劉馮鉑 李欣 吳銘 張國俊 楊木春

(鄭州大學體育學院(校本部) 河南鄭州 450001)

青少年體育學習測量問卷的編制與檢驗①

劉馮鉑 李欣 吳銘 張國俊 楊木春

(鄭州大學體育學院(校本部) 河南鄭州 450001)

旨在對青少年體育學習特點及影響因素探討的基礎上,編制并檢驗《青少年體育學習問卷》,從而為體育學習的調查、測評提供幫助,并在一定程度上對體育學習理論進行完善。研究通過訪談法、問卷調查法得出,《青少年體育學習問卷》共23個條目,5個維度,經探索性因素分析及驗證性因素分析發(fā)現(xiàn),《青少年體育學習問卷》具有良好的內容效度和結構效度。

青少年 體育學習 問卷編制 檢驗 測評工具

青少年作為祖國未來建設的主力軍,其身心健康一直受到社會學校和家庭的廣泛關注,通過引導青少年體育促進其身心健康發(fā)展是學術界長期研究和討論的熱點話題之一。體育學習作為青少年接受體育教育、參與體育鍛煉的主要手段,其效果再一次引起了社會高度關注和期待。該文擬編制并檢驗《青少年體育學習問卷》,從而為體育學習的調查、測評提供幫助。

表1 青少年體育學習預測問卷因子分析結果(n=268)

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

該文以青少年體育學習測量問卷編制與檢驗為研究對象。

1.2 研究方法

1.2.1 訪談法

在文獻分析的基礎上,通過對專家和學生有關體育學習的訪談,將訪談結果作為收集《青少年體育學習測量問卷》初始條目的重要途徑之一。

1.2.2 問卷調查法

該研究選取共計268名青少年進行了問卷的預測,對預測結果通過項目分析,各項目均采用7點計分方式,即從完全不符合至完全符合分別基于1～7分的評定。

2 研究結果與分析

2.1 青少年體育學習測量問卷的探索性因素分析

運用主成分分析法對青少年體育學習測量問卷的初測數(shù)據(jù)進行探索分析,并通過正交旋轉法求出最終的因素負荷矩陣。青少年體育學習測量問卷的KMO指數(shù)=0.919>0.8,Bartlett球形檢驗結果χ2=2 583.771,P＜0.001,結果說明該研究數(shù)據(jù)適合進行因素分析。

采用主成分因素分析法提取因子,旋轉方法為最大方差法,因素提取的標準為特征值大于1,因素提取數(shù)量不限定。以因素負荷值低于0.40和同一項目在多個因素上負荷值均大于0.40(多重負荷)作為項目剔除標準,最后共提取5個因子,在保留的23項特征中,所有因素的負荷均在0.42以上。經探索性因素分析,最終保留的23個項目的因素負荷矩陣如表1所示。同時,數(shù)據(jù)顯示,5個因子總體一致性α系數(shù)為0.844,這說明因素分析所得到的5因子結構具有較好的一致性和內部結構。

通過對因子所包含內容進行分析,將F1命名為體育自主行為, F2命名為注意控制行為,F3命名為鍛煉計劃行為,F4命名為情景誘導行為,F5命名為消極學習行為。

2.2 青少年感知“親情行為”問卷的效度檢驗

運用驗證性因素分析來檢驗青少年體育學習行為五因素結構的有效性。在驗證性因素分析的過程中,以《青少年體育學習測量問卷》(正式問卷)調查到的449份被試數(shù)據(jù)為分析對象,采用Amos 21.0軟件共檢驗了兩個模型的擬合情況,一個是將青少年體育學習所包含的23個特征看作一個因子,即單因素模型(χ2/df=5.931,AGFI=0.654,GFI=0.712,CFI=0.716,IFI=0.717,RMSEA=0.105);另一個是經探索性因素分析所確定的5因素模型(χ2/df=2.523<5,AGFI=0.864>0.9,GFI=0.911>0.9,CFI=0.930>0.9,IFI=0.932>0.9,RMSEA=0.058<0.08)。

分析結果顯示,五因素模型均達到了各項擬合指標要求。另外,從分析結果可以看出,五因素模型的各項擬合指標明顯優(yōu)于單因素模型,表明該量表具有較好的結構效度。

[1]王玉成.探析學生體育自我效能感的影響因素[J].新課程研究(中旬刊),2009(12)：145-146.

[2]吳淦棟.中小學體育效能研究[J].運動,2015(24):103-104.

[3]魏曉燕.中小學體育效能研究[D].北京:北京體育大學,2009.

G812.4

A

2095-2813(2017)04(c)-0082-02

10.16655/j.cnki.2095-2813.2017.12.083

劉馮鉑(1992—),男,漢,河南洛陽人,在讀研究生,研究方向:康復心理學、運動心理與行為學。