鄧羅平，雷慧，漆小梅

(1.湖南科技大學 體育學院，湖南 湘潭 411201；2.湘潭大學 體育教學部，湖南 湘潭 411105)

高校體育活動空間舒適度的結構模型分析*

鄧羅平1，雷慧2，漆小梅1

(1.湖南科技大學 體育學院，湖南 湘潭 411201；2.湘潭大學 體育教學部，湖南 湘潭 411105)

摘要：運用文獻研究、專家調查等方法，結合對137名學生的預測進行項目分析和初步探索性因子分析，編制了包含19個測度條目的高校體育活動空間舒適調查問卷。通過對4 536名學生進行測試，將測試數(shù)據(jù)隨機分半，分別用于探索性因子分析和驗證性因子分析。最后形成了包括設施規(guī)模、可達性、設施質量、配套情況和開放情況的5個維度，合計19個測度條目的高校體育活動空間舒適度結構模型。

關鍵詞：高校；體育活動空間；舒適度；探索性因子分析；驗證性因子分析

1研究方法

1.1研究材料

通過對相關文獻的梳理，結合專家訪談，在理論構想的基礎上，自編形成了“高校體育活動空間舒適度”調查問卷，問卷采用Likert5級量表形式。

1.2研究程序

1.2.1問卷設計

運用“德爾菲法”對初始設計出的包含24個指標的問卷進行3輪調查，最后形成包含21個測試條目的高校體育活動空間舒適度的初始問卷。

1.2.2測試

1)預測：運用設計問卷對樣本3進行測試，以項目負荷值小于0.45，共同度小于0.2為依據(jù)[1]刪除不適項目，形成了19個條目的正式問卷，采用Likert 5點評分方法形成正式問卷。2)正式測試：選取湖南科技大學、湘潭大學、湖南工程學院、湖南大學和湖南工業(yè)大學5所高校的5 000名學生作為正式樣本。發(fā)放問卷5 000份，回收問卷4 536份(經隨機分組，將2 268份問卷用于探索性因子分析，另外2 268份問卷用于驗證性因子分析)。

1.2.3數(shù)據(jù)采集

對回收問卷的數(shù)據(jù)運用SPSS17.0 和AMOS17.0進行描述性統(tǒng)計和分析，采用的方法主要有探索性因子分析、主成分分析、驗證性因子分析等。

2結果與分析

2.1影響高校體育活動空間舒適度的探索性因子分析

2.1.1因子分析結果

運用SPSS17.0對所得數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計，結果表明，峰度和偏度都在0.05的置信區(qū)間以內，符合正態(tài)分布。運用KMO和Bartlett球形檢驗對回收的問卷進行檢驗統(tǒng)計，結果KMO值為0.875，處于0.8至0.9之間，根據(jù)KMO檢驗標準，適合進行因素分析。同時，Bartlett 球形檢驗的x2值為1 551(自由度為169，P<0.001)，結果表明測試數(shù)據(jù)中的相關矩陣有共同的因素存在，因此，適合進行因子分析。通過上述檢驗后。運用主成分分析法，對特征值大于1的因素進行提取，同時，運用斜交旋轉法對結果進行旋轉，結果見表1和表2。

表1　總方差分解表

表2　旋轉后因子載荷矩陣

提取方法：主成分分析法；旋轉方法：斜交旋轉法

通過因素分析得到了5個因素，這5個因素能對總信息中的67.15%進行解釋，根據(jù)前人研究結果，在60%以上的解釋原有變量的即為適合[2]320。由于不同個體對舒適度的感觀一般會隨著外界環(huán)境的變化而隨機變化，因此，對于該研究中所涉及到的問題的復雜性而言，能夠得到67.15%的解釋累積貢獻率還是令人比較滿意的。

2.1.2問卷的信度

為了進一步驗證本研究所提取的公共因子對所涵蓋變量的一致性，本研究采用Cronbach alpha系數(shù)對問題進行了信度檢驗。結果表明，問卷的內部一致性系數(shù)為0.845，因子1的內部一致性系數(shù)為0.817，因子2的內部一致性系數(shù)為0.814，因子3的內部一致性系數(shù)為0.656，因子4的內部一致性系數(shù)為0.785，因子5的內部一致性系數(shù)為0.731，除因子3外，其余因子均超過0.7，說明問卷具有較好的信度，如表3所示。

表3　問卷的信度分析情況一覽表

2.1.3因子的命名及其解釋

因子1主要包括“場地的數(shù)量”等5個條目，這些條目反映的內容主要以體育設施的規(guī)模為主，因此，可命名為“規(guī)模因子”。該因子的權重最大，說明被調查者一致認為體育活動空間舒適度的首要影響因素為設施規(guī)模。2014年，國家體育總局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，我國人均體育場地占有面積為1.46 m2[3]。被調查的5所高校沒有一所學校的體育場所總面積達到此標準。體育場所不足導致部分場所出現(xiàn)學生扎堆的現(xiàn)象，比如網球場、羽毛球場等等。調查結果表明，對于學生而言，“規(guī)模因子”是影響高校體育活動空間的最重要的因素。

因子2包括“宿舍到場所的距離”等3個條目，這些條目主要反映學生進行體育活動的便利性，因此，可命名為“可達性因子”。所謂可達性是指從一個地方到另一個地方的容易程度[4]。對于本研究而言，即學生宿舍區(qū)到達體育場所的距離?？蛇_性的權重僅次于規(guī)模因子，說明其是高校體育活動空間舒適度影響因素中第二重要的因子。有研究表明，最合適的距離一般為步行5～10 min，若體育場所距離過遠，會導致學生因此而打消或減弱體育運動的想法，而如若距離太近，運動時產生的噪音又會干擾宿舍區(qū)休息的其他學生[5]。調查結果表明，被調查者對“可達性因子”影響高校體育活動空間的因素的重要程度的認同度很高，幾乎所有學生認為體育活動場所離宿舍過遠，直接導致他們產生放棄體育活動的想法，從而影響著場所的舒適度。

因子3包括“器材的質量”等3個條目，這些條目反映內容體育設施的質量情況，因此，可命名為“質量因子”。5個因子中，質量因子權重最小，可能是因為學生對體育活動設施的質量要求不高，也可能是被調查的5所高校中的體育活動場地設施的質量已經很高。

因子4包括“休息區(qū)域的設置”等5個條目，這些條目主要反映的是場地設施的配套情況，因此，可命名為“配套因子”。有研究表明，學生對運動場所的滿意度指標中，配套設施占有較高權重[6]。調查表明，學生對“配套因子”是影響體育活動空間舒適度的認同度很高，尤其在“飲水便利性”條目中給予了很高的認同。

因子5主要包括“場地的收費情況”等3個條目，這些條目反映的主要是與場所開放的相關情況，可命名為“開放因子”。調查發(fā)現(xiàn)，曾出現(xiàn)過學生與社會人員因爭搶體育場所而鬧出各種矛盾，以致影響學校安全管理等[7]。因此，制定好場地的開放政策，協(xié)調好學生與周邊居民體育活動參與的關系，最大限度的提高體育活動場所的使用率，應當是相關部門在落實學校體育資源社會共享過程中應重視的環(huán)節(jié)。

2.2影響高校體育活動空間舒適度的驗證性因子分析

由上述探索性因子分析所得到的結果可知，高校體育活動空間結構模型由5個維度構成，共計19個測試條目，借助AMOS7.0對高校體育活動空間舒適度結構模型進行驗證性因子分析。結果表明(見表4)，由五因子高校體育活動空間舒適度結構模型各項擬合指數(shù)可知，RMR和RMSEA的統(tǒng)計值分別為0.041和0.054，均小于0.08，說明結構模型的整體擬合效果較好。另外，從絕對擬合度和增值擬合度分析，GFI、NFI、IFI、CFI和AGFI的統(tǒng)計會值依次為0.842、0.845、0.854、0.843和0.822，這些數(shù)據(jù)均接近0.90，統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，五因子高校體育活動空間舒適度結構模型的擬合度是完全可以被授受的。通過對五因子模型擬合圖的分析可知(限于篇幅略)，五個維度間存在顯著相關(P=0.000<0.001)，19個測試題目在各公共因子上的載荷值也比較高，均大于0.81，統(tǒng)計學意義顯著，說明五因子高校體育活動空間舒適度結構模型具有較高的構建效度和內容效度。

表4　五因子高校體育活動空間舒適度結構模型的各項擬合指數(shù)

為了更好地驗證五因子高校體育活動空間舒適度的結構模型在維度構建上的合理性，本研究設置了2個參照模型，其中，四因子模型中，將設施規(guī)模和設施質量合并，包括設施規(guī)模和質量、可達性、配套情況、開放情況共4個維度。三因子模型則將配套情況和開放情況合并，包括設施規(guī)模和質量、可達性、配套和開放情況3個維度。通過對樣本4中隨機分組中的另一半數(shù)據(jù)(n=2 268)的統(tǒng)計分析，運動AMOS17.0統(tǒng)計學軟件進行驗證性因子分析，并與其它結構模型進行對比(見表5)。

表5表明，隨著因子結構模型的維度的減少，X2、RMR和RMSEA三個統(tǒng)計數(shù)據(jù)的值呈不斷增大趨勢，而GFI、NFI、IFI、CFI和AGFI等統(tǒng)計數(shù)據(jù)的值卻呈下降的趨勢，這說明五因子的高校體育活動空間舒適度的結構模型的擬合效果要優(yōu)于其余兩種結構模型。同時，驗證性因子分析的結果也進一步說明了運用探索性因子分析得到的5個維度的高校體育活動空間舒適度是合理的，即高校體育活動空間舒適度主要包括設施規(guī)模、可達性、設施質量、配套情況和開放情況，合計19個測試條目。

表5　不同因子結構模型的各項擬合指數(shù)一覽表

3結論

1)在梳理與總結國內外相關文獻的基礎上，初步設計出影響高校體育活動空間舒適度的24個指標，運用德爾菲法，經過3輪調查，刪除與合并3個指標，形成了包含21個條目的高校體育活動空間舒適度的初始問卷。

2)以相關分析法和決斷值作為判斷的指標，運用初始問卷對137名在校大學生進行預測，將項目負荷值小于0.45，共同度小于0.2的指標刪除，最后形成包含19個測試條目的高校體育活動空間舒適度的正式問卷，該問卷具有較高信度。

3)運用正式問卷對湖南科技大學等5所高校的2 268名學生進行問卷調查，運用SPSS17.0進行探索性因子分析，得到了高校體育活動空間舒適度由5個維度組成，分別為規(guī)模因子(5個條目)、可達性因子(3個條目)、配套因子(5個條目)、開放因子(3個條目)和質量因子(3個條目)。

4)運用AMOS17.0對2 268名學生的調查問卷進行驗證性因子分析發(fā)現(xiàn)，RMR和RMSEA的統(tǒng)計值分別為0.041和0.054，均小于0.08，說明結構模型的整體擬合效果較好。另外，從絕對擬合度和增值擬合度分析，GFI、NFI、IFI、CFI和AGFI的統(tǒng)計會值依次為0.842，0.845，0.854，0.843和0.822，這些數(shù)據(jù)均接近0.90，統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，五因子高校體育活動空間舒適度結構模型的擬合度是完全可以被授受的。

參考文獻：

[1] 周珂,王崇喜,周艷麗.體育教師職業(yè)認同的結構與量表編制研究——以中學體育教師為例[J].北京體育大學學報，2012，35(3)：93-98.

[2] 馬慶國.管理統(tǒng)計[M].北京:中國科學出版社,2002.

[3] 國家體育總局.國家體育總局公布普查數(shù)據(jù)[OB/EL].(2014-12-26)[2016-01-22].北京日報http://bjrb.bjd.com.cn/html/2014-12/26/content_244790.htm.

[4] Hansen W G. How accessibility shapes land use[J]. Journal of the American Institute of Planners, 1959,25:73-76.

[5] 姚學英.公共體育設施舒適度影響因素研究[D].長沙:湖南大學，2014.

[6] 周曉卉.大學室內體育場所學生滿意度評價體系研究[J].體育文化導刊，2012，6(6)：105-108.

[7] 魯長春.學校體育設施資源的社會共享問題研究[J].教學與管理，2013(7)：18-21.

(責任校對王小飛)

doi:10.13582/j.cnki.1674-5884.2016.06.021

收稿日期：20160303

基金項目：湖南省社科基金項目(12YBB096)；湖南省教育科學規(guī)劃項目(XJK013BTW002)；湖南科技大學2015年SRIP項目；湖南省教改項目(湘教通[2012]401號)

作者簡介：鄧羅平(1977-)，男，湖南湘潭人，副教授，碩士生導師，主要從事體育教育與訓練研究。

中圖分類號：G80

文獻標志碼：A

文章編號：1674-5884(2016)06-0063-04