鐘伯光 劉靖東 張春青

香港浸會大學體育系，香港

自我決定理論[1，2]是當前在各個領域被廣泛采用的動機理論之一。與傳統(tǒng)動機理論不同，它并非簡單地將動機按照“量”的多少進行區(qū)分，而是提出了對動機“質”的關注，即動機存在多種不同的類型。自我決定理論提出三種動機類型， 即無動機（amotivation）、外部動機（extrinsic motivation）和內部動機（intrinsic motivation）。 這些不同類型的動機因自我決定（Self-determination）程度的不同，分布在一個自我決定連續(xù)體上。 外部動機又可被進一步區(qū)分為 外 部 調 節(jié) （external regulation）、 內 攝 調 節(jié)（introjected regulation）、 認 同 調 節(jié) （identified regulation）和整合調節(jié)（integrated regulation），并且這四種調節(jié)類型的自我決定程度依次由低到高。另外，外部調節(jié)和內攝調節(jié)又被稱為控制型動機（controlled motivation），認同調節(jié)和整合調節(jié)與內部動機一起， 被稱為自主型動機（autonomous motivation）。 《原 因 知 覺 量 表》（perceived locus of causality scale） 是在體育課情景中被廣泛使用的用來測量動機的問卷之一，其測量分數(shù)的信、效度在國外中學生人群（英國、新加坡等）中得到了大量的實證支持[3，4]。該問卷也曾被應用于中國中學生人群[5，6]，但已有研究并未對其心理測量學屬性進行專門的檢驗和詳細的介紹。 自我決定理論動機結構的復雜性決定了其相應的測量工具的發(fā)展以及信、 效度檢驗的高要求。并且，對中學生體育課參與動機的準確測量， 是準確理解中學生體育參與動機狀況的重要前提和保障。因此，對其相關測量工具心理測量學屬性的檢驗顯得尤其重要[7]。

本研究的目的是在兩組香港中學生人群中對中文版《原因知覺量表》的相關心理測量學屬性進行檢驗，包括結構效度、區(qū)分效度、法則效度、測量恒等性、內部一致性信度等。研究者同時對不同動機類型的潛變量平均數(shù)在兩個樣本以及男、女間進行了比較。

1 研究方法

1.1 受試者

受試者為來自香港6所中學的678名中學生（中一至中三）。樣本1包括346人（男200人、女146人），年齡10～17歲（平均13.78歲，標準差1.05歲）。樣本2包括332人（男178人、女154人），年齡10～16歲（平均13.67歲，標準差1.01歲）。

1.2 研究程序

本研究的實施得到本地大學人類及動物研究道德委員會的許可。研究者聯(lián)系中學校長和老師，并提供有關本研究的相關信息。 在得到校長和老師的許可后，研究者對學生解釋本研究的目的和意義，并提供知情同意書。只有返還知情同意書的同學，最終被邀請回答本研究問卷。 問卷的施測在安靜的教室內進行，教師被要求離開教室。整個施測過程約持續(xù)15分鐘。

1.3 測量工具

原因知覺量表最早由Goudas等[8]在Ryan和Connell的研究[9]基礎上發(fā)展而成，用來測量體育課和運動情境中學生的行為調節(jié) （behavioral regulation）。Wang等[3，4]對該問卷進行了修訂，形成一個17條目的問卷。該問卷由五個分量表組成，分別用來測量無動機（3個條目）、外部調節(jié)（4個條目）、內攝調節(jié)（4個條目）、認同調節(jié)（3個條目）和內部動機（3條目）。 問卷采用7點李克特計分，從1（非常不同意）到7（非常同意）。該問卷在新加坡青少年人群中進行了廣泛的檢驗，且其信、 效度得到全面支持。 本研究檢驗的量表即是Wang等的版本[3，4]。

1.4 問卷翻譯

研究者采用翻譯——回譯策略[10]將英文版量表翻譯成中文。兩名翻譯者獨立將問卷翻譯成中文，然后兩者通過討論達成共識，形成初步的中文版量表。然后， 另外兩位翻譯者獨立再將中文版量表翻譯成英文。 研究者通過對翻譯版英文量表和原始英文版量表進行對比，確定翻譯的準確性可以接受。 7位香港中學生被邀請回答該中文版量表且均表示量表條目清楚、易懂。 基于學生反饋，對部分條目的用詞進行了微調以更加符合體育課情境及學生的語言習慣。

1.5 數(shù)據(jù)分析

本研究采用驗證性因素分析對量表結構效度進行檢驗， 以及對不同測量模型進行比較以檢驗量表的區(qū)分效度（discriminant validity）。 通過檢驗各因素間相關程度是否符合簡單模式， 來評價其法則效度（nomological validity）。 采 用 合 成 信 度（composite reliability）檢驗各分量表內部一致性信度。 采用多組驗證性因素分析檢驗量表測量模型的跨組別和跨性別的測量恒等性（measurement invariance）。最后，對5個分量表的潛變量平均數(shù)（latent variable mean）分別在組別和性別間進行了比較。 所有分析均使用AMOS18.0完成。

在模型檢驗過程中， 本研究采用χ2、CFI、SRMR以及RMSEA（95%信度區(qū)間）等指標評估模型的擬合情況。 當CFI 值大于等于0.90小于0.95表明模型擬合可接受，大于等于0.95表明模型擬合良好[11]。對于SRMR和RMSEA而言，小于0.08代表模型擬合可接受。在多組驗證性因素中，ΔCFI被用來衡量測量恒等性存在與否。 根據(jù)Cheung和Rensvold的建議[12]，在對模型擬合指數(shù)CFI的比較中， 如果ΔCFI 的絕對值小于0.01表明具有測量恒等性。

2 結果

2.1 結構效度和內部一致性信度

研究者采用驗證性因素分析，分別在樣本1和樣本2中對量表的結構效度進行了檢驗。 在兩個樣本中，Mardia系數(shù)均達顯著水平 （樣本1：137.97，P <0.001；樣本2：129.88，P < 0.001），表明兩個樣本的數(shù)據(jù)均表現(xiàn)出多元非正態(tài)分布情況。 因此，根據(jù)Byrne的建議[13]，在后續(xù)的研究中研究者采用最大釋然法結合Boostrapping 策略（5000）進行分析[14]。

對樣本1的驗證性因素分析結果表明，17條目五因素結構模型數(shù)據(jù)擬合達到可接受水平：χ2(109) =299.135，P < 0.001；CFI = 0.931；SRMR = 0.054；RMSEA = 0.071（90% CI = 0.062 to 0.081），因子負荷介于0.454至0.86之間（平均值為0.699）。 研究者進一步檢查模型修正指數(shù)（modification index）發(fā)現(xiàn)，條目3（內攝調節(jié)：因為我希望老師認為我是一個好學生）和條目7（外部調節(jié)：因為我被認為應該參加）均存在跨因素情況（即同時屬于多個因素），表明刪除此兩條目，模型擬合情況會得到改善。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)， 條目3和條目7均表現(xiàn)出與其他多個條目間標準殘差協(xié)方差（standardized residual covariance）值過大（絕對值大于2）的情況。這些證據(jù)表明，條目3和條目7的單因素歸屬的準確性存在問題。為避免樣本對模型擬合結果可能造成的影響，研究者對樣本2進行了同樣的分析。

來自樣本2的驗證性因素分析結果表明，17條目五因素結構模型數(shù)據(jù)擬合達到可接受水平：χ2(109)= 368.884，P < 0.001；CFI = 0.911；SRMR = 0.056；RMSEA = 0.08 (90% CI = 0.071 to 0.092)，因子負荷介于0.42 至0.84之間（平均值為0.704）。 進一步檢驗發(fā)現(xiàn)， 條目3和條目7在樣本2中表現(xiàn)出與樣本1中相似的結果。因條目3和條目7所在因素均存在4個條目，且其他條目均表現(xiàn)良好。因此，基于以上結果，研究者決定對條目3和條目7予以刪除， 以避免其對其所在因素的污染以及對其他因素的影響。 在刪除上述兩條目后，研究者再次采用驗證性因素分析，對15條目五因素結構模型在樣本1和樣本2中進行了檢驗。研究結果表明，15條目五因素模型擬合情況均得到顯著改善且擬合良好。 樣本1：χ2(80) = 165.41，P< 0.001；CFI = 0.966；SRMR = 0.040；RMSEA =0.056 (90% CI = 0.044 to 0.068)，因子負荷介于0.55至0.86之間（平均值為0.723）。 修正指數(shù)及條目間標準殘差協(xié)方差結果未顯示有條目及維度需進一步修訂跡象。 樣本2：χ2(80) = 216.96，P < 0.001；CFI =0.944；SRMR = 0.047；RMSEA = 0.072 (90% CI =0.061 to 0.083)，因子負荷介于0.55至0.83之間（平均值為0.720）。 修正指數(shù)及條目間標準殘差協(xié)方差結果均未顯示有條目及維度存在進一步修訂需要。 因此，15條目五因素《原因知覺量表》結構效度得到支持，測量模型見圖1。 來自兩個樣本的五個因素之間相關系數(shù)見表1。

圖1 15條目五因素測量模型

表1 各因素合成信度及因素間相關系數(shù)（95%信度區(qū)間）

雖然在已有文獻中，很多研究者使用克隆巴赫α系數(shù)（Cronbach’ alpha coefficient）來檢驗測量問卷的內部一致性信度， 但也有大量心理測量學家對使用克隆巴赫α來反映信度的功效提出了質疑。他們認為克隆巴赫α無法準確估計測驗的信度[15，16]，甚至只有在滿足特定條件（第一，測驗條目之間的誤差不相關；第二，測驗是基本τ等價）的情況下，它才與測驗信度相當。 但在實際情況中，這些特定條件，尤其是第二條很難得到滿足。因此，很多心理測量學家提出采用因子分析（驗證性因素分析）的方法對信度進行估計可提供相對更為準確的信度指標[15]，其中最為被廣泛建議的即是合成信度 （composite reliability）。溫忠麟和葉寶娟根據(jù)測驗條目間誤差相關與否，提出一個選擇克隆巴赫α還是合成信度的計算程序[17]。但該計算程序表明，如果因子分析結果可獲得，無論測驗條目間誤差相關與否，均可以采用合成信度。因此，在本研究中，驗證性因素分析結果可獲得的前提下，選擇了合成信度這一更合理的信度指標。 研究者對15條目《原因知覺量表》各分量表內部一致性信度進行分析發(fā)現(xiàn)，在兩個樣本中，除內攝調節(jié)分量表外，其他分量表的合成信度均大于0.70， 達到可接受水平（見表1）。內攝調節(jié)分量表在兩個樣本中的合成信度值分別為0.66和0.61。 這一研究發(fā)現(xiàn)與Wang等[3，4]的研究結果相一致。

2.2 區(qū)分效度

表1呈現(xiàn)了各因素間的相關系數(shù)及其95%信度區(qū)間值。在已有相關研究中，研究者主要采用兩種方法來檢驗多維度（因素）問卷的區(qū)分效度。第一種，檢驗因素間相關系數(shù)的95%信度區(qū)間（±1.96標準差）是否包含±1來判斷因素之間是否可以彼此區(qū)分。 如果兩因素間相關系數(shù)的95%信度區(qū)范圍不包含±1，則區(qū)分效度得到支持[3，4，18-20]。 第二種，將理論假設測量模型（例如，五因素模型）與其他潛在測量模型（例如，若假設模型為五因素模型，每次相鄰兩個因素整合為一個因素，整體為四因素模型）依次進行比較。如果理論假設模型優(yōu)于所有潛在模型， 則因素間區(qū)分效度得到支持[21，22]。 在本研究中，研究者在檢驗五因素間相關時發(fā)現(xiàn)， 只有認同調節(jié)和內部動機兩因素之間相關系數(shù)的95%信度區(qū)間包含1，表明此兩因素可能無法清晰區(qū)分。 為進一步檢驗此兩因素的區(qū)分效度，研究者在兩個樣本內，分別對五因素模型和將此兩因素合并的四因素模型 （合并后的因素加上另外三個因素）進行了比較。 研究發(fā)現(xiàn)，四因素模型擬合指數(shù)均達到可接受水平， 樣本1：χ2(84) =190.18，P < 0.001；CFI = 0.958；SRMR = 0.047；RMSEA = 0.061 (90% CI = 0.049 to 0.072)；樣本2：χ2(84) = 231.91，P < 0.001；CFI = 0.94；SRMR = 0.049；RMSEA = 0.073 (90% CI = 0.062 to 0.084)。 但相較于五因素假設模型， 四因素模型并未體現(xiàn)出更優(yōu)的擬合狀況。 雖然當模型比較中兩個模型均達到可接受水平且無差異時，應選擇相對簡單的模型（模型簡潔原則）。 但也有研究者指出，即使基于模型簡潔原則對模型進行選擇時， 也需要考慮模型在理論上的解釋[23]。 因此，在四因素模型并未優(yōu)于基于理論假設的五因素模型的情況下， 本文作者選擇保留更加符合理論解釋的五因素模型。 但這一研究結果說明認同調節(jié)和內部動機兩個維度存在難以區(qū)分的情況，建議未來研究者在應用該量表時， 特別是對與內部動機和認同調節(jié)兩個維度相關的結果進行解釋時，需要對這兩個維度的高相關情況予以說明。同時，建議未來研究應對這兩個維度的條目進行進一步修訂和完善，以澄清兩個維度間的界限和區(qū)分度。

2.3 法則效度

法則效度來源于Cronbach和Meehl的研究[24]，他們認為在檢驗問卷的結構效度時，研究者也需要提供與該問卷有關的法則脈絡（Nomological network）方面的證據(jù)。 例如，Deci和Ryan等[1]提出，不同類型的行為調節(jié)存在于一個自我決定連續(xù)體上， 且其自我決定程度由弱（無）到強。 而這一連續(xù)體的存在主要體現(xiàn)在不同調節(jié)類型間相關程度的一種簡單模式（simplex pattern）上[9]，即自我決定連續(xù)體上某個調節(jié)類型與其越鄰近的調節(jié)類型（例如，無動機和外部調節(jié)）間表現(xiàn)出越強的正相關，與其越遠端的調節(jié)類型（例如，無動機和內部動機）間表現(xiàn)出越強的負相關[18]。 在已有的自我決定理論相關的動機研究中[8，20，21，25-29]，對此種簡單模式的檢驗是衡量相關動機問卷法則效度的主要方法。 因此，本研究中也采用此種方法以檢驗《原因知覺量表》的法則效度。

如表1所示，這一簡單模式在本研究兩個樣本中均得到證實。例如，樣本1結果表明，無動機調節(jié)與自我決定連續(xù)體上與其由近至遠的外部調節(jié)、內攝調節(jié)、認同調節(jié)和內部動機的相關系數(shù)分別為：0. 88，0.57，-0.44和-0.54。 再如，樣本2結果表明，內部動機與自我決定連續(xù)體上與其由近至遠的認同調節(jié)、 內攝調節(jié)、 外部調節(jié)和無動機的相關系數(shù)分別為：0.96，0.24，-0.54和-0.65。 這些研究結果均符合簡單模式的描述，因此為《原因知覺量表》的法則效度提供了證據(jù)和支持。

2.4 測量恒等性分析和潛變量平均數(shù)差異檢驗

在結構效度部分，研究者在兩個樣本內，分別對《原因知覺量表》的15條目五因素模型的結構效度進行了檢驗， 其目的是為了避免因樣本的選取而可能對結構效度評估產生的影響。 而測量恒等性分析的目的是檢驗某一測量模型在不同人群或樣本中的一致性和同等性。 測量恒等性（如因子負荷恒等、因素方差及協(xié)方差恒等、因素殘差恒等以及截距恒等，詳見Little研究文獻[28]）的建立，對于測量工具所測量結構或概念在不同群體或樣本間的比較尤其重要。 如果測量工具恒等性未能建立， 研究者很難對結構或概念在組間進行比較， 以及準確解釋差異與否的真正原因和來源。另外，如果測量模型在組間的因子負荷和截距恒等未能建立， 研究者也無法直接對因素潛變量平均數(shù)在組間進行比較[12]。 因此，問卷測量恒等性是反映問卷心理學測量學屬性的一個重要方面， 其對問卷的應用以及對問卷結果的解釋均具有重要的指導作用。本研究分別對15條目《原因知覺量表》的五因素結構測量模型的跨樣本（樣本1和樣本2）和跨性別（男和女）的恒等性（因子負荷、因素方差和協(xié)方差以及截距）進行了檢驗。

如表2所示， 在不同模型的比較中，ΔCFI的絕對值均小于0.01。 這些結果說明，《原因知覺量表》五因素測量模型在因子負荷、 因素方差和協(xié)方差以及截距方面，均表現(xiàn)出跨樣本和跨性別的恒等性。 因此，研究者可以認為，該五因素模型在不同樣本和男、女人群中，測量的結構（包括條目與因素關系，因素之間關系）具有同質性，且測量模型不受樣本及性別自身差異的影響。本研究中，測量模型中因子負荷和截距均表現(xiàn)出的跨樣本和跨性別的恒等性， 使得因素潛變量平均數(shù)的比較成為可能。因此，研究者進一步對五因素的潛變量平均數(shù)差異在兩個樣本之間以及男、女之間進行了比較。 研究發(fā)現(xiàn)，五個因素的潛變量平均數(shù)在兩個樣本間均不存在顯著差異（見表3）。女中學生在無動機、 外部調節(jié)和內攝調節(jié)三個因素上的得分顯著低于男中學生， 但認同調節(jié)和內部動機因素無顯著性差異（見表3）。

表2 原因知覺量表（15個條目五因素）測量模型的跨樣本和跨性別的恒等性檢驗、

表3 原因知覺量表各分量表潛變量平均值跨樣本和跨性別比較

3 討論

本研究的目的是在香港中學生人群中檢驗中文版本《原因知覺量表》在體育課情景中應用的相關心理測量學屬性。具體而言，研究者對該量表的結構效度、區(qū)分效度、法則效度、測量恒等性以及內部一致性信度等進行了檢驗。 來自兩個樣本的驗證性因素分析結果表明，條目3和條目7表現(xiàn)并不理想，存在跨因素情況。 研究者在確保每個分量表條目足夠的前提下，決定將這兩個條目予以刪除，以減少其對其所在分量表的影響。刪除此兩個條目后，15條目五因素的測量模型數(shù)據(jù)擬合情況得到顯著改善。 調整后模型的區(qū)分效度分析表明， 認同調節(jié)和內部動機之間相關程度過高，可能存在無法區(qū)分的情況。法則效度分析結果表明， 自我決定理論所假設的簡單模式在兩個樣本內均得以印證， 說明該量表各因素之間關系符合自我決定理論的相關假設。 測量恒等性分析結果表明，15條目五因素測量模型在因子負荷、因素方差及協(xié)方差、 截距等方面均表現(xiàn)出跨樣本及跨性別的恒等性。 這些研究結果為中文版 《原因知覺量表》 在香港中學生人群中的應用提供了信度和效度支持。

已有研究在香港中學生人群中對20條目版本的《原因知覺量表》的信、效度進行了檢驗[6]，發(fā)現(xiàn)20條目版本的五因素結構得到驗證。 但已有研究并未對問卷具體條目在整個結構中的表現(xiàn)給予報告， 也未對問卷條目本身進行相應的分析和探討。 該研究發(fā)現(xiàn)，外部調節(jié)和內攝調節(jié)分量表的合成信度較低，分別為0.64和0.69。但對于合成信度的評價標準仍然存在一定的爭議，例如根據(jù)Bagozzi和Yi的意見[29]，如果合成信度大于0.60即可以認為達到可接受水平。 另外，已有研究中部分分量表合成信度較低，也可能是由某些問題條目的因子負荷過低造成的。例如，條目“因為我被認為應該參加”（即本研究中被刪除的條目7）在已有研究中的因子負荷僅為0.10。 測驗條目的因子負荷大小對問卷合成信度具有直接的影響。

本研究發(fā)現(xiàn)認同調節(jié)和內部動機分量表間相關程度較高，這與已有研究結果相一致[3，4，6]。 研究者在后續(xù)的模型比較中發(fā)現(xiàn)，四因素模型（將兩個因素合并）并不優(yōu)于五因素模型。雖然研究者認為仍可將這兩個因素進行區(qū)分對待， 但這一結果說明兩個因素間存在無法區(qū)分的情況， 建議未來研究者需要對這兩個分量表的條目進行進一步研究或調整。 本研究發(fā)現(xiàn)15條目五因素測量模型在因子負荷、 因素方差及協(xié)方差、 截距等方面均表現(xiàn)出跨樣本及跨性別的恒等性。研究者在這一研究結論基礎上，對五因素潛變量平均數(shù)在不同樣本和性別間進行了比較。 研究發(fā)現(xiàn)， 兩個樣本的中學生在所有分量表的得分上均無顯著差異；但女學生在無動機、外部調節(jié)和內攝調節(jié)分量表的得分顯著低于男學生的得分。 這一發(fā)現(xiàn)可能預示， 女學生對控制型動機的敏感性相對于男學生更弱。例如，一項有關大學生鍛煉型動機的研究發(fā)現(xiàn)[30]，控制型動機（外部調節(jié)和內攝調節(jié)）與消極情感 （negative affect） 在女大學生人群中相關不顯著，但在男大學生人群中具有顯著的正相關。

本研究不僅為中文版《原因知覺量表》在香港中學生體育課情景的應用提供了初步的信、效度支持，性別差異比較結果還提示未來研究者在使用這一問卷時需要重點考察性別的調節(jié)作用。 這些研究結果表明， 未來研究可以在香港中學生人群中使用該問卷。但本研究也存在以下一些不足之處。例如本研究被試主要為中一至中三學生（初中生），因此，本研究結論未必適用于中四至中六（高中生）學生人群。 未來研究可以進一步對其他學生人群進行考察以及在不同人群中進行比較。另外，本研究所考察的效度方面的心理測量學屬性主要為網絡內效度 （withinnetwork validity）[31]。 未來研究可以對網絡間效度（between-network validity），例如預測效度（predictive validity）和同時效度（concurrent validity）等屬性進行檢驗， 進而為考察學生動機和其他相關前因和結果變量之間的關系提供更加有力的證據(jù)。

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