体育师范生专业承诺量表的再验证＊
2022-09-27薛锋,董雷
薛 锋 ,董 雷
（1.西北民族大学体育学院，甘肃 兰州 730124；2.新疆理工学院，新疆 乌鲁木齐 843100）
体育师范生的专业承诺是指其对所学的体育教育专业的认同、接纳程度，并愿意为之付出相应努力的积极态度和行为[1]。从专业认同角度研究大学生学习心理，对于促进大学生专业定位、职业生涯规划、学习积极性、心理健康和为高等教育决策者提供教育政策调整的准确预警信息，以及学生工作者开展稳定大学生专业思想的教育工作具有指导意义。
回顾国内大学生专业承诺的研究，依据承诺维度的不同可以分为两类：一类是连榕等[2]、吴兰花[3]的情感承诺、继续承诺、理想承诺和规范承诺四维度；另一类是严瑜等[4]的情感承诺、经济承诺、规范承诺、机会承诺四维度。对比彼此的承诺维度定义，继续承诺与经济、机会承诺表述范畴类似，而严瑜等的情感承诺与情感、理想承诺表述范畴同样相似。对于体育师范生的专业承诺研究同样可以分为两类：一类是连榕、吴兰花编制量表的直接运用[5-7]；另一类是笔者经实证研究得出同严瑜等的研究相似却少了机会承诺，只由情感承诺、经济承诺、规范承诺构成，适用于体育教育专业学生的专业承诺量表。直接运用研究的量表，均为我国大学生专业承诺通用量表，使用时未针对体育师范生专业承诺心理结构进行再验证，是否适用于体育师范生，还有待进一步的研究。鉴于上述情况，笔者决定对体育师范生专业承诺心理维度进行再验证，准确把握以前、现在体育师范生专业承诺心理结构的变化趋势，弥补纵向研究体育师范生专业承诺的空白。
1 对象与方法
1.1 对象
采用纸质版问卷调查的方式，对体育教育专业在校大学生进行调查，调查对象主要来自于西北民族大学、北京体育大学、武汉体育学院、天津体育学院、湖北民族大学、陇东学院、唐山师范学院、咸阳师范学院、郑州大学体育学院等院校。收回问卷1 156份，剔除无效问卷，有效问卷为972份，有效率84%。
1.2 再验证量表
薛锋（2006）硕士论文自编体育教育专业大学生专业承诺量表。
1.3 研究方法
1.3.1 问卷调查法
体育教育专业大学生专业承诺量表采用“完全不符合”到“非常符合”7级计分方式，包括情感承诺、经济承诺、规范承诺3个因子，15个条目，其α系数分别为0.844、0.888、0.788。
1.3.2 数理统计法
1）采用新版的SPSS 25.0对原先的数据重新进行信、效度检验，与原有的数据对比，以验证现有工具的可行性。
2）使用新版的SPSS 25.0和AMOS 25.0统计软件，对现在的数据进行分析，主要使用探索性因素分析、相关性分析、验证性因素分析、可靠性分析，来验证问卷是否依旧适用于现今。
2 结果
2.1 原有数据信、效度分析
采用新版的SPSS 25.0对笔者2006年的论文数据（以下简称“06年数据”）再进行信、效度检验，与06年数据对比。在项目分析中06年数据中量表各条目与量表总得分的相关系数在0.406～0.708之间，采用新版的SPSS 25.0，再分析06年数据量表各条目与量表总得分的相关系数在0.464～0.709之间，两者之间未有明显变化，表明量表中的条目仍有较好的区分度；在探索性因素分析中，06年数据KMO（Kaiser-Meyer-Olkin)检验统计量为0.855，再分析KMO值为0.886（KMO检验用于检验变量间的相关性和偏相关性，取值在0～1之间。KMO统计量越接近于1，变量间的相关性越强，偏相关性越弱，因子分析的效果越好），说明量表仍然适合因素分析；再分析量表三因子的方差累积解释率为64.220%与06年的数据相差不大，表明量表的三因子仍具有很好的结构效果，见表1。
表1 再分析项目系数、KMO值、方差累积解释率与06年数据比对
按笔者硕士论文中的方法，使用主成分法提取因子，并对因子进行最大方差旋转，旋转后的成分矩阵中三个因子及各因子所包含的条目同硕士论文所得结果相同，见表2。
表2 再分析旋转后成分矩阵与06年数据比对
再分析06年数据，三因子的克隆巴赫α系数仍具有较高的可信度，分别为经济承诺0.877、情感承诺0.851、规范承诺0.824（克隆巴赫α系数是常用的一个信度指标，指的是某一个维度内，不同题项间的一致程度），见表3。
表3 三因子克隆巴赫α系数再分析与06年数据比对
2.2 新数据信、效度分析
2.2.1 新数据项目分析
项目分析主要是为了验证量表中各条目在今是否依然有很好的区分度。通过分析新数据，量表各条目与量表总得分的相关性系数在0.468～0.762之间，说明量表中的条目现今仍有较好的区分度，见表4。
表4 新数据项目分析统计
续上
2.2.2 探索性因素分析（结构效度）
探索性因素分析验证量表的结构是否同以前一样。由因素分析可知，KMO 值为0.892，说明量表适合进行因素分析。累积变异解释率为64.951，使用主成分抽取法和最大方差法，旋转后的成分矩阵中三个因子同笔者硕士论文所得结果相同。虽各条目载荷数略有变化，但各条目所属因子没有变化。说明量表有良好的结构效度，见表5—表7。
表5 新数据KMO和Bartlett的检验
表6 新数据累积解释的总方差
表7 新数据旋转后三因子成分矩阵
2.2.3 专业承诺及各因素之间的相关性分析
专业承诺与各因子及各因子之间均具有良好的相关性。专业承诺与经济承诺因子、情感承诺因子、规范承诺因子之间相关性系数分别为0.797、0.899、0.840；经济承诺因子与情感承诺因子、规范承诺因子之间相关性系数分别为0.566、0.414，情感承诺因子与规范承诺因子之间相关性系数为0.738，见表8。
表8 专业承诺与各因子及各因子之间的相关性
2.2.4 专业承诺量表一致性信度分析
对专业承诺和三因子分别做克隆巴赫α信度检验，其结果分别为0.913、0.888、0.762、0.915，说明再验证的量表具有很好的信度，见表9。
表9 专业承诺、三因子克隆巴赫α系数
2.2.5 验证性因素分析
使用AMOS 25.0统计软件对现测量的数据按原先的三因子模型进行验证。三因子模型的各项拟合指标结果为：X2/DF值为4.299、GF（I拟合优度指数）值为0.932、AGFI（调整拟合优度指数）值为0.902、RMSEA（近似误差均方根）值为0.074，从各指标的评价标准来看，专业承诺三因子模型具有较好的拟合度，见表10、图1。
图1 专业承诺三因素结构模型
表10 量表三因子验证性因素分析各拟合指标结果
3 讨论
3.1 原有数据信、效度分析情况
采用新版SPSS 25.0对06年数据重新进行信、效度检验，并与原有数据对比，是为了检验新版统计软件与旧版软件之间是否会因版本不同而对数据的分析造成不必要的误差。同时，也是为了保证使用工具的一致性，确保不会因统计软件版本的不同对量表的验证产生不准确因素。经项目分析、探索性因素分析、一致性分析后，各项目之间的系数差异、KMO值、累积变异解释率以及旋转后成分矩阵中三个因子，都同笔者硕士论文所得结果相差不大，说明新版统计软件具有可行性且不会对数据分析造成不必要的误差。
3.2 新数据信、效度分析情况
3.2.1 新数据探索性因素分析（结构效度）情况
体育教育专业师范生的专业承诺这一概念是抽象的，测量这个抽象的概念必须将其由抽象概念转化为可操作、具体的指标体系，而心理测量的主要目的就是将抽象的概念变为可操作、具体化的指标[8]。所谓操作化、具体的指标，就是将抽象概念转变成可观察、可测量的具体指标的过程，形成具体的指标、指数、量表的过程，其核心内容就是将抽象概念转化为一组可实际操作、可测量的指标。在量表再验证的过程中，采用探索性因素分析法，其主要是在没有任何预设前提下，对变量因子结构的探寻。其核心思想“将多个测量出的变量转换成为数不多的几个代表性的指标，是一种降维的方式”[9]。由新数据的分析可知，旋转后成分矩阵中的三因子同笔者以前的结果完全相同，虽然各因子中的条目载荷数略有变化，但各条目所属因子没有变化，说明再验证量表依然有良好的结构效度。
3.2.2 新数据一致性信度分析情况
量表是否具有良好的信度是心理测量必备要素之一，研究者最重要的一项任务就是设法提高问卷的信度，使心理测量的结果具有准确性和可靠性。问卷测量的信度即问卷的可靠性，可以反映出被试被测特征的真实程度。同时也可以称之为测量的准确性或者一致性，其比较标准的定义：测量信度是指测量结果反映出系统变异的程度（系统变异指的是个体心理特征方面的真实的个体差异）[10]。新数据的一致性，其总量表及各维度的α系数分别为0.913、0.888、0.762、0.915，说明再验证量表依然有良好的信度。
3.2.3 新数据验证性因素分析情况
验证性因素分析其主要的目的是检验理论，是在对问题已经有一些了解的理论基础或者是实证基础上进行的[11]，不仅能验证已有的测验结构模型假设，还待筛选不符合要求的项目[12]。
X2/df是直接检验样本协方差矩阵和估计的协方差矩阵间的相似程度的统计量。X2/df的理论期望值为1，X2/df越接近1，说明样本协方差矩阵和估计的协方差矩阵的相似程度越大，模型的拟合度越好。在实际研究中，当X2/df＜5时，可以认为模型的拟合度比较好[13]。其他拟合指数GFI、AGFI数值局限于0～1之间，越接近1，表示理论假设的拟合程度越好[14]。RMSEA在0.05～0.08之间取值时，其他指数如：CFI取值在0.90～0.96之间时，模型拟合度良好[15]。由新数据的验证性因素分析情况可知，专业承诺三因素模型具有较好的拟合度。
量表的再验证结果分析表明，体育教育专业大学生专业承诺量表依旧适用于现今，并且具有良好得信、效度，可以作为纵向研究体育教育专业师范生专业承诺变化趋势的有效工具。
