青少年运动自我效能量表之初步编制与应用
2014-04-29于春艳
摘要：对我国青少年运动自我效能的研究，不仅可为青少年体育锻炼的研究提供实用工具，还可为运动自我效能领域拓宽研究视角。通过对Bandura自我效能理论和相关研究的分析,在问卷调查的基础上,采用探索性与验证性因素分析方法,初步构建多维度的青少年运动自我效能量表。结果表明：青少年运动自我效能量表为6因素相关结构,即由人际交流、身体健康、休闲娱乐、运动适能、情绪压力、生活评价6个维度构成;通过二阶式验证性因素分析量表的实测模式与理论模式具有良好的适配性。所有因素的标准化回归系数值皆达到显著化水平，因此量表具有良好的聚合效度;通过组成信度与平均变异抽取量对量表进行分析后得出，量表具有良好的信度。以此为基础制定了杭州市青少年体育锻炼自我效能的性别常模和年级常模。
关键词： 运动自我效能；拟合度；自我效能量表；青少年运动
中图分类号： G 807文章编号：1009783X(2014)03026510文献标志码： A
Abstract：Studies on adolescents exercise self瞖fficacy in China can not only provide practical tools for youth sports exercise research,but broaden the research perspectives of the exercise self瞖fficacy field as well.Through the analysis of Bandura self瞖fficacy theory and other related researches,the present thesis sets to preliminarily build a multi瞕imensional adolescents exercise self瞖fficacy scale with exploratory and confirmatory factor analysis method on the basis of questionnaire.The results show that the adolescent exercise self瞖fficacy scale consists of six factor瞨elated structures,namely the six dimensions of interpersonal communication,health,leisure,entertainment,sports fitness,emotional stress and life evaluation,and that there is good suitability between the measurement model and the theory model through second瞣rder confirmatory factor analysis type scale.All factors of standardized regression coefficients value has reached significant level,thus indicating the good convergent validity of the scale.Through the analysis of composite reliability and average variance extracted,the study concludes that there is good reliability with the scale,based on which the Grade Norm and Gender Norm of Youth Sports Exercise Self瞖fficacy of Hangzhou is formulated.
Keywords：exercise self瞖fficacy;goodness of fit;self瞖fficacy scale;adolescent exerciseお
收稿日期：20130407
基金项目：国家体育总局青少年体育研究项目2011年度课题ぃ≦SS2011033）。
作者简介：于春艳（1975—），女，内蒙古赤峰人,硕士，讲师，研究方向为体育教育训练学。
作者单位：浙江财经大学体军部，浙江 杭州 310018
Department of Physical Education,Zhejiang University of Finance and Economics,Hangzhou 310018,China.
Bandura正式提出“自我效能”(self瞖fficacy) 理论[1]。将自我效能感定义为“人们对于自己完成既定行为目标所需行动过程的组织与执行能力的判断”，而又将自我效能描述为“个体对于他们能把握和控制那些会影响他们生活事件能力的信念”[2]。换言之，自我效能意指一个人相信他有能力运筹各项资源以完成某项特定任务的信念，也是一种个人对自我表现能力的预期和信念。
Bandura提出自我效能包含效能期望(efficacy expectation) 和结果期望(outcome expectation)[3]。效能期望是指有能力执行一项特殊行为的信念，衡量自己的能力是否足以胜任，最后再决定是否执行此行为。结果期望则是完成一项特殊行为将导致渴望结果的信念，当个体在决定某一行为时，首先会通过认知结构预估行为的结果。
自我效能被视为是人类行为动机、心理健康和个人成就的基础。自我效能不只与个人的情绪适应和心理健康有密切的关系，更是体育运动研究领域所关注的课题。中外有许多研究结果均一致地指出，在各年龄层的身体活动或规律的运动行为研究上，自我效能都是一个重要的预测变项，更是运动行为强有力的预测因子[4]。换言之，运动的自我效能愈高者，其身体活动量和规律的运动行为愈高。
体育运动领域里的自我效能研究不断深入，因此，測量评价自我效能的方法研究日益受到人们的重视。当前研究主要借助以下工具：如Ryckman等人编制了《身体自我效能》量表(Physical Self Efficacy Scale,简称PSE)[5]。国内学者孙拥军等[6]对PSE量表是否具有跨文化影响进行了实证研究，并进行修订，修订后的PSE量表仍然包含2个分量表,一个是《身体能力信心》(PAPC)分量表,一个是《身体能力知觉》(PPA)分量表[7]。Resnick等[8]在前人用于测量“运动障碍自我效能”的13个题目的基础上，编写了《锻炼自我效能》量表。Schwarzer等[9]编写了《锻炼身体自我效能》量表(exercise self efficacy scale)。国内学者方媛等[10]专门为初中学生编写了身体自我效能量表。此外,一些研究者根据研究特殊需要编制了一些其他运动项目领域的量表，如《跳水自我效能感量表》《体操自我效能感量表》《游泳自我效能感量表》[11]等。
目前，对运动自我效能的测量还没有一个统一的标准[7]。而国内,很少有学者就身体自我效能量表的编制进行深入研究。多数是翻译或修订来自于西方的量表。由于中西方文化的差异，很难避免出现信度与效度的差异，最终影响研究结果。同时，过去有关运动自我效能均以自我效能感对于运动障碍的检测。Bandura认为自我效能的测量是多维度的，从单一维度已经发展到多维度 (multifaceted) 的测量[1213]。运动所产生的自我效能感是多维度的，而不是仅限制在运动时产生障碍的自我效能的期望与自我能力。以青少年为研究对象，主要考虑青少年处于人生发展的关键时期，青少年的体质健康关系到我国的未来和民族的兴旺[14]，而目前中国青少年体质呈持续下降趋势，青少年的健康观念、健身氛围较差[15]；因此，有必要采取各种有力措施促进青少年参加健身体育锻炼。研究表明，青少年对健身运动的选择建立在对自我运动能力信念的认知基础之上[16]，故在体育活动中，那些自我效能处于较高水平的中学生更愿意参加体育运动，并选择适合自己能力水平的体育活动项目。
对运动自我效能采取运动在认知上预期获得行为结果的信念和多维度的测量模式的研究，以建立“青少年运动自我效能量表”。对丰富该研究领域的视角具有现实意义。另外,采用结构方程模型分析方法对我国中学生运动自我效能进行考察，探讨其中复杂的关系并提供数据支持。此外，编制“青少年运动自我效能感量表”,既有助于探讨和了解相关理论问题的内涵,又为运动自我效能感研究提供了实用工具。
1研究对象与方法
1.1研究对象
选取浙江省杭州市西湖区、上城区、滨江区、下城区、萧山区、余杭区、江干区、拱墅区的部分中学生为受试。对研究对象共进行了2次现场问卷调查。首次调查共发放问卷310份,回收295份,剔除无效问卷和回答一致的问卷（即所有题目都选择相同的答案）后,剩余286份问卷经审查全部合格，用于问卷初步的分析和检验。重新获得修订好的问卷后,再次进行现场调查1 600人,获得有效问卷1 486份,有效率为92.9%。数据对自编问卷进行验证性因子分析，以样本背景变项（性别、年级）为自变项对量表各层面进行应用分析。采样方式均以分层随机取样方式进行，主要抽样范围为浙江杭州市初一至高三各年级的学生，先抽取学校，再以学校依年级做分层抽样，最后以班级作为随机取样。
1.2研究方法
1.2.1青少年运动自我效能问卷编制
1.2.1.1测试条目的整理
编制青少年运动自我效能测试问卷条目的形成，最终通过以下3个方面。
1）课外体育活动是教育活动的一个重要组成部分，积极而又经常的身体锻炼，使青少年的身心健康日益增强。在此过程中体育活动体现出以下几个方面的功能：锻炼功能、愉悦功能、宣传教育功能、学习功能、发展人格及特长的功能[17]。
2）结合有关体育健身运动方面的文献资料,以我国期刊网的全文数据库为主要媒介,搜索整理了从1993—2012年，主题及篇名中包含“青少年体育”的学术期刊全文、博士论文和优秀硕士论文。选出对体育健身运动功能及效应进行描述的论文,并加以总结,归纳出关于健身运动对青少年健康所产生的效益主要包括心理效益、生理效益、社会效益。如周成林等[18]编制的《青少年体育锻炼心理效益评定量表》，该量表由主观体验、身体价值、人际感知、情绪活力和困境应对５个维度构成。以“Development of Youth Exercise”为关键词或主题词，通过对Pro Quest、Sports Discus、Science Direct等外文期刊数据库（1993—2012）的搜索，归纳出以下关于体育健身与效益关系的研究。
①运动与人际交流：Mathur等[19]针对4 年级和8 年级的学生研究后得出，男生比女生更希望透过运动为媒介与同伴交往。Mackey等[20]研究发现青少年为与同伴建立良好关系，往往通过体育运动这一手段。
②运动与身体健康：美国卫生与公众服务部强调，个体从事规律的身体活动可以减少疾病和死亡的风险。具体地说，定期进行身体的运动可以减少提早死亡和患病的风险，以及减少抑郁和焦虑的发生，可以有效控制体重，并促进身体健康。Watts等[21]研究指出，规律性的体能运动训练可以改善肥胖青少年血管功能障碍、身体机能、肌力及身体成分。
③运动与休闲愉悦： Hunter等[22]在研究中发现，不论是主动或被动来参与社会性休闲体育活动的青少年，其快乐指数都高于平均水平。McCarthy等[23]以152 名5~15 岁青少年为样本从发展的观点分析运动愉悦，研究发现年龄较大的青少年比年龄小的青少年在愉悦、自我参照与运动认知等有更高认知。
④运动与体适能：Dwyer等[24]曾研究7 961名澳洲小学生，并以年齡及性别分组，实施体适能测验项目，包括1 600 m跑、仰卧起坐、50 m冲刺跑和立定跳远等项目，研究显示平时有运动规律的学生除了体适能明显提升，学业成绩也有显著改善。Strong等[25]研究结果表明，规律的身体活动对于青少年体适能能有效提升，并对肥胖疾病改善、心理健康促进、肌肉与骨骼健康方面都有相当的益处。
⑤运动与情感效益：Berlin等[26]研究发现，规律的运动中断以后，会引起抑郁情绪症状和疲劳，疲劳增加时在一定程度上会降低个体的体能。Siegel[27]发现青少年从事系统化体育训练后，对焦虑、沮丧和自我观念上的改善都有显著关联。
⑥运动与生活评价：Danish[28]建立“运动联合促进教育与休闲方案”，该方案是以运动为核心基础纳入青少年学生学习生活技能。Danish等[29]通过跟踪研究发现，高中学生运动参与和较高学业成就有正相关，这些学生更有可能上大学，在自己的第一份工作表现较高的自主性和满意度，高中学生运动参与和自我知能、情绪调节、问题解决、目标达成、团队精神等生活技巧有正相关。
3）参考体育学、心理学、教育学与社会学专家的意见。对所有条目进行筛选和确认，最终确定其对青少年健身运动自我效能的测量是有效且可靠的。
基于上述，本研究旨在了解青少年对于自身健身运动的预期自我效能，编制“青少年健身运动自我效能量表”。本研究将青少年对健身运动自我效能分为人际交流、身体健康、休闲愉悦、体育适能、情感体验、生活评价6个维度。
1.2.1.2计分方法
题目的量尺为Likert瞭ype 的5点量表来统计，由“非常不符合”“不符合”“一般”“符合”“非常符合”，分别计1分、2分、3分、4分、5分，得分越高，表示青少年健身运动自我效能越高，反之则越低。
1.2.2量表编制流程
首先，根据文献整理与归纳总结，确定量表编制的理论维度和所有测试题目；然后，通过预测试和有关专家评定，并进行修订、筛选题目，确定青少年健身运动自我效能量表；对形成量表进行信效度检验，确定其科学合理性。最后以年级与性别为变量指标对青少年运动效能量表进行应用分析。
1.2.3研究工具
青少年运动自我效能调查问卷：自编青少年健身运动自我效能调查问卷,包括人际交流、身体健康、休闲愉悦、体育适能、情感体验、生活评价6个维度,共24道题目。
1.2.4数据的处理
首先，将测得原始数据使用EXCLE 2007统计软件录入电脑,建立初步研究数据库,然后使用SPSS 17.0软件对数据进行探索性因素分析及相关信度效度检验,以构建量表的理论模型,最后用AMOS 20.0统计软件包对数据进行验证性因素分析,检验研究量表理论结构的合理性。
2研究结果
2.1量表的建立
2.1.1量表的结构
根据前期的研究成果，结合访谈得到的指标，同时借鉴以往相关量表中的测试题目，围绕各项维度的主旨编写尽可能多的相关题目,共形成54条初测条目。同时根据研究的需要聘请了8位相关学科的专家，对初测量表项目的表面与逻辑效度，以及条目词义表达准确性等方面给予综合评定,专家们对量表题目提出宝贵意见,量表得到了进一步的筛选和精加工后，从而得到初步修订的效果。最终入选初始量表的条目共36条,可以确定到青少年运动自我效能理论结构维度包括人际交流、身体健康、休闲愉悦、体育适能、情感体验、生活评价6个维度。在此基础上，编制了青少年体育运动自我效能相关的各种问题。例如：在人际交流方面，就增进朋友之间友谊、和朋友关系更亲密、促进朋友之间的互动等编制了6道题目；在身体健康方面，就增加体力、更有活力、不容易生病等编制了6道题目；在休闲愉悦方面，就感到快乐、增加生活乐趣、感到放松等编制了6道题目；在体育适能方面，就提升敏捷性、提升速度和促进耐力等编制了6道题目；在情绪效益方面，从克服紧张的情绪、降低焦虑、消除疲劳等编制了6道题目。在生活评价方面，就增进思考能力、训练集中力、提升学习的效率等编制了6道题目。整个问卷由36道题目构成。每道题目采用自陈量表的形式让学生对自己体育锻炼后的认识和感受进行描述，采用Likert的5点计分法，从“非常不符合”到“非常符合”分别计1分到5分。
2.1.2青少年运动自我效能各维度假设模型的建立
与8位体育学、教育学、心理学、社会学工作专家讨论后,结合本研究理论模型,提出青少年运动自我效能假设模型I。图1所示，为一阶6因子结构,分别为人际交流、身体健康、休闲愉悦、体育适能、情感体验、生活评价;假设模型II为二阶7因子结构，如图2所示（二阶1因子和一阶6因子）。其中，一阶分别是人际交流、身体健康、休闲愉悦、体育适能、情感体验、生活评价，二阶为6个相关的一阶维度聚敛为1个因子,即青少年运动自我效能。
2.1.3研究量表的预测试和修订
从杭州市１０所中学随机抽取310名学生进行预测试，剔除无效卷和回答一致的问卷（即所有题目都选择相同的答案）后，获得有效问卷286份，有效率为92.2%。量表分析包括项目分析和探索式因素分析2部分。
1）描述性统计与信度分析。
样本包含286 名中学生（男性154 名，女性132 名；一年级98名，二年级96 名，三年级92 名）。通过对回收的286份有效问卷的数据进行描述性统计分析，见表1，以及分析各个维度的科隆巴赫α系数，均大于0.85，见表2,表明该初测量表的各项维度的信度符合科学性的标准。お
表 1初测青少年运动自我效能量表各项维度描述性统计
维度样本量最小值最大值均值标准差
人际交流2866.0030.0024.884.37
休闲愉悦28612.0030.0023.665.22
身体健康28615.0030.0025.114.24
体育适能2869.0025.0020.883.87
生活评价28612.0030.0024.663.69
情绪体验28618.0030.0025.654.03
表2初测青少年运动自我效能量表量け砀飨钗度科隆巴赫α系数一览表
维度样本量维度条目α系数
人际交流28660.92
休闲愉悦28660.90
身体健康28660.87
体育适能28660.89
生活评价28660.88
情绪效益28660.91
总量表286360.93
2）鉴别度与区分度分析。
鉴别度分析：求出每一题项的“临界比率”（CR值）（求出高低2组受试者在每题得分平均值差异的显著性检验）[30],如CR值达到显著水平（玜<0.05或a<0.01），既表示此题项可以有比较好的鉴别度。经过测量分析36个题项，满足sig.<0.05或玹<0.05，因此，全项保留。
区分度分析：对初测36个条目进行验证，只要满足标准差大于1或无限接近于1的题项进行保留，检测以后项目都满足条件。
2.1.4探索式因素分析与信度分析
本研究以叠代主轴因素分析法 ，并用斜交转轴中的最优斜交转轴法进行分析，以特征值大于1 因素负荷量大于0.5，共取得6 因素24题，研究结果KMO值0.91，因素负荷量都大于0.5，经探索式因素分析删除跨因素或因素负荷量太低的题目，保留所有6因素24个题目，因素负荷量大小排序及命名见表3。本研究采用内部一致性方法检验量表的信度。6个分量表的内部一致性系数分别为0.91、0.88、0.92、0.86、0.91、0.89，整体量表内部一致性系数为0.93,这些充分表明题目间的内部一致性较佳。
表 3青少年运动效能量表因素分析摘要一览表
项目因素
体育适能人际交流情绪效益生活评价休闲愉悦身体健康
C3 我觉得运动可以提升我的敏捷性0.94
C5 我觉得运动可以提升我的速度0.88
C6 我觉得运动可以促进我的协调性0.76
C2 我觉得运动可以增进我的爆发力0.70
a3 我覺得运动可以增进朋友之间的情谊0.90
a6 我觉得运动可以让我和朋友更亲密0.79
a2 我觉得运动可以增加朋友之间的互动0.75
a4 我觉得运动可以促进我的人际关系提升0.71
d2 我觉得运动可以让我克服紧张的情绪0.93
d1 我觉得运动可以降低我的焦虑0.93
d3 我觉得运动可以降低我的学业压力0.76
d5 我觉得运动可以消除疲劳0.58
b5 我觉得运动可以提高思维能力0.87
b4 我觉得运动可以让我更加尊重别人0.83
b6 我觉得运动可以提升我工作的效率0.75
b3 我觉得运动可以训练我的注意力0.61
w3 我觉得运动可以让我感到快乐0.88
w1 我觉得运动是个很好的休闲娱乐手段0.78
w2 我觉得运动可以增加生活乐趣0.74
w4 我觉得运动可以让我放松0.69
F5 我觉得运动可以增加体力0.82
F4 我觉得运动可以让我更有活力0.75
F6 我觉得运动使我比较不容易生病0.69
F1 我觉得运动使我做事更有精力0.63
特征值12.161.941.701.251.121.08
变异量/%50.678.087.085.204.674.50
累积变异量/%50.6758.7565.8371.0375.7080.20 、
内部一致性信度0.910.880.920.860.910.89
0.94
2.2验证性因素分析结果
样本以随机取样杭州市各区2所（1所高中，1所初中）中学，共计16所学校，每校100份（以学校作为分层取样，每年级为35 人，共3 个年级约100人），共计发放问卷1 600份，问卷筛选过程如预测，共得有效样本1 486份。根据理论分析、实际调查和探索性因素分析结果,本研究提出青少年运动自我效能量表的6个因素相关的一阶与二阶模型。对模型的基本拟合度、整体拟合度和内在结构拟合度三方面的检验,以及评价青少年运动自我效能量表相关模型的拟合度,以确立本量表的建构效度。
2.2.1模式选定
为选择模式界定，通过验证一阶模式及二阶模式后，见表5，各项适配度指标二阶均比一阶良好；因此，以二阶模式进行验证式因素分析。
2.2.2模型的基本拟合度检验
本研究关于青少年运动自我效能量表是否具有内容效度，采用二阶一因素（6因子）模式验证。由表4可知，青少年运动自我效能模式各变项之偏态绝对值介于0.01~0.18，且其峰度绝对值介于0.03~0.47。参数估计值中，如图3所示，所有题项的标准化回归系数（因素负荷量）介于0.75~0.91 之间，没有太接近于1 的现象，估计标准误介于0.02~0.04 之间，也没有太大的标准误，测量误差的变异数介于0.21~0.46 之间，皆为正值且达显著性水平。
表4整体结构模式的回归系数估计
参数标准化系数（因素负荷量）标准误t值测量误差（变异系数）偏态峰度
A10.850.038.630.27-0.09-0.44
A20.890.037.580.24-0.02-0.03
A30.800.036.340.30-0.04-0.05
A40.820.024.560.29-0.130.17
B10.750.058.630.41-0.18-0.36
B20.790.048.960.40-0.01-0.34
B30.820.046.560.280.090.25
B40.760.026.460.400.140.02
C10.760.026.260.390.06-0.07
C20.880.038.100.25-0.11-0.47
C30.910.055.480.22-0.01-0.09
C40.840.035.360.26-0.110.12
D10.900.026.120.21-0.110.23
D20.910.048.210.22-0.070.08
D30.820.047.230.31-0.12-0.42
D40.770.038.690.390.07-0.06
W10.820.038.210.270.08-0.45
W20.890.026.310.23-0.180.12
W30.840.066.490.26-0.18-0.02
W40.830.058.320.24-0.060.13
F10.800.049.230.41-0.160.08
F20.750.069.690.460.120.31
F30.780.048.890.430.06-0.07
F40.770.039.450.450.15-0.03
2.2.3模型整体拟合度检验
整体拟合度检验用于评价理论模型与观察值之间的拟合程度。由于玐2值对样本数非常敏感,当样本含量很大时模型都可能被拒绝[31]；因此，必须参考其他拟合度指标加以验证，整体拟合度检验结果可以见表5。二阶因素模型的玐2检验玃<0.05,绝对适配指标：χ2/df=3.18 大于3。RMSEA=0.07<0.08。猄RMR=0.06，<0.08，显示模式可以接受。相对适配指标显示，NFI=0.90，CFI=0.91，皆>0.9，表示模式适配相当好。简效适配指标显示，PNFI=0.8，>0.5，显示模式可以接受；整体而言，3类型适配指标，大部分通过所要求的接受值，表示模式可以接受。以上可以说明本研究所提出的二阶因素模型与实际资料有较好拟合效果。
表 5青少年运动自我效能量表的一阶和二阶验证性分析整体拟合度检验
指标χ2/df獹FISRMRRMSEANFICFIPNFI
卡方自由度比拟合优度指数残差分析指数近似误差均方根基准适合度指数比较适合度指数简约性适合度指数
一阶模型9.640.680.100.1620.630.650.58
二阶模型3.180.880.060.0760.900.910.80
标准<3.0>0.90<0.08<0.08>0.90>0.90>0.50
2.2.4模型内在结构拟合度检验
模型的内在结构拟合度检验主要通过所有估计参数的显著性、项目信度、潜变量组成信度和平均变异抽取量4个指标进行内在品质检验,其中,后3个指标可以反映出测量指标选择的合适程度[31]。个别项目信度是指以某一观测变量作为某一潜变量的测量指标时,该观测变量测量误差值的大小,其数值越高表明所观测变量的误差就越小,其基本标准一般是不能低于0.5。组成信度表示某一潜变量所属的全体测量指标的测量误差值,一般不能低于0.6。平均变异抽取量是指某一潜变量对所属的测量指标所能解释的变异百分比值,其评价标准一般应>0.5以上。表6可以说明,这些指标均可以达到理想的标准。
2.3以性别、年级对青少年运动效能量表进行应用分析
以调查样本背景性别和年级为自变量，各分量表和总量表得分为因变量进行多元方差分析（MANOVA，见表7。其结果显示：性别方面，本量表各层面（人际、健康、休闲、适能、情绪、生活、运动效能）中仅有健康层面未达显著，显示男生在本量表除健康层面外各层面均比女生高。研究也发现男生在运动自我效能的总得分显著高于女生。有研究认为不同性别人群在运动自我效能表现不同，主要是受生理、社会及文化性等因素的影响[32]；而Gecas[33]认为男性自我效能高于女性，主要受到社会化角色及结构的影响， 因为社会赋予男性较多的权利及表现机会。年级方面，本量表各层面中仅有休闲与情绪2个维度存在显著差异，且高中学生优于初中学生。
Bandura 指出个人的自我效能会随着年龄的增长而有不同，每个发展阶段都有不同的学习要求和发展任务，这些都会对个体的自我效能产生挑战；因此，在不同年齡或发展阶段的自我效能评估也会有所不同。表中还显示，年级与性别的交互作用后在休闲、情绪以及量表总分上呈现显著差异。
表 6各指标的项目信度及潜变量ぷ槌尚哦取⑵骄变异抽取量
参量各条目信度潜变量组成信度平均变异抽取量
人际交流0.910.64
A10.82
A20.86
A30.83
A40.90
生活评价0.870.63
B10.80
B20.83
B30.79
B40.84
体育适能0.920.73
C10.88
C20.89
C30.81
C40.86
情绪效益0.920.73
D10.89
D20.89
D30.78
D40.86
休闲愉悦0.910.72
W10.84
W20.69
W30.84
W40.86
身体健康0.870.68
F10.84
F20.86
F30.86
F40.80
总量表0.930.82
お
表 7杭州市青少年性别、年级在运动自我效能上的多元方差分析
（玭=1 486）
评价项目性别年级性别×年级
平方和自由度獸值概率值平方和自由度獸值概率值平方和自由度獸值概率值
人际交流37.31717.7330.005*1.97310.4090.5238.09411.6770.195
身体健康0.60410.1160.7338.81011.6960.1665.36411.0330.310
休闲愉悦228.356137.6130.000*51.59818.1320.004*96.443111.5810.001*
体育适能127.458119.5450.000*2.08310.5030.41414.01812.2090.137
情绪效益100.07019.2090.002*61.76215.6830.017*287.990126.5020.000*
生活评价128.328120.0920.000*0.92410.1450.7042.72010.4260.514
总量表1 117.77818.2630.004*527.99313.9020.048*851.09116.2920.012*
注：*表示不同性别青少年学生差异具有显著性。
2.4常模的建立
表7表明，6个分量表和总量表大部分存在性别差异（男生得分高于女生）和年级差异（初中生得分高于高中生），且差异性显著（玃＜0.05），二者的交互作用在部分量表上表现出非常显著性（玃＜0.01）。鉴于此，研究分别制订了杭州市青少年体育锻炼自我效能的性别常模和年级常模，见表8～表11。
表 8杭州市初中男生运动自我效能自评常模
（玭=420）
评价项目12345评价项目均值标准差
人际交流4～78～1112～1516～1819～20人际交流13.133.66
身体健康4～89～1112～1516～1819～20身体健康14.283.28
休闲愉悦4～78～1112～1415～1718～20休闲愉悦13.593.49
体育适能4～78～1011～1415～1718～20体育适能13.054.41
情绪效益4～89～1112～1415～1718～20情绪效益13.363.68
生活评价4～67～1011～1415～1819～20生活评价13.633.76
总量表24～4647～6869～8788～108109～120总量表82.3818.75
表 9杭州市初中女生运动自我效能自评常模
（玭=380）
评价项目12345评价项目均值标准差
人际交流4～67～1011～1314～1617～20人际交流12.233.26
身体健康4～910～1213～1516～1718～20身体健康13.503.43
休闲愉悦4～67～1011～1415～1819～20休闲愉悦12.403.89
体育适能4～78～1011～1314～1718～20体育适能12.853.91
情绪效益4～67～910～1314～1718～20情绪效益12.484.26
生活评价4～56～910～1314～1718～20生活评价12.733.98
總量表24～4344～6667～8586～106107～120总量表80.4818.65
表 10杭州市高中男生运动自我效能自评常模
（玭=300）
评价项目12345评价项目均值标准差
人际交流4～78～1112～1516～1819～20人际交流13.163.55
身体健康4～89～1112～1516～1819～20身体健康14.133.49
休闲愉悦4～89～1213～1516～1819～20休闲愉悦14.083.87
体育适能4～78～1011～1415～1718～20体育适能13.074.38
情绪效益4～89～1112～1415～1718～20情绪效益13.963.95
生活评价4～67～1112～1415～1819～20生活评价13.543.89
总量表24～4748～6970～8788～108109～120总量表83.8918.66
表 11杭州市高中女生运动自我效能自评常模
（玭=286）
评价项目12345评价项目均值标准差
人际交流4～67～1011～1314～1617～20人际交流12.343.23
身体健康4～910～1213～1516～1819～20身体健康13.583.48
休闲愉悦4～78～1011～1415～1819～20休闲愉悦12.893.05
体育适能4～67～910～1314～1617～20体育适能12.833.63
情绪效益4～78～1011～1415～1819～20情绪效益12.973.53
生活评价4～67～910～1314～1617～20生活评价12.704.05
总量表24～4647～6768～8586～108109～120总量表81.6719.85
3分析与讨论
3.1量表的编制及信效度检验
在运动自我效能方面，过去研究以测量个体面对运动障碍时的自我效能感为主，基于 Bandura的自我效能近年来已经发展到多维度的层次；因此，研究以多向度探讨本量表，以阐述青少年在运动锻炼的认知上预期获得行为结果的信念即对自己行为的自信。研究包含3个阶段，量表项目分析、探索式因素分析、验证式因素分析及运用分析，研究结果显示，本量表包含“人际交流”“身体健康”“休闲愉悦”“体育适能”“情绪效能”“生活评价”等6个因素24项条目。在初始研究方面，通过8位相关专家针对中学生的运动自我效能表现层面进行焦点团体访谈，经访谈结果资料整理分析，结合大量相关文献资料的收集，最终选取6个领域（包括人际交流、身体健康、休闲愉悦、体育适能、情感体验、生活评价）作为评量青少年健身运动自我效能表现的范围，题目初编完成。文献[34]指出,建构一个好的自我效能感量表,最重要的条件是对该领域相关功能进行周密的概念判断与分析。有关活动领域的相关知识规定着个人效能的哪方面需要测量。Pajares[35]以自我效能理论探讨青少年的成长，通过个体的心理因素、生理因素、环境因素、休闲运动因素等实证研究，分析青少年的成长过程，在多种因素交互作用形成青少年的自我效能，自我效能是一种特殊情境的自信心；因此，会形成各种不同的情境的自我效能，诸如：学业表现、人际关系、生涯发展、体能表现等，研究在运用上具有实际的效果。
第1阶段研究主要运用项目分析和探索式因素分析确认量表潜在变项，为配合理论的建构及题目的适合度，确认6个因素24个题目。在研究过程中，以Comrey量表编制原则为依据，本量表采用5点量尺，各项效度和信度等指标均符合科学量表编制原则。お
图 1一阶假设模型
お
图 2二阶假设模型
お
第2阶段研究主要是以结构方程模式进行验证式因素分
析、二阶验证式因素分析、多群组变异数分析等，采用了多元化指标来评定。在验证式因素分析方面，部分指标项目虽未达到标准，但大部分指标项目值已接近或满足适配标准，对于整体适配性而言仍可以接受。在二阶验证式因素分析，所有因素的标准化回归系数（因素负荷量）介于0.68~0.85之间，系数值皆达到显著化水平，显示这些观察变项可以有效地聚合在其所归属的主要因素上，所以，此量表具有良好的聚合效度。在适合度指标方面，大部分指标达到标准以上，显示模式适合度可以接受。在组成信度与平均抽取变异量中，6个因素的组成信度值都大于接受值0.6，表示6个因素的信度良好；平均变异数抽取变异量均大于0.5的接受值，显示6个因素皆具有良好的┬哦取＊お
图 3量表结构系数图
お
3.2量表结构模型比较研究
在体育运动领域,自我效能的研究相当广泛。身体自我效能是个体在参与体育活动(包括竞技性、锻炼性和学习性)中所面临的“任务”对自己的身体能力能否胜任所保持的信念┧平[7]。
尽管有研究者认为自我效能其实是一维结构，表面上看分歧很大,但其实质上是一致的[36]。单一维度的运动自我效能结构模型已经被学者们广泛否定,大量研究证明：多维度结构模型才能真正反映出被试的运动自我效能结构。通过研究发现,我国青少年运动自我效能结构模型为二阶7因子结构模型,包括一阶6个因子，即体育适能、人际交流、情绪效益、生活评价、休闲愉悦、身体健康,该6个因子最终收敛为1个二阶因子——运动自我效能；因为本研究提出二阶7因子结构模型的整体拟合度优于提出的一阶6因子结构模型。
由于各种研究基于的理论和研究对象等因素的差异,本研究结论与国内已有研究结论存在一定的区别，见表12。本研究的理论基础源自Bandura的“自我效能”理论,自我效能包含“效能期望” (efficacy expectation) 和“结果期望”(consequence expectancy)。有研究者认为,自我效能感结构属于二维结构:一是个体对能力的自信;二是个体对自己行为的自信[35]——因此，在有关研究中主要围绕着这2项维度展开[6,34,3637]。目前，对身体自我效能的测量还没有形成统一的标准工具,学者们根据研究的需要编写了针对不同对象和背景的身体自我效能量表。国内很少有學者从事身体自我效能量表的研究编制，通常采用翻译、改编西方的量表，如孙拥军等[6]的研究。由于东西方文化差异的存在,即使经过严格翻译以后，由于文化背景的影响，难以使量表的信度和效度达到国内研究标准的要求。
表12本研究结论与相关研究结论比较
研究对象运动自我效能结构维度研究者
我国青少年6因素结构模型体育适能/人际交流/情绪效益；生活评价/休闲愉悦/身体健康本文作者
我国大学生2因素结构模型身体能力信心/身体能力知觉孙拥军
老年人单因素结构锻炼自我效能李月萍
我国初中生单因素结构身体自我效能祝蓓里
我国运动员2因素结构模型训练效能感/比赛效能感魏萍
我国高中生2因素结构模型运动能力自信心/运动比赛自信心孙庆彬
体育大学生2因素结构模型学习能力效能感/学习行为效能感魏源
过去有关运动自我效能单维度测量均以自我效能感对于运动障碍的检测，强调个体在面对运动障碍时，个体自我效能的期望与自我继续行使的能力，主要以效能期望为主。后来的运动自我效能多维度测量研究，在原有基础上融入结果期望的成分；但研究主要集中在竞技性、学习性的体育活动，针对锻炼性研究非常少，只有孙拥军等的研究涉及到，但研究对象是大学生。本研究以青少年为研究对象，从其锻炼性的角度入手，依据Bandura的“自我效能”理论中“结果期望”理论探讨自我效能。因为自我效能是随任务和情境变化而变化，探讨自我效能都是指与特定领域相联系的自我效能[36]；所以本研究通过微观分析法[38],多维度(multifaceted)的测量[1213] ,对我国青少年运动自我效能进行研究。
3.3量表的应用
对于性别与年级的分析， 本研究的结果与Bandura的观点相符，Bandura指出个人的自我效能会随着年龄的增长而有不同，每个发展阶段都有不同的学习要求和发展任务，这些都会对个体的自我效能产生挑战；因此，在不同年龄或发展阶段的自我效能评价也会有所不同。尤其是对于低年级（锻炼领域初学者）学生与女性学生自我效能的提升要注意运动自我效能代理效能的影响及女性学生低运动自我效能影响因素的研究。
3.4量表常模的建立
通过多元方差检验后，可以说明青少年体育运动自我效能在性别和年级变量上存在显著性差异；因此，以杭州市青少年部分群体为样本，通过有效数据的分析，分别制定了性别常模和年级常模，以检测青少年的体育运动自我效能。在建立量表常模时，本研究采用５分制标准分数，即从１～５把积点区分为相等的５个标准，以3.0为平均数，1.0为一个标准差，也可以认为，标准分数３为平均数，２和４为中度偏差，１和５则为极度偏差[18]。建立常模使得量表的应用具有针对性、方便性与快捷性。就常模而言，本研究样本量属于小规模，仅1 486人。未来研究应扩大样本量，以便进一步明晰青少年体育运动自我效能的性别、年级差异，以备为后续相关领域研究提供参照。
4结论
1）根据研究表明青少年运动自我效能量表包含人际交流、身体健康、休闲愉悦、体育适能、情感体验、生活评价6个相关的维度共24个题目。通过二阶式验证性因素分析本量表的实测模式与理论模式具有良好的适配性。所有因素的标准化回归系数值皆达到显著化水平，显示这些观察变项可以有效地聚合在其所归属的主要因素上，所以此量表具有良好的聚合┬Ф取＊
2）通过组成信度与平均变异抽取量对本量表进行分析得出该量表具有良好的信度。
3）青少年体育活动自我效能量表的常模指数，男生普遍高于女生，初中生低于高中生。常模指数的建立为后续研究提供参照。
5建议
1）进一步编制适合各参照组的常模。有研究表明：青少年体育锻炼心理效益存在性别和年级的显著差异，并建立了年级与性别常模[18]。本研究结果表明：不同性别、年级的青少年运动自我效能各项因素的倾向性的确有所差异。建立科学客观的常模还需进一步扩大样本量的采集。
2）探寻其他合适量表以强化本量表之效标关联效度。由于本研究局限，未找到与青少年运动有关的效能量表，因此，缺少这方面的探讨分析，未来研究可以与相关效标量表进行分析，以验证本量表效标关联效度。
3）量表构面及因素结构可持续进行深入探究。本研究虽进行探索性与验证性因素分析，但少部分适配度评鉴指标显示仍未达标准，此结果是否因样本量或其他相关因素所造成，还须进一步研究厘清。
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