大學(xué)生鍛煉行為跨理論模型問(wèn)卷的性別等值性

1、大學(xué)生鍛煉行為跨理論模型問(wèn)卷的性別等值性 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 心理測(cè)量的研究表明， 量表的測(cè)量等值性反映了測(cè)量穩(wěn)定性 和普適性。 測(cè)量等值性是指在給定潛變量的情況下， 觀測(cè)變量和 潛在變量之間的關(guān)系在同一總體不同樣本間或不同總體間的測(cè) 量模型的等同性。它包括測(cè)量模型型態(tài)等值、因素負(fù)荷等值、 因素方差一協(xié)方差等值和誤差方差 4個(gè)層次。這 4個(gè)水平的等值 性檢驗(yàn)屬于嵌套模型檢驗(yàn)， 型態(tài)等值模型常被作為檢驗(yàn)的基線模 型 (baseline model) 。如果接受基線模型擬合，則進(jìn)行組間不同 參數(shù)限制的嵌套模型比較決定取舍。 跨理論模型型(trans-theoreticalmodel, TTM假設(shè)個(gè)體

2、的 鍛煉行為改變是動(dòng)態(tài)的過(guò)程， 當(dāng)個(gè)體從意識(shí)階段轉(zhuǎn)變到準(zhǔn)備階段 再到行動(dòng)階段過(guò)程中， 決策平衡、 自我效能和變化過(guò)程等心理因 素影響個(gè)體的鍛煉進(jìn)階。TFM在鍛煉領(lǐng)域國(guó)外已有廣泛深入的研 究，近年來(lái)TTM問(wèn)卷的測(cè)量等值性引起了人們的關(guān)注。在我國(guó)， TYM主要集中于大學(xué)生鍛煉行為研究。建立一個(gè)可靠、有效和普 適性的問(wèn)卷是進(jìn)行鍛煉 TTM研究的基礎(chǔ)。一些學(xué)者在借鑒國(guó)外研 究的基礎(chǔ)上，發(fā)展了不同大學(xué)生版本的 TTM測(cè)量工具IS-101。 盡管證據(jù)支持了鍛煉行為 TTM各心理量表的測(cè)量效度，但沒(méi)有考 慮測(cè)量的穩(wěn)定性和普遍適用性， 即問(wèn)卷是否具有測(cè)量等值性。 基 于TTM問(wèn)卷適用性考慮，郭志平檢驗(yàn)了 TT

3、M問(wèn)卷跨時(shí)間的測(cè)量等 值性，但僅涉及測(cè)量等值性的結(jié)構(gòu)型態(tài)等值性層面，不能反映 TTM問(wèn)卷的等值性。因此，本研究通過(guò)性別組間比較檢驗(yàn) TTM 3 個(gè)心理問(wèn)卷在大學(xué)生群體測(cè)量的有效性和普適性， 為解釋大學(xué)生 鍛煉行為、設(shè)計(jì)鍛煉促進(jìn)干預(yù)提供測(cè)量學(xué)依據(jù)。 1、研究對(duì)象與方法 1.1 被試對(duì)象 按年級(jí)分層體育班級(jí)整群抽樣方式， 對(duì)安徽省 4 所綜合性高 校涉及 100 多個(gè)專業(yè)的 1400 名學(xué)生進(jìn)行測(cè)查，剔除質(zhì)疑問(wèn)卷、 未完問(wèn)卷和有遺漏項(xiàng)問(wèn)卷，最后得到有效問(wèn)卷 1149 份，有效率 82.1。其中男 556人，女 593人； 14年級(jí)分別為 329、252、 365、203 人，年齡 1627 歲。

4、1.2 測(cè)量工具 測(cè)試包括變化過(guò)程、自我效能、決策平衡 3個(gè)TTM問(wèn)卷。鍛 煉定義為每次超過(guò) 20 min ，運(yùn)動(dòng)時(shí)有明顯的出汗和呼吸急促現(xiàn) 象。規(guī)律性鍛煉指每周 3次或以上的鍛煉 （不包括體育課 ） 。被測(cè) 者依據(jù)這種鍛煉標(biāo)準(zhǔn)回答測(cè)試問(wèn)題。 1）測(cè)量工具的修訂。 （1）研究工具： Niggtl21 編制的 30 個(gè)題目“變化過(guò)程量 表”；Benisovich編制的6個(gè)題目“障礙自我效能問(wèn)卷”；Nigg 編制的 10個(gè)題目“決策平衡問(wèn)卷”。 （2）程序：上述問(wèn)卷按照返回翻譯方式譯成中文，并請(qǐng) 2 名 語(yǔ)言學(xué)專業(yè)教師 （漢語(yǔ)言和英語(yǔ)言各 1人）對(duì)題目語(yǔ)意最終修訂 后，形成預(yù)測(cè)問(wèn)卷。以理論為依據(jù)建

5、立測(cè)量模型，以安徽師范大 學(xué) 353 名大學(xué)生 （ 男 165 ，女 188，平均年齡 20.76 歲，標(biāo)準(zhǔn)差 1.57 歲）的預(yù)調(diào)查結(jié)果分別對(duì) 3 個(gè)分量表進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析， 修訂并確定最終問(wèn)卷。 2 周后對(duì)其中 50 名學(xué)生進(jìn)行了重測(cè)信度 的檢驗(yàn)。 （3）結(jié)果：測(cè)試結(jié)果的因素分析表明，“決策平衡分量表” 由利益感和障礙感 2 個(gè)因素構(gòu)成， 10 個(gè)項(xiàng)目標(biāo)準(zhǔn)因素負(fù)荷介于 0.48-0.70 , X2/df = 1.770.90 , RMSEA近似誤差均方根估 計(jì)） 0.06。兩因素建構(gòu)信度（CR）分別為0.63和0.76，重測(cè)信 度為 0.72 和 0.79 。單維度“自我效能分量表”的

6、6 個(gè)項(xiàng)目標(biāo)準(zhǔn) 因素負(fù)荷介于 0.53-0.68 , X2/df = 1.860.90 , RMSE點(diǎn)0.05。 建構(gòu)信度分別為 0.73 ，重測(cè)信度為 0.76 。 10 因素變化過(guò)程的因 素分析表明，GFI、TLI、CFI等指數(shù)均小于0.90 , RMSEA 0.09 , 提示模型擬合不良。情感喚起、環(huán)境再評(píng)價(jià)、社會(huì)解放等 3 因素 建構(gòu)信度 0.49-0.58 ，平均方差抽取量 0.33 0.35 ，表明這 3 個(gè) 因素建構(gòu)不合理。另外，尋求支持項(xiàng)目存在交叉負(fù)荷，刺激控制 項(xiàng)目標(biāo)準(zhǔn)因素負(fù)荷為 0.38 。這樣共刪除 11 個(gè)項(xiàng)目， 最后形成 19 個(gè)項(xiàng)目共 7 個(gè)因素的“變化過(guò)程量表”，

7、 這 7 個(gè)因素分別是意識(shí) 覺(jué)醒、自我再評(píng)價(jià)、反制約、尋求支持、增強(qiáng)管理、自我解放、 刺激控制。修正后的 7 因素模型項(xiàng)目標(biāo)準(zhǔn)因素負(fù)荷介于 0.54-0.86 , X2/df = 1.96、GFI = 0.92、TLI = 0.94、CFI = 0.95、 RMSEA 0.05，建構(gòu)信度介于 0.71 -0.78，重測(cè)信度在0.68-0.75。 分析表明“決策平衡量表”、 “障礙自我效能量表”和修訂“變 化過(guò)程量表”具有可接受的信、效度。 2) 正式測(cè)量工具。 由 6 題目“自我效能問(wèn)卷”、 10 題目“決策平衡問(wèn)卷”和 修訂后的 19 題目“變化過(guò)程問(wèn)卷”組成，共 35 個(gè)題目。采用 1 5

8、 級(jí)評(píng)分。 1.3 數(shù)據(jù)分析 采用驗(yàn)證性因素分析檢驗(yàn) TTM3 個(gè)心理量表的結(jié)構(gòu)效度，模 型擬合采用最大似然法估計(jì)。 RMSE、A CFI、TLI 等 3 個(gè)擬合指標(biāo) 用來(lái)評(píng)價(jià)模型的擬合結(jié)果。 CH、TLI0.90 ，RMSEA0.9、5 RMSEA、2 TLI、CFI、RMSE外，還需反映模型之間差異的增量擬合指標(biāo)。 一個(gè)常用的指標(biāo)是 X2,其服從自由度df的分布。與X2檢 驗(yàn)一樣，顯著的厶X2值表示比較的兩模型具有顯著性差異，應(yīng) 該拒絕嵌套模型， 不接受嵌套模型設(shè)定的等值條件； 而不顯著的 X2 值表明兩模型差異不顯著，根據(jù)節(jié)儉原則應(yīng) 接受更簡(jiǎn)潔的嵌套模型，并可以施加進(jìn)一步的限制。由于X2

9、 值易受到樣本量的影響， 在大樣本的情況下， 即使模型和觀測(cè)矩 陣擬合很好， X2也容易顯著，從而拒絕正確的理論模型。本 研究將顯著性水平設(shè)定為 P-0.01 表示兩組模型具有等值性， CFI 在0.01-0.02 之間提示有必要檢查組間不等值的原因， CFI2 檢驗(yàn)的 P2/df = 2.2772(5) = 6.805 , p0.05 , CFI = -O.002 ，可以認(rèn)為模型 2 的擬合和基線模型的擬合同樣好。 從簡(jiǎn) 約原則考慮應(yīng)該接受簡(jiǎn)潔的模型2。因素的方差矩陣等值是更進(jìn) 一步的檢驗(yàn)。在因素負(fù)荷相等的基礎(chǔ)上，限定男、女性樣本的潛 變量方差相等得到等值模型 , X2= 0.798 , P

10、0.05 , CFI = 0.000，可以認(rèn)為模型 3 的擬合和模型 2的擬合同樣好。應(yīng)接受 等價(jià)模型 3。殘差矩陣等值是檢驗(yàn)的最后一步。在模型3 的基礎(chǔ) 上限定兩樣本所有觀測(cè)變量的誤差相等，得到模型4X2(6) =34.861，P2檢驗(yàn)的 P2/df = 1.7662(8) = 14.424 , /0.05 , A CFI = -0.005，可以認(rèn)為模型2的擬合和基線模型的擬合同樣好， 即接受模型 2。限定男性和女性樣本的潛變量方差一協(xié)方差相等 得到等值模型 3。厶 X2(3)=7.438 , P0.05 , CFI=-0.005，可 以接受等價(jià)模型 3。模型4的厶X2(10) = 23.9

11、49 , P2(9) = 13.60 , P= 0.1370.05 , CFI= -O.004。這樣部分殘差等值性得到確認(rèn)。 2.3 變化過(guò)程問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)效度和測(cè)量等值性檢驗(yàn) 7 因素相關(guān)模型在完全樣本組和男女兩個(gè)亞群組的擬合結(jié)果 都比較理想(表 5)。X2檢驗(yàn)的 P2/df = 2.7682(12) = 23.758 , P O.01,ACFI= -O.002，可以接受模型2的擬合。模型3的 X2(28) = 54.247 , P2(25) = 44.184 , P0.01 , CFI= -0.002 , 模型 3_1 的部分因素方差一協(xié)方差的等值性得到確認(rèn)。在模型 3_1 的基礎(chǔ)上限定兩樣本

12、所有觀測(cè)變量的誤差相等， 得到模型 4， X2(19) = 59.441 , P2(16) = 29.726 , P= 0.0190.01 , CFI =-0.002.部分殘差等值性得到確認(rèn)。 3、討 論 盡管TTM已被廣泛應(yīng)用于我國(guó)大學(xué)生鍛煉行為研究，但是 TTM量表在該群體測(cè)量的普適性尚缺乏考證。目前，在TTM問(wèn)卷 的 4 個(gè)分量表中， 階段變化普遍采用單一題項(xiàng)的描述， 不涉及潛 在變量的測(cè)量等值性，因此，本文主要探討自我效能、決策平衡 和變化過(guò)程3個(gè)TTM構(gòu)念的測(cè)量等值性。研究結(jié)果表明，3個(gè)問(wèn) 卷都具有較滿意的因素效度和一致性信度， 性別組間具有相當(dāng)程 度的測(cè)量等值性。 本研究中， 3 個(gè)問(wèn)卷具有完全的因素負(fù)荷等值性，這不僅意 味著同一測(cè)量在不同組內(nèi)反映了相同的心理結(jié)構(gòu)， 而且， 每一個(gè) 項(xiàng)目與對(duì)應(yīng)的潛變量之間都具有對(duì)等的關(guān)系， 具有完全對(duì)等的單 位，也就是說(shuō)測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)每一個(gè)單位的變化在男生和女生組群中有 著相同的含義。 這表明， 相同的分?jǐn)?shù)差異在性別上可以進(jìn)行同樣 的解釋。盡管如此，但是這并不意味著可以對(duì)男生 和女生測(cè)驗(yàn)的分?jǐn)?shù)進(jìn)行直接的比較。 因?yàn)椋?問(wèn)卷在兩種組別間未 必有著同樣的測(cè)量起點(diǎn)。 要直接對(duì)比測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)， 二者