休閑體育論文：大學生休閑體育的成因與啟迪

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本文作者：陳建峰石蘭萍工作單位：常州紡織服裝職業技術學院體育部

量表構建

本量表根據黃仲凌和高俊雄(2005)［8］的《休閑動機量表》改編，原量表參考了Baldwin和Caldwell(2003)［9］青少年閑暇時間動機量表的研制，Pelletier，Vallerand和Green－Demers(1996)做的休閑動機量表構建效度的研究以及Ntoumanis(2002)［10］動機分類的研究。根據本文研究目的，把“休閑動機量表”改為“休閑體育動機量表”(如題項“參與某些休閑活動”改為“參與某些休閑體育活動”)形成了初始問卷，量表由18個題項5個維度構成:外在規范(WZGF)包括威脅、被迫、尊重他人;投入規范(TLGF)包括關注、歡迎;認同規范(RT-GF)包括技術、生活技能、期望;內在動機(NZDJ)包括愉悅感、自主性;無動機(WDJ)包括無助感、無勝任感。休閑體育動機的影響因素量表包含20個題項:學生用Likert五點量表回答，(從“非常不同意”至“非常同意”)。初始問卷形成后，然后選取常州紡織學院120名大學生作為被試，共發放問卷120份，收回有效問卷107份。為了整體問卷題項的精煉性，通過對回收的問卷用下面3條標準來篩選題目［11］:(1)題目部分相關法(Correcteditem－totalcorrelation)，即刪除鑒別度較低的題項;(2)內部一致性效標法(Inter-nalconsistencycriterionmethod)，亦即極端組檢驗法;(3)因素負荷量判斷法，為了提高因子分析的效果，經刪去因子負荷小于0．4的題項和在多個因子上負荷大于0．4的題項;然后對余下的題項進行探索性因子分析。在進行探索性因子分析之前，首先要檢驗量表是否能進行因子分析。經檢驗，休閑體育動機影響因素的問卷KMO=0．814，Bartlett球體檢驗=1500．21，sig．=0．000，適合進行因子分析;萃取方法采用主成分分析法，按照特征值大于1的原則進行因子提取，并進行斜交旋轉(考慮到因子間的相關性)，而轉軸收斂于5個迭代。最終得到影響休閑體育動機問卷的因子數為5個，這5個因子累計解釋59．287%的方差(表1)。由碎石圖顯示，第五個因素以后，坡度明顯下滑(圖1)。并對公因子進行命名，經過項目分析和探索性因子分析，刪除影響休閑體育動機問卷中的“在體育課中我能學到與休閑體育相關的內容”和“全民健身計劃綱要對我參加休閑體育活動影響不大”等共4個題項，剩余題項構成了影響休閑體育動機的最終問卷，包括5個維度16個題項以及每個題項在5個因子上的負載值(表2)。量表的信度檢驗構成了最終問卷，首先對問卷進行信度檢驗?！靶蓍e體育動機”的問卷內部一致性信度檢驗分別為無動機α=0．638，外在規范α=0．749，投入規范α=0．613，認同規范α=0．721，內在動機α=0．722;“休閑體育動機影響因素”問卷的一致性信度檢驗分別為認知態度α=0．809，制約因素α=0．634，體育氛圍α=0．612，興趣與愛好α=0．712，習慣與方法α=0．645，均符合量表的內部一致性信度統計要求。

研究對象與方法

最終問卷形成后，調查共取樣520名大學生，分別來自南京市與常州市的5所高校的大一與大二的學生，進行了問卷調查。共回收有效問卷465份(男213人，占45．8%，女307人，占66．0%)，有效回收率89．42%。利用SPSS17．0、AMOS17．0軟件對回收的問卷數據進行項目分析、探索性因子分析和結構方程模型分析。

模型構建

大學生休閑體育動機量表及影響因素的驗證性因子模型分析驗證性因子分析是結構方程模型(SEM)的一個特殊形式，是基于變量的協方差矩陣來分析變量之間關系的一種統計方法［12］。在施測的問卷數據中，采用AMOS17．0軟件對休閑體育動機及其影響因素的因子結構進行驗證性因子分析，并形成模型(圖2、圖3)。結構方程模型的整體擬合優度評價主要從絕對擬合指數(absolutefitindex)、比較擬合指數(Com-parativeFitIndex)、簡約擬合指數(Parsimoniousfitindex)3個方面進行評價。多數學者認為［13－14］，模型統計檢驗指數GFI、AGFI、IFI、TLI、CFI均應大于0．90，RMSEA應小于0．8，χ2/df值介于1－3之間為佳。圖2所示模型的擬合指數分別為:χ2/df=1．687，RMSEA=0．046，GFI=0．935，TLI(NNFI)=0．926，CFI=0．932。從以上擬合指數標準可以判斷，休閑體育動機因素的五維度模型擬合度很高，因此，休閑體育動機的驗證性因子分析模型是可以接受的，并可以作為分析休閑體育動機的基本構念框架。圖3所示模型的擬合優度指數分別為:χ2/df=2．183，RMSEA=0．061，GFI=0．932，TLI(NNFI)=0．914，CFI=0．901。從以上擬合指數標準可以判斷，影響休閑體育動機因素的模型擬合度很好，模型可以接受，因此，可用作影響休閑體育動機因素的基本構念框架。影響休閑體育動機的因素與休閑體育動機的關系模型分析結構方程(SEM)的具有以下特點［15］:(1)可同時考慮及處理多個因變量(endogenous/de－pendentvariable);(2)允許自變量和因變量(exogenousandendogenous)項目含有測量誤差;(3)允許潛在變量由多個外顯指標變量構成，并可同時估計指標變量的信度及效度;(4)可構建潛在變量之間的關系，并估計模型與數據之間的吻合程度。據于(SEM)以上優點，首先假設所有維度的影響因素對所有維度的休閑體育動機都有影響，構建了休閑體育動機及其影響因素的一階因子模型。根據候杰泰、溫忠麟、成子娟(2004)［16］著作中的建議，刪除統計學中t值小于2的不顯著的路徑系數，經過多次模型修正，得到大學生休閑體育動機和影響休閑體育動機關系的最終模型(圖4)。圖4所示模型統計檢驗指數分別為:χ2/df=1．686，GFI=0．932，TLI(NNFI)=0．918，CFI=0．933，RMSEA=0．047。根據擬合度的標準，可見此模型具有較好的擬合度，模型中各路徑相關系數能很好地揭示大學生參與休閑體育活動動機及其影響因素各個維度間的相關關系。結果與分析從圖4可以看出關于大學生休閑體育活動動機及其影響因素關系的結構方程模型分析結果如下:(1)大學生參與休閑體育動機影響因素由認知態度、制約因素、興趣與愛好、體育氛圍和習慣與方法5個維度構成，這5個維度對休閑體育動機都有影響，其中，習慣與方法對休閑體育動機活動的影響最大。(2)影響學生參加休閑體育活動內在動機的主要因素為習慣與方法、制約因素、認知態度和興趣與愛好，呈顯著作用路徑系數分別為0．70、－0．37、0．27、0．16。這一研究結果提示我們，學校教育的主要工作就是要培養學生從事終身體育鍛煉的習慣和意識，教給他們鍛煉的方法、手段，此外還要多開發休閑體育課程資源方面的項目，完善和優化學校場地設施，保證學生能順利進行休閑體育活動和制定有效的激勵政策，提高學生的興趣愛好和主觀能動性，吸引更多的學生參與休閑體育活動。(3)影響學生參與休閑體育活動無動機維度的主要因素“興趣與愛好”、“制約因素”、“認知態度”，有顯著作用其路徑系數依次為－0．55、0．51、－0．23，無動機是一種動機缺乏，它的消極作用是不言而喻的，與習得性無助類似(pelletier，etal，1995)，處于無動機狀態的大學生不認同參加休閑體育活動的任何積極性解釋。這一點提示我們學生缺乏興趣與愛好、外在的制約壓力增大、認知態度偏低，即無助感就增高，參加休閑體育活動的積極性就越小。(4)制約因素是影響大學生參加休閑體育活動動機的另一主要因素，除制約因素與內在動機和認同規范呈顯著負相關關系外，制約因素對外在規范、投入規范、無動機呈顯著正相關。這一點與Craw-ford＆Godey(1987)［17］認為不管個人是否存在休閑偏好，一旦有休閑制約因素介入，就會導致個人放棄參與該項休閑活動研究結果一致。說明學生的學習、就業壓力和學校的規章制度的好壞直接影響著學生參與休閑體育活動。(5)認知態度對休閑體育動機“認同規范”、“內在動機”兩個維度有顯著的正相關影響與“外在規范”、“無動機”兩個維度無顯著負相關影響，路徑系數分別為0．16、0．27、－0．14、－0．23。這提示我們，提高學生對休閑體育認知程度，重點應將學生的外在動機不斷內在化，使其成為推動大學生參加休閑活動的積極因素。(6)體育氛圍對休閑體育動機“認同規范”，“投入規范”兩個維度呈顯著的正相關影響，路徑系數一樣為0．21。體育氛圍反映出人們在體育活動中高度個體化的氣氛，同時也是人們在體育活動中的情緒體驗，它直接影響著人們的行為和情感。說明家長、學校及社會對休閑體育的關注程度，能使學生認識到參與休閑體育的重要性。建議(1)本研究采用的量表改自于黃仲凌和高俊雄(2005)編制的《休閑動機量表》。雖然該量表已進行了信效度檢驗，但是，本研究將原量表題項中的“參與某些休閑活動”改為“參與某些休閑體育活動”。這樣的改編問卷，其合理性、有效性還有待進一步檢驗，同時由于影響休閑體育動機因素很多，如，“氣候因素”、“教師因素”、“運動技能因素”等這些還需要進一步去探討。(2)本研究采用的樣本量為在校大學生，在校大學生取樣比較方便，但是他們只能代表某一部分休閑體育活動者，未來研究應該擴展研究取樣范圍。