大學生體育獲得感模型及測評體系構建
——基于結構方程模型分析

王 哲，梁紅霞

（湖北醫藥學院，湖北 十堰 442000）

2020年9月22日，習近平總書記在教育文化衛生體育領域專家代表座談會上強調：“全面推進教育文化衛生體育事業發展，不斷增強人民群眾獲得感、幸福感、安全感”［1］。“獲得感”是在我國全面深化改革、轉變經濟社會發展模式、實現共享發展背景下提出的極具創造性和創新意義的概念［2］。自2015年首次提出后［3］，“獲得感”一詞廣泛進入政治話語體系和學術研究領域并引起熱議［4］。在學校體育領域，改革開放40年來，學校體育取得了長足進步。但由于長期以來“重建設、輕評估”“重學科、輕教育”“重體質、輕健康”“重技術、輕情意”，致使學校體育帶給學生的獲得感相對偏低［5］。而學校體育評價機制，特別是評價體系的缺失，已經成為目前高校體育工作相對薄弱的重要原因。因此，在“以學生為中心”教育理念下，研究大學生體育獲得感概念及其評價體系對于推進高校體育教學改革，促進體育教育質量提升具有積極的現實意義。

1 體育獲得感相關概念研究

在學術研究中，任何一個學術問題的研究都面臨著概念界定的任務，這是后續研究得以開展的前提和憑借［6］?！矮@得感”從一個政治術語進入學術領域成為一個學術概念，在國外尚不存在直接對應的概念，在國內也沒有統一的定義［2］，從已有文獻來看，“獲得感”多指人民獲得感，是一種宏觀意義上的個體主觀反映，體現在物質層面，以及公平正義、自我實現等精神層面［7］。從形式上看，獲得感都包含了“評價主體”“客觀獲得”和“主觀感受”［8-9］。從具體內容來看，“獲得感”涉及經濟、政治、文化、教育等多方面，具有豐富的內涵和意蘊。學界普遍認為概念化的“獲得感”可以測量［10-11］，是進行經濟社會發展和國家治理研究的重要分析工具，可以從物質層面和精神層面來構建獲得感的評價指標體系［12］。但目前還沒有形成一套普遍意義上的獲得感測量理論和范式。

目前，關于體育獲得感的研究還很少，但相關研究都肯定了“獲得”的客觀性、“認知”的主觀性，以及“獲得感”的正向性。比如有的認為“體育獲得感是人們以自身對我國體育發展現狀的認識及其身心在我國體育發展中所獲得的體育情感作為個體的認知標準，并在此認知基礎上作出評價后所形成的積極心理體驗?！保?3］有的認為“學校體育獲得感指的是學生通過參與學校體育活動，在自身的體育教育需求獲得滿足后產生的一種積極的主觀心理感受?！保?4］從已有研究來看，體育獲得感的研究多以理論構建為主，而實踐性不足，且帶有較強的主觀性；二是沒有形成一種可操作的測量評價指標體系，缺少有效的實踐路徑；三是體育獲得感概念及其評價內容多以專家角度構建，而缺少評價主體，使得評價結果客觀性不足。

本研究試圖從體育獲得感的主體（大學生）出發，通過心理測評和數理統計分析，進一步探討大學生體育獲得感的概念及其結構，并構建一套可操作的評價指標體系。為學術交流方便，我們將大學生體育獲得感中的“體育”界定為學校體育，大學生體育獲得感界定為學生對學校體育教育過程中客觀獲得的主觀感受。

2 研究設計與方法

2.1 問卷編制

調查問卷由指導語、學生基本情況和體育獲得感量表三部分組成。根據文獻研究和課題前期研究成果，結合專家訪談意見，建立大學生體育獲得感評價指標體系的理論框架。并按照設計的指標體系逐條編制成大學生體育獲得感測評量表。量表測度項采用Likert 7級量表設計，從“完全不符”到“完全符合”依次賦值為1、2、3、4、5、6、7。被試根據自身真實情況選擇相應數字表示其認同程度。量表設計完成后，首先邀請部分業界專家、一線體育教師進行審核，并逐步修改和完善。由于調查對象是當前在校大學生，因此，在專家修改的基礎上，就量表的語言表達、排列順序、閱讀習慣、題目數量等問題在一所大學的本科及研究生中進行了小范圍調查（75人）。根據調查對象的反饋結果對量表再一次進行修改形成最終量表。最終量表包括3個一級指標、12個二級指標和50個觀測指標。見表1。

表1 大學生體育獲得感評價指標體系

2.2 問卷信度和效度檢驗

運用重測信度系數、Cronbach’s的內部一致性系數和分半信度指標分別對量表進行可靠性檢驗。結果顯示，一周重測信度系數為0.83，總量表內部一致性系數α為0.99，各分量表在0.967～0.984之間，總量表折半信度系數為0.966，各分量表折半信度系數在0.940～0.956之間。結果表明，該量表具有較高的信度，符合統計分析要求。為保障測試量表的項目區分度，項目分析采用臨界比值法（CR）（前27%為高分組，后27%為低分組，采用獨立樣本T檢驗）。結果顯示，該量表條目間均具有顯著差異（p＜0.01），表明量表條目具有較好的區分度。見表2。

表2 大學生體育獲得感初始量表內部一致性系數（n=1 257）

2.3 問卷發放與回收

采用方便抽樣法，利用問卷星在線調查方式對湖北醫藥學院、河北金融學院、四川農業大學、廣州醫科大學、武漢科技大學、長江大學、湖北工業大學、南方醫科大學8所高校在校大學生進行隨機調查。調查時間2021年3月3日～7日，答案來源渠道為微信，地理位置分布主要在湖北、河北、廣東、廣西、四川、貴州等省份。根據在線調查的問卷排除和形式審查標準，剔除無效問卷，共回收有效問卷1 257份。

2.4 被試與樣本

被試樣本基本情況如下：

1）性別構成：男生497人，占比39.54%，女生760人，占比60.46%。

2）年級分布：大一52.19%，大二39.94%，大三5.17%，大四1.59%，大五及以上1.11%。3）體質健康狀況：優秀12.57%，良好39.78%，中等17.9%，及格24.98%，不及格1.83%。4）體育活動量：平均體育活動量為3.39次/周/人 （每次不少于30min計1次）。

問卷被隨機分為兩部分。樣本1有效問卷629份，用于探索性因子分析（EFA）。其中，男生262，女生367名，1～5年級學生占比分別為：52.9%、39.1%、5.1%、1.6%、0.2%。樣本2有效問卷628份，用于結構方程模型的驗證性因素分析（CFA）。其中，男生235人，女生393人，1～5年級學生占比分別為：51.4%、40.8%、5.3%、1.6%、0%。

2.5 數理統計工具

運用SPSS24.0版本進行因子分析、運用AMOS26.0版本建模與分析。

3 研究結果與分析

3.1 大學生體育獲得感因子分析

采用探索性因子分析法，以樣本1數據為對象，對“大學生體育獲得感”的心理結構進行分析，初步構建大學生體育獲得感的心理結構模型。

在探索性因子分析前，對樣本1數據進行適當性檢驗和Bartlett球形檢驗。結果顯示，KMO=0.983，Bartlett球形檢驗卡方值為43 458.571（df=1 225，p＜0.001），檢驗結果具有顯著性，表示樣本數據適合做因子分析（表3）。探索性因子分析采用主成分分析法和凱撒正態化最大方差法，結果共提取特征值大于1的3個公共因子，累計貢獻率為75.881%（表4）。

表3 KMO和巴特利特球形檢驗（樣本1，n=629）

表4 探索性因子分析總方差解釋（樣本1，n=629）

3.2 大學生體育獲得感模型初始結構

經凱撒正態化最大方差法旋轉后，結合碎石圖決定提取3個公共因子。為減少量表條目，根據相關文獻［15］的建議進行項目選取。標準為：1）特征值大于1；2）旋轉后的因子載荷量大于0.5；3）兩因素之間載荷量之差大于0.2（減少共線）。結果共刪除34個項目，保留16個項目。因素載荷量大于0.67，兩因素載荷量之差大于0.25。根據探索性因子分析結果和各因子中項目的實際含義，對3個公共因子重新命名。因子1命名為：價值觀念獲得感（6個項目）；因子2命名為：自我效能獲得感（4個項目）；因子3命名為：身體健康獲得感（6個項目）。由此，初步形成了一個包含3個維度和16項指標的大學生體育獲得感心理結構二階結構模型。見表5。

表5 大學生體育獲得感量表因子載荷（樣本1，n=629）

新量表可靠性檢驗結果顯示，總量表KMO系數為0.969，折半信度系數為0.915，各分量表的KMO值和折半信度系數均大于0.9，說明新量表具有較高信度。見表6。

表6 大學生體育獲得感量表可靠性統計（樣本1，n=629）

3.3 大學生體育獲得感結構模型效度驗證

采用驗證性因子分析法（CFA）對樣本2的數據進行分析，檢驗大學生體育獲得感心理結構模型的結構效度。

3.3.1 測量模型的信度和收斂效度檢驗

大學生體育獲得感結構模型由身體健康獲得感、自我效能獲得感和價值觀念獲得感3個構面組成。采用學術界廣泛使用的Cronbach’s alpha系數大于0.7的判定標準對量表進行信度檢驗。結果顯示，大學生體育獲得感的總量表信度系數α值為0.973，折半信度系數為0.916。各分量表的Cronbach’s alpha系數在0.914～0.969之間，折半信度系數在0.914～0.961之間。結果表明該量表具有較高信度。見表7。

表7 測量模型的信度和收斂效度分析（優化前）

在驗證性因素分析中，只有測量模型的配適度達到可接受標準，才能執行對結構模型的進一步評估［16］。計量經濟學要求因子載荷為正值并且理想上要求大于0.6。組成信度（Composite Reliabilty，即C.R.值）是各維度測量變量信度的組合，表示構面指標的內部一致性，0.7是可接受的門坎。平均方差萃取量（Average Variance Extracted，即AVE值）是計算潛變量對測量變量解釋能力的平均值，AVE值越高則表示維度具有較高的收斂效度，建議大于0.5［17］。結果顯示，模型中所有構面內項目的標準化因子載荷量均在0.78以上（表9中STD列數據），且具有顯著性（p＜0.001）。組成信度（CR）均高于0.9，平均變異數萃取量（AVE）均在0.7以上。各項指標均優于計量經濟學的建議標準。由此可見，該模型具有良好的收斂效度，支持進一步的SEM分析。

3.3.2 大學生體育獲得感心理結構模型的修正和適配度

運用AMOS 24.0軟件對結構模型的數據進行分析和驗證。驗證從兩個方面進行：1）模型中所有殘差不能相關，殘差有問題的因子將被刪除，以此提高模型的配適度［18］；2）通過Bollen-Stine評估顯著是否為樣本數大所造成，采用Bollen-Stine Bootstrap（n=1 000）方法修正卡方值；3）運用MI修正指數調整（減少）卡方值，通過對造成MI指數增大的路徑進行優化提高模型的適配度。

調整方法：1）MI指數最大值對應路徑刪除；2）兩觀測變量對應路徑系數較低者刪除；3）不在同一構面內的低緯度觀測變量刪除。由此，經過5輪運算和優化調整，先后刪除了B2、S2、B7、B3和S5項目，最后形成了包含3個維度和11項測評指標的大學生體育獲得感二階心理結構模型。如圖1所示。

圖1 大學生體育獲得感二階三因素心理結構模型

結構方程模型擬合度指標一般分為絕對擬合指標（χ2、RMSEA、GFI、AGFI）、相對擬合指標（CFI、NFI、TLI、IFI）和簡約擬合指標（χ2/df）。對模型擬合的評判，則主要是通過卡方（χ2）與自由度（df）的比值以及近似誤差均方根（RMSEA）兩個指標進行，卡方與自由度的比值越小及RMSEA越小，則模型就越準確簡潔。根據Hu等［19］的研究，χ2／df小于5可以接受（樣本較大時，可放寬標準），RMSEA≤0.05時，表示擬合“良好”，在0.05～0.08之間，為“算是不錯的擬合”，0.08～0.10之間，表示“可以接受”，而大于0.10，則表示不良擬合。相對指數在0.9或以上擬合的模型可以接受［20］。本研究采用最大似然法對模型進行估計，修正后的模型配適度各指標均符合Hu等建議的標準范圍。如表8所示。結果表明，修正后的二階三因素結構模型具有較好的結構效度，以此構建大學生體育獲得感測評體系比較符合實際。

表8 大學生體育獲得感結構方程模型的適配度檢驗

3.3.3 大學生體育獲得感測評指標的權重

模型中的回歸系數反映了構面內變量間的重要性程度，根據假設模型的驗證性因子分析所得因子負荷大小，可對劃分的維度和指標進行權重分配［21］。設大學生體育獲得感的權重系數為1，則一級指標計算公式如下：一級指標權重λi=比如，一級指標中“身體健康”“自我效能”“價值觀念”的回歸系數分別為：0.89、0.91、0.85，則“身體健康”的權重系數λ1=0.89/（0.89+0.91+0.95）=0.34。同理，可以依次計算出其它指標的權重。 由于各二級指標（觀測變量）是根據一級指標展開設定，可先計算出各二級指標的相對權重（λj），然后再根據一級指標權重系數，計算出二級指標的絕對權重系數λjij，即λij=λiλj。大學生體育獲得感測評體系權重分配如表9所示。

表9 大學生體育獲得感評價指標體系歸一化權重

4 討論

4.1 大學生體育獲得感具有豐富的內涵和復雜的結構。

從已有文獻研究看，大學生體育獲得感至少包含了3個方面的內容：一是在身體素質、體能、機能、抗病能力方面的獲得感，可稱為身體獲得感；二是在知識、技能、能力、情感、意志、行為方面的獲得感，可稱為心理獲得感；三是因享有資源、公平、機會、關系、財富而產生的獲得感，可稱為環境獲得感。學術界普遍認為“獲得感”是“客觀獲得”和“主觀認知”在社會實踐中的有機統一。獲得感的形成源于個體生理需求和精神需求的滿足［22］。大學生體育獲得感既有涉及身體、情緒、智力、精神及社會等各個要素平衡發展的健康層面的廣度，也有超越自我形成的審美、信念、信仰和理想的精神層面的高度；既有運動、參與、認知、體驗、比較等實踐層面的深度，還有獲得、預期、消退等隨時間變化的尺度。體育獲得感的最終表現形式乃是一種心理層面的感覺。這其中，學生是體育獲得感的評價主體，體育獲得則是評價的內容，而主觀感受是評價的標準。大學生體育獲得感展現的是在我國教育目的下學生身心自由、全面、可持續的發展狀態。

4.2 “身體健康-自我效能-價值觀念”是大學生體育獲得感的基本結構

將抽象事物概念化和操作化是社會科學研究的基本步驟。目前，關于大學生體育獲得感概念的建構多在理論層面進行，相關研究亦不夠深入。探索性因子分析法（EFA）是一項用來找出多元觀測變量的本質結構、并進行降維處理的技術。從技術角度講，EFA能夠將具有錯綜復雜關系的變量綜合為少數幾個核心因子，探討各個因子和各個觀測變量之間的相關程度，以揭示出相對比較大的變量的內在結構。本研究運用探索性因子分析法構建大學生體育獲得感的基本結構，共提取到3個公共因子，累計方差貢獻率達75.881%。因子1主要體現“公平”“意識”“觀念”“價值”等精神方面的獲得感，如“平等學習的權利”“競爭和健康意識”“團結與協作價值”等，因此命名為“價值觀念獲得感”；因子2主要反映學生“信心”“能力”“關系”“成就”“尊重”“體驗”等心理層面的獲得感，它是個體對自己能否成功實現特定領域行為目標所需能力的總體信心或信念，因此，命名為“自我效能獲得感”；因子3反映了學生“疾病”“機能”“素質”“健康”“適應”等身體層面的獲得感，表現為“少生病”“身體素質提高”等，因此，命名為“身體健康獲得感”。在人文研究領域，同一構念下的多數變量間都會存在相關關系，反應在數據上就是各觀測變量在每個因子上都會有一定的因子載荷量，這就意味著，每一個公共因子都可以解釋每個觀測變量，只是解釋的程度有大小之分。因子分析的目的是構建結構，用少數變量來解釋整體。為此，本研究刪除了部分貢獻度不高，同時存在共線問題的變量。最后，構建了一個包含3個維度和16個測量指標的大學生體育獲得感心理結構模型。經檢驗，該測量模型的KMO系數為0.969，折半信度系數為0.915，各分量表的KMO值和折半信度系數均大于0.9。表明大學生體育獲得感的“身體健康-自我效能-價值觀念”心理結構模型具有較高的信度和代表性。

4.3 大學生體育獲得感心理結構模型具有較高的效度和實用價值

大學生體育獲得感的識別和測量即是一個理論問題也是一個實踐問題。概念識別的首要問題是對概念的界定。根據Quillian和Collinsde的層次網絡模型理論［23］，概念是各類屬概念按邏輯的上下級關系組織在一起的一個概念的網絡。本研究中驗證性因子分析提供了建構概念的科學依據：1）驗證結構的維度或面向性，決定最有效因子結構；2）驗證因子的階層關系；3）評估量表的信度和效度。經過5次模型的修正，最終形成大學生體育獲得感二階三因素結構模型。驗證結果表明，該模型具有較高的結構效度，構建的大學生體育獲得感測評體系符合高校體育教學實際，可以作為大學生體育獲得感的測評工具。在這個結構模型中，身體健康屬于身體層面的獲得感，自我效能屬于心理層面的獲得感，而價值觀念則屬于精神層面的獲得感。由于體育獲得感是大學生因獲得某種利益而產生的積極心理體驗，相對于剝奪感，它具有正向性特點［9］。同時，體育獲得感是在學生體育實踐過程中逐步形成的客觀見之于主觀的存在。因此，大學生體育獲得感可以定義為：學生通過學校體育教育實踐活動在身體、心理和精神上得到提升和滿足的總體感覺。

5 結論

1）大學生體育獲得感具有豐富的內涵和復雜的結構，它的最終表現形式是一種心理層面的自我認知，展現的是我國教育目的下學生身心自由、全面、可持續的發展狀態。

2）大學生體育獲得感的心理結構是一個包含“身體健康-自我效能-價值觀念”三維度的二階三維結構模型。

3）大學生體育獲得感心理結構模型具有較高的適配度和穩定性，以此構建的大學生體育獲得感測評體系和量表可為相關學術研究及高校體育教學改革提供參考依據。