體育教育專業大學生自主學習中學習動機的操作定義為：學習動機是影響自主學習的主要因素，其涉及行為的發端、方向、強度和持續性，直接推動學習者學習的內部動力。并確定一個包含6個維度（自我效能感、內在目標、學習控制感、外在目標、學習意義感、學習焦慮）共 27個項目組成的體育教育專業學生自主學習中學習動機量表。

3.2 正式測試

2011年6月從被試的四所高校里，以分層抽樣的方式在大一至大四年級體育教育專業學生中抽取450人。經過處理，最后獲得有效被試320名。其中男性196名，女性124名。

在正式測查之后2周時間，對50名同學進行了同樣量表的重測，有效答卷50份。

3.2.1 探索性因素分析 采用極大方差旋轉主成分提取的方法進行探索性因素分析，結果如表2。

表2 探索性因素分析

由表2可見，項目在所屬維度上的載荷介于0.46和0.77之間。6個維度在總量表的載荷也都比較高，介于0.58和0.73之間，累積解釋率為52.79%。

3.2.2 驗證性因素分析 在探索性因素分析中,由于因素的數量以及因素之間的關系都是未知的,所以所有因素負荷、因素相關、唯一性方差都待估值,它帶有一種不確定性。而驗證性因素分析,可以根據已有的知識與研究,假設因素的數量與因素之間的關系,從而減少待估值,更符合科學研究的假設--驗證--修正--驗證的過程[10]。因此,本研究采用驗證性因素分析,對體育教育專業學生自主學習中學習動機的理論建構和實證探索后提出的體育教育專業學生自主學習中學習動機的建構模型進行擬合度的檢驗。結果表明,該模型的擬合度良好(表3)。

運用Lisrel進行驗證性因素分析，表3呈現了體育教育專業學生自主學習中學習動機量表的驗證性分析結果。

表3 體育教育專業學生自主學習中學習動機量表的結構模型擬合指數

有學者指出，GFI比其它模型參數更少受樣本容量的影響,采用不同的模型估計方法對GFI的影響也不大。因而國外研究報告多以GFI(擬合優度指標)和AGFI(調整后的擬合優度指標)的值為準。通常,如果模型評價后不能很好地擬合數據,就需要對模型進行修正和再次設定。這就需要重復進行模型的設定、識別、估計和修正五個步驟,直到模型得到優化,具有較佳的數據擬合效果為止,在教育心理分析中，由于所分析現象的復雜性，一般認為，只要GFI大于0.8，就可以承認模型構想的合理性了[10]。因此，本研究中分析報告沒有提供非零的修正參數，并且模型模擬數據效果可以接受，如所得的GFI=0.90,說明通過實證探索后的體育教育專業學生自主學習中學習動機結構模型在數據擬合分析上的效力是比較好的，從而也進一步證實了體育教育專業學生自主學習中學習動機量表具有良好的構想效度。

3.2.3 結構模型

圖1 體育教育專業學生自主學習中學習動機驗證性結構模型

結構模型是將一些無法直接觀測而又欲探究的問題作為潛變量，通過一些具體可以直接觀測的變量來詮釋這些潛變量，從而建立起潛變量的關系也就是結構。這些關系可以通過結構模型路徑圖中的路徑系數來稀釋體現[11]。通過驗證性分析，本研究研制的體育教育專業學生自主學習中學習動機量表的測試結果與理論假設模型能較好的擬合（圖1），各條目的擬合系數在0.45-0.73之間，達到心理量表的編制要求。

3.2.4 項目區分度分析 以每個項目和量表總分之間的相關系數作為項目區分度指標，結果見表4。

表4 項目區分度分析結果

根據心理學家Tuker的理論，項目與測驗總分的相關在0.20-0.80之間，表明測驗的效度是令人滿意的[12]。從表4可知，各維度與總量表間的相關性在0.24-0.52之間，量表具有很好的項目區分度，所有項目的區分度均非常顯著，p＜0.001。

3.2.5 信度分析 (1) 內部一致性系數。采用Cronbach α信度分析來檢驗內部一致性。結果是自我效能感為0.72、內在目標為0.74、學習控制感為0.64、外在目標為0.67、學習意義感為 0.60、學習焦慮為 0.66、總量表為 0.83。Cronbach α系數都高于0.60，表明量表具有良好的信度。(2) 再測信度。對50名被試間隔2周的數據進行相關分析，以相關系數作為再測信度，結果發現：自我效能感為0.90、內在目標為0.92、學習控制感為0.88、外在目標為0.88、學習意義感為0.86、學習焦慮為0.96、總量表為0.90。

3.2.6 效度分析 (1) 結構效度。結構效度又稱構想效度，是指測驗能夠測量到假設性的理路結構或心理特質的程度。一般在統計學上對量表進行結構效度檢驗的方法通常有兩種：一是，因素相關分析；二是驗證性因素分析[12]。表2進行的探索性因素分析和表3進行的驗證性因素分析已經表明，體育教育專業學生自主學習中學習動機量表具有較好的結構效度。(2) 量表內容效度檢驗。以 Pearson積差相關計算各維度及總分的相關系數（見表5）,各因子之間以及各因子與量表總分之間的相關系數較高,差異具有非常顯著性。

表5 各維度及總分的相關矩陣

根據心理學測量學理論，量表各維度之間應該具有中等程度的相關，如果相關太高，說明問卷各維度之間有重合，有些因素可能并非必要；如果相關太低，說明有的維度測量的與問卷總體擬測量的是完全不相關的內容，這也叫匯聚效度[13]。從表 5可知，體育教育專業學生自主學習中學習動機量表的 6個維度間相關系數在 0.186-0.416之間，6個因素與總分的相關系數在 0.554-0.775之間，這些相關均達到顯著水平。說明6個維度內容既有一定的相對獨立性，又有一定程度的相關性。因此,該量表具有良好的內容效度。

4 討 論

4.1 量表編制的過程

本量表的編制從資料的前期收集到最后統稿歷經近兩年時間,無論是在訪談還是在量表的編制過程中，都緊密聯系體育教育專業的學生和老師，使量表的編制最大限度的貼近與還原體育教育專業學生的實際。

在信度與效度的研究中，探索性因素分析與驗證性因素分析結果都表明，體育教育專業學生自主學習中學習動機測試量表具有很好的結構效度。探索性因素分析發現所有項目的因子載荷均在 0.40以上，量表的累積解釋率超過了 52%。驗證性因素分析獲得的擬合指數都很好地滿足了要求。此外，該量表具有很好的項目區分度，每個項目與量表總分之間的相關均在 0.24以上，而且均達到0.001顯著水平。最后，量表還具有較好的信度、效度指標。在內部一致性系數方面，6個維度的 α系數都高于0.60，各維度的信度較好；2周后的重測信度系數也很好，分量表及總量表的r系數都在 0.86以上。

4.2 量表編制的維度

自我效能，主要反映個體對已擁有的能力或技能去完成學習任務的自信程度；內在目標，主要反映個體內心的長久追求，（目的）追求真正的、理想中的自我；學習控制感，主要反映在學生控制自身學習的行為，并在學習活動中合理協調外界影響因素的心理表現；外在目標，主要反映了學生在選擇接受來自外部的學習要求時所確定的學習目標；學習意義感，主要反映了學生個體有主見的選擇與自己需要相關的知識，知道所選擇相關內容的實施方法和價值，并且獲得成功體驗的一種心理狀態；學習焦慮，反映了學生在學習活動中對學習行為不良后果或潛在威脅的一種緊張、憂慮的情緒體驗。

5 結 論

體育教育專業自主學習中學習動機量表經歷嚴謹的編制過程，最終確定了自我效能感、內在目標、學習控制感、外在目標、學習意義感和學習焦慮6個維度，27個項目。

體育教育專業自主學習中學習動機量表通過兩次測試,獲得良好的信度和效度,可以作為體育教育專業學生自主學習中學習動機水平的測量工具,也可以為體育教育專業專任教師的教學改革效果提供檢驗；同時為教學組織管理人員修訂專業人才培養計劃提供參考。

[1]Zimmerman B.J.Self-regulated learning and academic achievement[J].Educational Psychologist，1998，25(1)：3～17.

[2]Zimmerman B.J.Risemberg R.Self-regulatory dimensions of academic learning and motivation[J].Handbook of academic learning，1997，5(3)：96～115.

[3]Winne P H,Perry N E.Measuring self-regulated learning[M].InM.Boekaerts, P.R.Pintrich ,&M.Zeidner(Eds.).Handbook of self-regulation.California： Academic Press, 2000： 532～567.

[4]Pintrich P R.The role of goal orientation in self-regulated learning[M]. In M. Boekaerts, P. R. Pintrich & M.Zeidner(Eds.)Handbook of self-regulation.California： Academic Press,2000：452～501.

[5]Weinstein C E,Husman J,Dierking DR.self-regulation interventions with a focus on learning strategies [M].In M.Boekaerts, P.R.Pintrich&M.Zeidner(Eds.) .Handbook of self-regulation.California：Academic Press, 2000： 728～748.

[6]谷 松.當代體育教師形象的表現形式及發展要求[J].體育師友，2009.2.

[7]岑延遠.學生競爭心理量表的編制及信度效度分析[J].心理研究，2009(1)：80～85.

[8]鄒循豪，陳俊欽.高校體育教師心理契約量表的編制與信效度檢驗[J].武漢體育學院學報,2011(4)：57～61.

[9]吳明隆.SPSS統計應用實務[M].北京：科學出版社，2003：28～109.

[10]楊 劍.大學生體育消費者自我概念建設與量表問卷編制[J].北京體育大學學報,2009(12)：31～33.

[11]BENTLER P M ,DUDGEON P.Covariance structure analysis statistical practice，theory and direction[J].Annual Rev Psychol，1996(47)：563～592.

[12]梁建平，龍家勇，常金棟，等.我國中、小學體育教師職業人格結構研究[J].體育科學,2010,(12)：55～63.

[13]魏淑華.教師職業認同研究[D].西南大學博士學位論文，2008：28～30.

[14]龐維國.自主學習-學與教的原理與策略[M].上海：華東師范大學出版社,2003.

[15]王長生.運動思維決策研究[M].上海：華中師范大學出版社，2010.9.

[16]季 瀏.體育心理學[M].上海：華東師范大學出版社.2008.8

[17]邱宜均等.中國運動心理學研究[M].蘭州：甘肅人民出版社.2006.1.