休闲体育论文：大学生休闲体育的成因与启迪

本文作者：陈建峰石兰萍工作单位：常州纺织服装职业技术学院体育部

量表构建

本量表根据黄仲凌和高俊雄(2005)［8］的《休闲动机量表》改编，原量表参考了Baldwin和Caldwell(2003)［9］青少年闲暇时间动机量表的研制，Pelletier，Vallerand和Green－Demers(1996)做的休闲动机量表构建效度的研究以及Ntoumanis(2002)［10］动机分类的研究。根据本文研究目的，把“休闲动机量表”改为“休闲体育动机量表”(如题项“参与某些休闲活动”改为“参与某些休闲体育活动”)形成了初始问卷，量表由18个题项5个维度构成:外在规范(WZGF)包括威胁、被迫、尊重他人;投入规范(TLGF)包括关注、欢迎;认同规范(RT-GF)包括技术、生活技能、期望;内在动机(NZDJ)包括愉悦感、自主性;无动机(WDJ)包括无助感、无胜任感。休闲体育动机的影响因素量表包含20个题项:学生用Likert五点量表回答，(从“非常不同意”至“非常同意”)。初始问卷形成后，然后选取常州纺织学院120名大学生作为被试，共发放问卷120份，收回有效问卷107份。为了整体问卷题项的精炼性，通过对回收的问卷用下面3条标准来筛选题目［11］:(1)题目部分相关法(Correcteditem－totalcorrelation)，即删除鉴别度较低的题项;(2)内部一致性效标法(Inter-nalconsistencycriterionmethod)，亦即极端组检验法;(3)因素负荷量判断法，为了提高因子分析的效果，经删去因子负荷小于0．4的题项和在多个因子上负荷大于0．4的题项;然后对余下的题项进行探索性因子分析。在进行探索性因子分析之前，首先要检验量表是否能进行因子分析。经检验，休闲体育动机影响因素的问卷KMO=0．814，Bartlett球体检验=1500．21，sig．=0．000，适合进行因子分析;萃取方法采用主成分分析法，按照特征值大于1的原则进行因子提取，并进行斜交旋转(考虑到因子间的相关性)，而转轴收敛于5个迭代。最终得到影响休闲体育动机问卷的因子数为5个，这5个因子累计解释59．287%的方差(表1)。由碎石图显示，第五个因素以后，坡度明显下滑(图1)。并对公因子进行命名，经过项目分析和探索性因子分析，删除影响休闲体育动机问卷中的“在体育课中我能学到与休闲体育相关的内容”和“全民健身计划纲要对我参加休闲体育活动影响不大”等共4个题项，剩余题项构成了影响休闲体育动机的最终问卷，包括5个维度16个题项以及每个题项在5个因子上的负载值(表2)。量表的信度检验构成了最终问卷，首先对问卷进行信度检验。“休闲体育动机”的问卷内部一致性信度检验分别为无动机α=0．638，外在规范α=0．749，投入规范α=0．613，认同规范α=0．721，内在动机α=0．722;“休闲体育动机影响因素”问卷的一致性信度检验分别为认知态度α=0．809，制约因素α=0．634，体育氛围α=0．612，兴趣与爱好α=0．712，习惯与方法α=0．645，均符合量表的内部一致性信度统计要求。

研究对象与方法

最终问卷形成后，调查共取样520名大学生，分别来自南京市与常州市的5所高校的大一与大二的学生，进行了问卷调查。共回收有效问卷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软件对回收的问卷数据进行项目分析、探索性因子分析和结构方程模型分析。

模型构建

大学生休闲体育动机量表及影响因素的验证性因子模型分析验证性因子分析是结构方程模型(SEM)的一个特殊形式，是基于变量的协方差矩阵来分析变量之间关系的一种统计方法［12］。在施测的问卷数据中，采用AMOS17．0软件对休闲体育动机及其影响因素的因子结构进行验证性因子分析，并形成模型(图2、图3)。结构方程模型的整体拟合优度评价主要从绝对拟合指数(absolutefitindex)、比较拟合指数(Com-parativeFitIndex)、简约拟合指数(Parsimoniousfitindex)3个方面进行评价。多数学者认为［13－14］，模型统计检验指数GFI、AGFI、IFI、TLI、CFI均应大于0．90，RMSEA应小于0．8，χ2/df值介于1－3之间为佳。图2所示模型的拟合指数分别为:χ2/df=1．687，RMSEA=0．046，GFI=0．935，TLI(NNFI)=0．926，CFI=0．932。从以上拟合指数标准可以判断，休闲体育动机因素的五维度模型拟合度很高，因此，休闲体育动机的验证性因子分析模型是可以接受的，并可以作为分析休闲体育动机的基本构念框架。图3所示模型的拟合优度指数分别为:χ2/df=2．183，RMSEA=0．061，GFI=0．932，TLI(NNFI)=0．914，CFI=0．901。从以上拟合指数标准可以判断，影响休闲体育动机因素的模型拟合度很好，模型可以接受，因此，可用作影响休闲体育动机因素的基本构念框架。影响休闲体育动机的因素与休闲体育动机的关系模型分析结构方程(SEM)的具有以下特点［15］:(1)可同时考虑及处理多个因变量(endogenous/de－pendentvariable);(2)允许自变量和因变量(exogenousandendogenous)项目含有测量误差;(3)允许潜在变量由多个外显指标变量构成，并可同时估计指标变量的信度及效度;(4)可构建潜在变量之间的关系，并估计模型与数据之间的吻合程度。据于(SEM)以上优点，首先假设所有维度的影响因素对所有维度的休闲体育动机都有影响，构建了休闲体育动机及其影响因素的一阶因子模型。根据候杰泰、温忠麟、成子娟(2004)［16］著作中的建议，删除统计学中t值小于2的不显著的路径系数，经过多次模型修正，得到大学生休闲体育动机和影响休闲体育动机关系的最终模型(图4)。图4所示模型统计检验指数分别为:χ2/df=1．686，GFI=0．932，TLI(NNFI)=0．918，CFI=0．933，RMSEA=0．047。根据拟合度的标准，可见此模型具有较好的拟合度，模型中各路径相关系数能很好地揭示大学生参与休闲体育活动动机及其影响因素各个维度间的相关关系。结果与分析从图4可以看出关于大学生休闲体育活动动机及其影响因素关系的结构方程模型分析结果如下:(1)大学生参与休闲体育动机影响因素由认知态度、制约因素、兴趣与爱好、体育氛围和习惯与方法5个维度构成，这5个维度对休闲体育动机都有影响，其中，习惯与方法对休闲体育动机活动的影响最大。(2)影响学生参加休闲体育活动内在动机的主要因素为习惯与方法、制约因素、认知态度和兴趣与爱好，呈显著作用路径系数分别为0．70、－0．37、0．27、0．16。这一研究结果提示我们，学校教育的主要工作就是要培养学生从事终身体育锻炼的习惯和意识，教给他们锻炼的方法、手段，此外还要多开发休闲体育课程资源方面的项目，完善和优化学校场地设施，保证学生能顺利进行休闲体育活动和制定有效的激励政策，提高学生的兴趣爱好和主观能动性，吸引更多的学生参与休闲体育活动。(3)影响学生参与休闲体育活动无动机维度的主要因素“兴趣与爱好”、“制约因素”、“认知态度”，有显著作用其路径系数依次为－0．55、0．51、－0．23，无动机是一种动机缺乏，它的消极作用是不言而喻的，与习得性无助类似(pelletier，etal，1995)，处于无动机状态的大学生不认同参加休闲体育活动的任何积极性解释。这一点提示我们学生缺乏兴趣与爱好、外在的制约压力增大、认知态度偏低，即无助感就增高，参加休闲体育活动的积极性就越小。(4)制约因素是影响大学生参加休闲体育活动动机的另一主要因素，除制约因素与内在动机和认同规范呈显著负相关关系外，制约因素对外在规范、投入规范、无动机呈显著正相关。这一点与Craw-ford＆Godey(1987)［17］认为不管个人是否存在休闲偏好，一旦有休闲制约因素介入，就会导致个人放弃参与该项休闲活动研究结果一致。说明学生的学习、就业压力和学校的规章制度的好坏直接影响着学生参与休闲体育活动。(5)认知态度对休闲体育动机“认同规范”、“内在动机”两个维度有显著的正相关影响与“外在规范”、“无动机”两个维度无显著负相关影响，路径系数分别为0．16、0．27、－0．14、－0．23。这提示我们，提高学生对休闲体育认知程度，重点应将学生的外在动机不断内在化，使其成为推动大学生参加休闲活动的积极因素。(6)体育氛围对休闲体育动机“认同规范”，“投入规范”两个维度呈显著的正相关影响，路径系数一样为0．21。体育氛围反映出人们在体育活动中高度个体化的气氛，同时也是人们在体育活动中的情绪体验，它直接影响着人们的行为和情感。说明家长、学校及社会对休闲体育的关注程度，能使学生认识到参与休闲体育的重要性。建议(1)本研究采用的量表改自于黄仲凌和高俊雄(2005)编制的《休闲动机量表》。虽然该量表已进行了信效度检验，但是，本研究将原量表题项中的“参与某些休闲活动”改为“参与某些休闲体育活动”。这样的改编问卷，其合理性、有效性还有待进一步检验，同时由于影响休闲体育动机因素很多，如，“气候因素”、“教师因素”、“运动技能因素”等这些还需要进一步去探讨。(2)本研究采用的样本量为在校大学生，在校大学生取样比较方便，但是他们只能代表某一部分休闲体育活动者，未来研究应该扩展研究取样范围。