谷 松，王長生，谷長江

1 問題提出

自主學(xué)習(xí)(self-regulated learning)又稱自我選擇、自我實施、自我監(jiān)控的自我調(diào)節(jié)式學(xué)習(xí)。Zimmerman（1998）又進一步提出自主學(xué)習(xí)包含有學(xué)習(xí)動機、學(xué)習(xí)方法、學(xué)習(xí)時間、學(xué)習(xí)結(jié)果控制、學(xué)習(xí)環(huán)境營造，這五個方面已經(jīng)在教育心理學(xué)方面達成共識[1]。其中，學(xué)習(xí)動機又是影響自主學(xué)習(xí)的主要因素，其涉及行為的發(fā)端、方向、強度和持續(xù)性，是直接推動學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)的內(nèi)部動力[2]。在過去的20年中，無論是自主學(xué)習(xí)的理論研究還是應(yīng)用研究，都強調(diào)并致力于解決自主學(xué)習(xí)的測量問題。這是因為，一方面，研究者需要借助自主學(xué)習(xí)的測量結(jié)果來驗證自己的理論分析；另一方面，眾多的應(yīng)用研究需要借助自主學(xué)習(xí)測量來說明自己的教育干預(yù)效果[3]。在自主學(xué)習(xí)下學(xué)習(xí)動機能力評價的研究中,國外開發(fā)的具有代表性測評工具是Pintrich等編制的“學(xué)習(xí)動機策略問卷”[4]以及Weinstein等開發(fā)的“學(xué)習(xí)和研究策略調(diào)查表”(LASSI)(大學(xué)版、中學(xué)版)[5]；在國內(nèi)具有代表性的測評工具是龐維國編制的“中小學(xué)學(xué)生學(xué)習(xí)自主性量表”。有關(guān)體育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)方面尚沒有學(xué)者研究。有學(xué)者指出，體育教育專業(yè)學(xué)生在理論課學(xué)習(xí)中存在著出勤不聽課、聽課不記筆記，認識不到學(xué)習(xí)理論知識的重要性；在體育動作與方法的實踐學(xué)習(xí)中，習(xí)慣于直覺判斷，看到什么做什么，缺少學(xué)理主導(dǎo)下的本體感受性學(xué)習(xí)過程，經(jīng)常在盲目被動的情況下進行行為目標(biāo)的選擇[6]。由于在理論與實踐中學(xué)習(xí)動機不明確，致使學(xué)習(xí)內(nèi)驅(qū)力下降，并直接影響個體的自主學(xué)習(xí)水平。鑒于此, 筆者結(jié)合體育教育專業(yè)的特點和學(xué)習(xí)要求，編制出體育教育專業(yè)大學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機測量工具，為體育教育專業(yè)專任教師的教學(xué)改革提供依據(jù)，同時也為體育教育專業(yè)學(xué)生改善自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)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(xué)、寧波大學(xué)、杭州師范大學(xué)、臺州學(xué)院的862名體育教育專業(yè)在校大學(xué)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(guān)心理學(xué)、體育教學(xué)文獻及關(guān)于量表編制與檢驗領(lǐng)域的資料，同時收集一些網(wǎng)絡(luò)有關(guān)資料，為本文研究提供理論依據(jù)。

2.2.2 實地訪談法 訪談目的在于確定體育教育專業(yè)大學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機的操作定義，體育教育專業(yè)大學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機項應(yīng)該包含的維度，以及構(gòu)成體育教育專業(yè)大學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機量表的項目。

本研究對3名從事基礎(chǔ)心理學(xué)研究與教學(xué)的教師、12名專門從事體育教育專業(yè)教學(xué)工作的教師、8名從事體育教育專業(yè)大學(xué)生輔導(dǎo)員工作的教師以及杭州師范大學(xué)選取的10名體育教育專業(yè)學(xué)生進行半結(jié)構(gòu)化的訪談，訪談內(nèi)容主要包括：什么是自主學(xué)習(xí)；什么是自主學(xué)習(xí)中的學(xué)習(xí)動機以及體育教育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機應(yīng)該包括哪些方面，并要求被訪談?wù)吲e例說明。最終獲得與體育教育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機有關(guān)的語句55項。

2.2.3 問卷調(diào)查法 本研究根據(jù)訪談結(jié)果初步編制了一份由64個項目組成的大學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機的調(diào)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(fā)放量表的預(yù)試版本；二次測試對450名樣本發(fā)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(shù)理統(tǒng)計法 主要采用SPSS 17.0進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計，有關(guān)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(jié)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(yè)學(xué)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(qū)分度檢驗，也叫“天花板測試?yán)碚摗?，即每一道題是否可以區(qū)分出不同人群的不同選擇結(jié)果，如果被試的選擇類似，缺乏區(qū)分度，這道題為無效題，應(yīng)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(shù)差異的顯著性檢驗[7]。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：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(qū)工人》第7期第2版刊登漫畫《國際青年節(jié)少先隊總檢閱》，介紹在國際青年節(jié)蘇區(qū)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(chǎn)階級的領(lǐng)導(dǎo)!”

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(jié)構(gòu)效度進行檢驗，因子分析結(jié)果表明（見表1），量表的KMO取樣適當(dāng)度為0.800。根據(jù)學(xué)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(shù)值[8]。本量表KMO的取樣適當(dāng)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(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)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(guān)系數(shù)大于0.2；(4)如果兩個項目相關(guān)系數(shù)很高，且語義重復(fù)，則只保留一個。結(jié)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(shù)為 0.770。

表1 取樣適當(dāng)度量KMO值和巴特萊特球形檢驗

因素數(shù)目的確定主要依據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)：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(dǎo)的特征根值圖形的陡坡檢驗。據(jù) Cattell的觀點，“正確”的因子數(shù)目可以通過尋找連續(xù)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(zhuǎn)折的左上方的那些因子[9]。根據(jù)陡坡圖的表現(xiàn)在第6個維度之后的因子趨于平緩，經(jīng)與專家商議，強制提取6個因子，并刪除 4道條目。經(jīng)最終檢驗，6個因子的累積解釋率為54.001%。同時，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)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(jié)合已有的研究和測評工具，確定了體育教育專業(yè)大學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機的操作定義為：學(xué)習(xí)動機是影響自主學(xué)習(xí)的主要因素，其涉及行為的發(fā)端、方向、強度和持續(xù)性，直接推動學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)的內(nèi)部動力。并確定一個包含6個維度（自我效能感、內(nèi)在目標(biāo)、學(xué)習(xí)控制感、外在目標(biāo)、學(xué)習(xí)意義感、學(xué)習(xí)焦慮）共 27個項目組成的體育教育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)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(yè)學(xué)生中抽取450人。經(jīng)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(xué)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(zhuǎn)主成分提取的方法進行探索性因素分析，結(jié)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(shù)量以及因素之間的關(guān)系都是未知的,所以所有因素負荷、因素相關(guān)、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(jù)已有的知識與研究,假設(shè)因素的數(shù)量與因素之間的關(guān)系,從而減少待估值,更符合科學(xué)研究的假設(shè)--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(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機的理論建構(gòu)和實證探索后提出的體育教育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機的建構(gòu)模型進行擬合度的檢驗。結(jié)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(xiàn)了體育教育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機量表的驗證性分析結(jié)果。

表3 體育教育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機量表的結(jié)構(gòu)模型擬合指數(shù)

有學(xué)者指出，GFI比其它模型參數(shù)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(yōu)度指標(biāo))和AGFI(調(diào)整后的擬合優(yōu)度指標(biāo))的值為準(zhǔn)。通常,如果模型評價后不能很好地擬合數(shù)據(jù),就需要對模型進行修正和再次設(shè)定。這就需要重復(fù)進行模型的設(shè)定、識別、估計和修正五個步驟,直到模型得到優(yōu)化,具有較佳的數(shù)據(jù)擬合效果為止,在教育心理分析中，由于所分析現(xiàn)象的復(fù)雜性，一般認為，只要GFI大于0.8，就可以承認模型構(gòu)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(shù)，并且模型模擬數(shù)據(jù)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(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機結(jié)構(gòu)模型在數(shù)據(jù)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(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機量表具有良好的構(gòu)想效度。

3.2.3 結(jié)構(gòu)模型

圖1 體育教育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機驗證性結(jié)構(gòu)模型

結(jié)構(gòu)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(guān)系也就是結(jié)構(gòu)。這些關(guān)系可以通過結(jié)構(gòu)模型路徑圖中的路徑系數(shù)來稀釋體現(xiàn)[11]。通過驗證性分析，本研究研制的體育教育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機量表的測試結(jié)果與理論假設(shè)模型能較好的擬合（圖1），各條目的擬合系數(shù)在0.45-0.73之間，達到心理量表的編制要求。

3.2.4 項目區(qū)分度分析 以每個項目和量表總分之間的相關(guān)系數(shù)作為項目區(qū)分度指標(biāo)，結(jié)果見表4。

表4 項目區(qū)分度分析結(jié)果

根據(jù)心理學(xué)家Tuker的理論，項目與測驗總分的相關(guān)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(guān)性在0.24-0.52之間，量表具有很好的項目區(qū)分度，所有項目的區(qū)分度均非常顯著，p＜0.001。

3.2.5 信度分析 (1) 內(nèi)部一致性系數(shù)。采用Cronbach α信度分析來檢驗內(nèi)部一致性。結(jié)果是自我效能感為0.72、內(nèi)在目標(biāo)為0.74、學(xué)習(xí)控制感為0.64、外在目標(biāo)為0.67、學(xué)習(xí)意義感為 0.60、學(xué)習(xí)焦慮為 0.66、總量表為 0.83。Cronbach α系數(shù)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(shù)據(jù)進行相關(guān)分析，以相關(guān)系數(shù)作為再測信度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：自我效能感為0.90、內(nèi)在目標(biāo)為0.92、學(xué)習(xí)控制感為0.88、外在目標(biāo)為0.88、學(xué)習(xí)意義感為0.86、學(xué)習(xí)焦慮為0.96、總量表為0.90。

3.2.6 效度分析 (1) 結(jié)構(gòu)效度。結(jié)構(gòu)效度又稱構(gòu)想效度，是指測驗?zāi)軌驕y量到假設(shè)性的理路結(jié)構(gòu)或心理特質(zhì)的程度。一般在統(tǒng)計學(xué)上對量表進行結(jié)構(gòu)效度檢驗的方法通常有兩種：一是，因素相關(guān)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(jīng)表明，體育教育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。(2) 量表內(nèi)容效度檢驗。以 Pearson積差相關(guān)計算各維度及總分的相關(guān)系數(shù)（見表5）,各因子之間以及各因子與量表總分之間的相關(guān)系數(shù)較高,差異具有非常顯著性。

表5 各維度及總分的相關(guān)矩陣

根據(jù)心理學(xué)測量學(xué)理論，量表各維度之間應(yīng)該具有中等程度的相關(guān)，如果相關(guān)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(guān)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(guān)的內(nèi)容，這也叫匯聚效度[13]。從表 5可知，體育教育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機量表的 6個維度間相關(guān)系數(shù)在 0.186-0.416之間，6個因素與總分的相關(guān)系數(shù)在 0.554-0.775之間，這些相關(guān)均達到顯著水平。說明6個維度內(nèi)容既有一定的相對獨立性，又有一定程度的相關(guān)性。因此,該量表具有良好的內(nèi)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(tǒng)稿歷經(jīng)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(lián)系體育教育專業(yè)的學(xué)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(yè)學(xué)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(jié)果都表明，體育教育專業(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機測試量表具有很好的結(jié)構(gòu)效度。探索性因素分析發(fā)現(xiàn)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(shù)都很好地滿足了要求。此外，該量表具有很好的項目區(qū)分度，每個項目與量表總分之間的相關(guān)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(biāo)。在內(nèi)部一致性系數(shù)方面，6個維度的 α系數(shù)都高于0.60，各維度的信度較好；2周后的重測信度系數(shù)也很好，分量表及總量表的r系數(shù)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(xué)習(xí)任務(wù)的自信程度；內(nèi)在目標(biāo)，主要反映個體內(nèi)心的長久追求，（目的）追求真正的、理想中的自我；學(xué)習(xí)控制感，主要反映在學(xué)生控制自身學(xué)習(xí)的行為，并在學(xué)習(xí)活動中合理協(xié)調(diào)外界影響因素的心理表現(xiàn)；外在目標(biāo)，主要反映了學(xué)生在選擇接受來自外部的學(xué)習(xí)要求時所確定的學(xué)習(xí)目標(biāo)；學(xué)習(xí)意義感，主要反映了學(xué)生個體有主見的選擇與自己需要相關(guān)的知識，知道所選擇相關(guān)內(nèi)容的實施方法和價值，并且獲得成功體驗的一種心理狀態(tài)；學(xué)習(xí)焦慮，反映了學(xué)生在學(xué)習(xí)活動中對學(xué)習(xí)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(jié) 論

體育教育專業(yè)自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機量表經(jīng)歷嚴(yán)謹?shù)木幹七^程，最終確定了自我效能感、內(nèi)在目標(biāo)、學(xué)習(xí)控制感、外在目標(biāo)、學(xué)習(xí)意義感和學(xué)習(xí)焦慮6個維度，27個項目。

體育教育專業(yè)自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)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(yè)學(xué)生自主學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)動機水平的測量工具,也可以為體育教育專業(yè)專任教師的教學(xué)改革效果提供檢驗；同時為教學(xué)組織管理人員修訂專業(yè)人才培養(yǎng)計劃提供參考。

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