薛 鋒 ,董 雷

（1.西北民族大學(xué)體育學(xué)院，甘肅 蘭州 730124；2.新疆理工學(xué)院，新疆 烏魯木齊 843100）

體育師范生的專業(yè)承諾是指其對所學(xué)的體育教育專業(yè)的認(rèn)同、接納程度，并愿意為之付出相應(yīng)努力的積極態(tài)度和行為[1]。從專業(yè)認(rèn)同角度研究大學(xué)生學(xué)習(xí)心理，對于促進(jìn)大學(xué)生專業(yè)定位、職業(yè)生涯規(guī)劃、學(xué)習(xí)積極性、心理健康和為高等教育決策者提供教育政策調(diào)整的準(zhǔn)確預(yù)警信息，以及學(xué)生工作者開展穩(wěn)定大學(xué)生專業(yè)思想的教育工作具有指導(dǎo)意義。

回顧國內(nèi)大學(xué)生專業(yè)承諾的研究，依據(jù)承諾維度的不同可以分為兩類：一類是連榕等[2]、吳蘭花[3]的情感承諾、繼續(xù)承諾、理想承諾和規(guī)范承諾四維度；另一類是嚴(yán)瑜等[4]的情感承諾、經(jīng)濟承諾、規(guī)范承諾、機會承諾四維度。對比彼此的承諾維度定義，繼續(xù)承諾與經(jīng)濟、機會承諾表述范疇類似，而嚴(yán)瑜等的情感承諾與情感、理想承諾表述范疇同樣相似。對于體育師范生的專業(yè)承諾研究同樣可以分為兩類：一類是連榕、吳蘭花編制量表的直接運用[5-7]；另一類是筆者經(jīng)實證研究得出同嚴(yán)瑜等的研究相似卻少了機會承諾，只由情感承諾、經(jīng)濟承諾、規(guī)范承諾構(gòu)成，適用于體育教育專業(yè)學(xué)生的專業(yè)承諾量表。直接運用研究的量表，均為我國大學(xué)生專業(yè)承諾通用量表，使用時未針對體育師范生專業(yè)承諾心理結(jié)構(gòu)進(jìn)行再驗證，是否適用于體育師范生，還有待進(jìn)一步的研究。鑒于上述情況，筆者決定對體育師范生專業(yè)承諾心理維度進(jìn)行再驗證，準(zhǔn)確把握以前、現(xiàn)在體育師范生專業(yè)承諾心理結(jié)構(gòu)的變化趨勢，彌補縱向研究體育師范生專業(yè)承諾的空白。

1 對象與方法

1.1 對象

采用紙質(zhì)版問卷調(diào)查的方式，對體育教育專業(yè)在校大學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，調(diào)查對象主要來自于西北民族大學(xué)、北京體育大學(xué)、武漢體育學(xué)院、天津體育學(xué)院、湖北民族大學(xué)、隴東學(xué)院、唐山師范學(xué)院、咸陽師范學(xué)院、鄭州大學(xué)體育學(xué)院等院校。收回問卷1 156份，剔除無效問卷，有效問卷為972份，有效率84%。

1.2 再驗證量表

薛鋒（2006）碩士論文自編體育教育專業(yè)大學(xué)生專業(yè)承諾量表。

1.3 研究方法

1.3.1 問卷調(diào)查法

體育教育專業(yè)大學(xué)生專業(yè)承諾量表采用“完全不符合”到“非常符合”7級計分方式，包括情感承諾、經(jīng)濟承諾、規(guī)范承諾3個因子，15個條目，其α系數(shù)分別為0.844、0.888、0.788。

1.3.2 數(shù)理統(tǒng)計法

1）采用新版的SPSS 25.0對原先的數(shù)據(jù)重新進(jìn)行信、效度檢驗，與原有的數(shù)據(jù)對比，以驗證現(xiàn)有工具的可行性。

2）使用新版的SPSS 25.0和AMOS 25.0統(tǒng)計軟件，對現(xiàn)在的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，主要使用探索性因素分析、相關(guān)性分析、驗證性因素分析、可靠性分析，來驗證問卷是否依舊適用于現(xiàn)今。

2 結(jié)果

2.1 原有數(shù)據(jù)信、效度分析

采用新版的SPSS 25.0對筆者2006年的論文數(shù)據(jù)（以下簡稱“06年數(shù)據(jù)”）再進(jìn)行信、效度檢驗，與06年數(shù)據(jù)對比。在項目分析中06年數(shù)據(jù)中量表各條目與量表總得分的相關(guān)系數(shù)在0.406～0.708之間，采用新版的SPSS 25.0，再分析06年數(shù)據(jù)量表各條目與量表總得分的相關(guān)系數(shù)在0.464～0.709之間，兩者之間未有明顯變化，表明量表中的條目仍有較好的區(qū)分度；在探索性因素分析中，06年數(shù)據(jù)KMO（Kaiser-Meyer-Olkin)檢驗統(tǒng)計量為0.855，再分析KMO值為0.886（KMO檢驗用于檢驗變量間的相關(guān)性和偏相關(guān)性，取值在0～1之間。KMO統(tǒng)計量越接近于1，變量間的相關(guān)性越強，偏相關(guān)性越弱，因子分析的效果越好），說明量表仍然適合因素分析；再分析量表三因子的方差累積解釋率為64.220%與06年的數(shù)據(jù)相差不大，表明量表的三因子仍具有很好的結(jié)構(gòu)效果，見表1。

表1 再分析項目系數(shù)、KMO值、方差累積解釋率與06年數(shù)據(jù)比對

按筆者碩士論文中的方法，使用主成分法提取因子，并對因子進(jìn)行最大方差旋轉(zhuǎn)，旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣中三個因子及各因子所包含的條目同碩士論文所得結(jié)果相同，見表2。

表2 再分析旋轉(zhuǎn)后成分矩陣與06年數(shù)據(jù)比對

再分析06年數(shù)據(jù)，三因子的克隆巴赫α系數(shù)仍具有較高的可信度，分別為經(jīng)濟承諾0.877、情感承諾0.851、規(guī)范承諾0.824（克隆巴赫α系數(shù)是常用的一個信度指標(biāo)，指的是某一個維度內(nèi)，不同題項間的一致程度），見表3。

表3 三因子克隆巴赫α系數(shù)再分析與06年數(shù)據(jù)比對

2.2 新數(shù)據(jù)信、效度分析

2.2.1 新數(shù)據(jù)項目分析

項目分析主要是為了驗證量表中各條目在今是否依然有很好的區(qū)分度。通過分析新數(shù)據(jù)，量表各條目與量表總得分的相關(guān)性系數(shù)在0.468～0.762之間，說明量表中的條目現(xiàn)今仍有較好的區(qū)分度，見表4。

表4 新數(shù)據(jù)項目分析統(tǒng)計

續(xù)上

2.2.2 探索性因素分析（結(jié)構(gòu)效度）

探索性因素分析驗證量表的結(jié)構(gòu)是否同以前一樣。由因素分析可知，KMO 值為0.892，說明量表適合進(jìn)行因素分析。累積變異解釋率為64.951，使用主成分抽取法和最大方差法，旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣中三個因子同筆者碩士論文所得結(jié)果相同。雖各條目載荷數(shù)略有變化，但各條目所屬因子沒有變化。說明量表有良好的結(jié)構(gòu)效度，見表5—表7。

表5 新數(shù)據(jù)KMO和Bartlett的檢驗

表6 新數(shù)據(jù)累積解釋的總方差

表7 新數(shù)據(jù)旋轉(zhuǎn)后三因子成分矩陣

2.2.3 專業(yè)承諾及各因素之間的相關(guān)性分析

專業(yè)承諾與各因子及各因子之間均具有良好的相關(guān)性。專業(yè)承諾與經(jīng)濟承諾因子、情感承諾因子、規(guī)范承諾因子之間相關(guān)性系數(shù)分別為0.797、0.899、0.840；經(jīng)濟承諾因子與情感承諾因子、規(guī)范承諾因子之間相關(guān)性系數(shù)分別為0.566、0.414，情感承諾因子與規(guī)范承諾因子之間相關(guān)性系數(shù)為0.738，見表8。

表8 專業(yè)承諾與各因子及各因子之間的相關(guān)性

2.2.4 專業(yè)承諾量表一致性信度分析

對專業(yè)承諾和三因子分別做克隆巴赫α信度檢驗，其結(jié)果分別為0.913、0.888、0.762、0.915，說明再驗證的量表具有很好的信度，見表9。

表9 專業(yè)承諾、三因子克隆巴赫α系數(shù)

2.2.5 驗證性因素分析

使用AMOS 25.0統(tǒng)計軟件對現(xiàn)測量的數(shù)據(jù)按原先的三因子模型進(jìn)行驗證。三因子模型的各項擬合指標(biāo)結(jié)果為：X2/DF值為4.299、GF（I擬合優(yōu)度指數(shù)）值為0.932、AGFI（調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)）值為0.902、RMSEA（近似誤差均方根）值為0.074，從各指標(biāo)的評價標(biāo)準(zhǔn)來看，專業(yè)承諾三因子模型具有較好的擬合度，見表10、圖1。

圖1 專業(yè)承諾三因素結(jié)構(gòu)模型

表10 量表三因子驗證性因素分析各擬合指標(biāo)結(jié)果

3 討論

3.1 原有數(shù)據(jù)信、效度分析情況

采用新版SPSS 25.0對06年數(shù)據(jù)重新進(jìn)行信、效度檢驗，并與原有數(shù)據(jù)對比，是為了檢驗新版統(tǒng)計軟件與舊版軟件之間是否會因版本不同而對數(shù)據(jù)的分析造成不必要的誤差。同時，也是為了保證使用工具的一致性，確保不會因統(tǒng)計軟件版本的不同對量表的驗證產(chǎn)生不準(zhǔn)確因素。經(jīng)項目分析、探索性因素分析、一致性分析后，各項目之間的系數(shù)差異、KMO值、累積變異解釋率以及旋轉(zhuǎn)后成分矩陣中三個因子，都同筆者碩士論文所得結(jié)果相差不大，說明新版統(tǒng)計軟件具有可行性且不會對數(shù)據(jù)分析造成不必要的誤差。

3.2 新數(shù)據(jù)信、效度分析情況

3.2.1 新數(shù)據(jù)探索性因素分析（結(jié)構(gòu)效度）情況

體育教育專業(yè)師范生的專業(yè)承諾這一概念是抽象的，測量這個抽象的概念必須將其由抽象概念轉(zhuǎn)化為可操作、具體的指標(biāo)體系，而心理測量的主要目的就是將抽象的概念變?yōu)榭刹僮鳌⒕唧w化的指標(biāo)[8]。所謂操作化、具體的指標(biāo)，就是將抽象概念轉(zhuǎn)變成可觀察、可測量的具體指標(biāo)的過程，形成具體的指標(biāo)、指數(shù)、量表的過程，其核心內(nèi)容就是將抽象概念轉(zhuǎn)化為一組可實際操作、可測量的指標(biāo)。在量表再驗證的過程中，采用探索性因素分析法，其主要是在沒有任何預(yù)設(shè)前提下，對變量因子結(jié)構(gòu)的探尋。其核心思想“將多個測量出的變量轉(zhuǎn)換成為數(shù)不多的幾個代表性的指標(biāo)，是一種降維的方式”[9]。由新數(shù)據(jù)的分析可知，旋轉(zhuǎn)后成分矩陣中的三因子同筆者以前的結(jié)果完全相同，雖然各因子中的條目載荷數(shù)略有變化，但各條目所屬因子沒有變化，說明再驗證量表依然有良好的結(jié)構(gòu)效度。

3.2.2 新數(shù)據(jù)一致性信度分析情況

量表是否具有良好的信度是心理測量必備要素之一，研究者最重要的一項任務(wù)就是設(shè)法提高問卷的信度，使心理測量的結(jié)果具有準(zhǔn)確性和可靠性。問卷測量的信度即問卷的可靠性，可以反映出被試被測特征的真實程度。同時也可以稱之為測量的準(zhǔn)確性或者一致性，其比較標(biāo)準(zhǔn)的定義：測量信度是指測量結(jié)果反映出系統(tǒng)變異的程度（系統(tǒng)變異指的是個體心理特征方面的真實的個體差異）[10]。新數(shù)據(jù)的一致性，其總量表及各維度的α系數(shù)分別為0.913、0.888、0.762、0.915，說明再驗證量表依然有良好的信度。

3.2.3 新數(shù)據(jù)驗證性因素分析情況

驗證性因素分析其主要的目的是檢驗理論，是在對問題已經(jīng)有一些了解的理論基礎(chǔ)或者是實證基礎(chǔ)上進(jìn)行的[11]，不僅能驗證已有的測驗結(jié)構(gòu)模型假設(shè)，還待篩選不符合要求的項目[12]。

X2/df是直接檢驗樣本協(xié)方差矩陣和估計的協(xié)方差矩陣間的相似程度的統(tǒng)計量。X2/df的理論期望值為1，X2/df越接近1，說明樣本協(xié)方差矩陣和估計的協(xié)方差矩陣的相似程度越大，模型的擬合度越好。在實際研究中，當(dāng)X2/df＜5時，可以認(rèn)為模型的擬合度比較好[13]。其他擬合指數(shù)GFI、AGFI數(shù)值局限于0～1之間，越接近1，表示理論假設(shè)的擬合程度越好[14]。RMSEA在0.05～0.08之間取值時，其他指數(shù)如：CFI取值在0.90～0.96之間時，模型擬合度良好[15]。由新數(shù)據(jù)的驗證性因素分析情況可知，專業(yè)承諾三因素模型具有較好的擬合度。

量表的再驗證結(jié)果分析表明，體育教育專業(yè)大學(xué)生專業(yè)承諾量表依舊適用于現(xiàn)今，并且具有良好得信、效度，可以作為縱向研究體育教育專業(yè)師范生專業(yè)承諾變化趨勢的有效工具。