原因知觉量表在香港中学生人群中的检验

钟伯光 刘靖东 张春青

香港浸会大学体育系，香港

自我决定理论[1，2]是当前在各个领域被广泛采用的动机理论之一。与传统动机理论不同，它并非简单地将动机按照“量”的多少进行区分，而是提出了对动机“质”的关注，即动机存在多种不同的类型。自我决定理论提出三种动机类型， 即无动机（amotivation）、外部动机（extrinsic motivation）和内部动机（intrinsic motivation）。 这些不同类型的动机因自我决定（Self-determination）程度的不同，分布在一个自我决定连续体上。 外部动机又可被进一步区分为 外 部 调 节 （external regulation）、 内 摄 调 节（introjected regulation）、 认 同 调 节 （identified regulation）和整合调节（integrated regulation），并且这四种调节类型的自我决定程度依次由低到高。另外，外部调节和内摄调节又被称为控制型动机（controlled motivation），认同调节和整合调节与内部动机一起， 被称为自主型动机（autonomous motivation）。 《原 因 知 觉 量 表》（perceived locus of causality scale） 是在体育课情景中被广泛使用的用来测量动机的问卷之一，其测量分数的信、效度在国外中学生人群（英国、新加坡等）中得到了大量的实证支持[3，4]。该问卷也曾被应用于中国中学生人群[5，6]，但已有研究并未对其心理测量学属性进行专门的检验和详细的介绍。 自我决定理论动机结构的复杂性决定了其相应的测量工具的发展以及信、 效度检验的高要求。并且，对中学生体育课参与动机的准确测量， 是准确理解中学生体育参与动机状况的重要前提和保障。因此，对其相关测量工具心理测量学属性的检验显得尤其重要[7]。

本研究的目的是在两组香港中学生人群中对中文版《原因知觉量表》的相关心理测量学属性进行检验，包括结构效度、区分效度、法则效度、测量恒等性、内部一致性信度等。研究者同时对不同动机类型的潜变量平均数在两个样本以及男、女间进行了比较。

1 研究方法

1.1 受试者

受试者为来自香港6所中学的678名中学生（中一至中三）。样本1包括346人（男200人、女146人），年龄10～17岁（平均13.78岁，标准差1.05岁）。样本2包括332人（男178人、女154人），年龄10～16岁（平均13.67岁，标准差1.01岁）。

1.2 研究程序

本研究的实施得到本地大学人类及动物研究道德委员会的许可。研究者联系中学校长和老师，并提供有关本研究的相关信息。 在得到校长和老师的许可后，研究者对学生解释本研究的目的和意义，并提供知情同意书。只有返还知情同意书的同学，最终被邀请回答本研究问卷。 问卷的施测在安静的教室内进行，教师被要求离开教室。整个施测过程约持续15分钟。

1.3 测量工具

原因知觉量表最早由Goudas等[8]在Ryan和Connell的研究[9]基础上发展而成，用来测量体育课和运动情境中学生的行为调节 （behavioral regulation）。Wang等[3，4]对该问卷进行了修订，形成一个17条目的问卷。该问卷由五个分量表组成，分别用来测量无动机（3个条目）、外部调节（4个条目）、内摄调节（4个条目）、认同调节（3个条目）和内部动机（3条目）。 问卷采用7点李克特计分，从1（非常不同意）到7（非常同意）。该问卷在新加坡青少年人群中进行了广泛的检验，且其信、 效度得到全面支持。 本研究检验的量表即是Wang等的版本[3，4]。

1.4 问卷翻译

研究者采用翻译——回译策略[10]将英文版量表翻译成中文。两名翻译者独立将问卷翻译成中文，然后两者通过讨论达成共识，形成初步的中文版量表。然后， 另外两位翻译者独立再将中文版量表翻译成英文。 研究者通过对翻译版英文量表和原始英文版量表进行对比，确定翻译的准确性可以接受。 7位香港中学生被邀请回答该中文版量表且均表示量表条目清楚、易懂。 基于学生反馈，对部分条目的用词进行了微调以更加符合体育课情境及学生的语言习惯。

1.5 数据分析

本研究采用验证性因素分析对量表结构效度进行检验， 以及对不同测量模型进行比较以检验量表的区分效度（discriminant validity）。 通过检验各因素间相关程度是否符合简单模式， 来评价其法则效度（nomological validity）。 采 用 合 成 信 度（composite reliability）检验各分量表内部一致性信度。 采用多组验证性因素分析检验量表测量模型的跨组别和跨性别的测量恒等性（measurement invariance）。最后，对5个分量表的潜变量平均数（latent variable mean）分别在组别和性别间进行了比较。 所有分析均使用AMOS18.0完成。

在模型检验过程中， 本研究采用χ2、CFI、SRMR以及RMSEA（95%信度区间）等指标评估模型的拟合情况。 当CFI 值大于等于0.90小于0.95表明模型拟合可接受，大于等于0.95表明模型拟合良好[11]。对于SRMR和RMSEA而言，小于0.08代表模型拟合可接受。在多组验证性因素中，ΔCFI被用来衡量测量恒等性存在与否。 根据Cheung和Rensvold的建议[12]，在对模型拟合指数CFI的比较中， 如果ΔCFI 的绝对值小于0.01表明具有测量恒等性。

2 结果

2.1 结构效度和内部一致性信度

研究者采用验证性因素分析，分别在样本1和样本2中对量表的结构效度进行了检验。 在两个样本中，Mardia系数均达显著水平 （样本1：137.97，P <0.001；样本2：129.88，P < 0.001），表明两个样本的数据均表现出多元非正态分布情况。 因此，根据Byrne的建议[13]，在后续的研究中研究者采用最大释然法结合Boostrapping 策略（5000）进行分析[14]。

对样本1的验证性因素分析结果表明，17条目五因素结构模型数据拟合达到可接受水平：χ2(109) =299.135，P < 0.001；CFI = 0.931；SRMR = 0.054；RMSEA = 0.071（90% CI = 0.062 to 0.081），因子负荷介于0.454至0.86之间（平均值为0.699）。 研究者进一步检查模型修正指数（modification index）发现，条目3（内摄调节：因为我希望老师认为我是一个好学生）和条目7（外部调节：因为我被认为应该参加）均存在跨因素情况（即同时属于多个因素），表明删除此两条目，模型拟合情况会得到改善。进一步检验发现， 条目3和条目7均表现出与其他多个条目间标准残差协方差（standardized residual covariance）值过大（绝对值大于2）的情况。这些证据表明，条目3和条目7的单因素归属的准确性存在问题。为避免样本对模型拟合结果可能造成的影响，研究者对样本2进行了同样的分析。

来自样本2的验证性因素分析结果表明，17条目五因素结构模型数据拟合达到可接受水平：χ2(109)= 368.884，P < 0.001；CFI = 0.911；SRMR = 0.056；RMSEA = 0.08 (90% CI = 0.071 to 0.092)，因子负荷介于0.42 至0.84之间（平均值为0.704）。 进一步检验发现， 条目3和条目7在样本2中表现出与样本1中相似的结果。因条目3和条目7所在因素均存在4个条目，且其他条目均表现良好。因此，基于以上结果，研究者决定对条目3和条目7予以删除， 以避免其对其所在因素的污染以及对其他因素的影响。 在删除上述两条目后，研究者再次采用验证性因素分析，对15条目五因素结构模型在样本1和样本2中进行了检验。研究结果表明，15条目五因素模型拟合情况均得到显著改善且拟合良好。 样本1：χ2(80) = 165.41，P< 0.001；CFI = 0.966；SRMR = 0.040；RMSEA =0.056 (90% CI = 0.044 to 0.068)，因子负荷介于0.55至0.86之间（平均值为0.723）。 修正指数及条目间标准残差协方差结果未显示有条目及维度需进一步修订迹象。 样本2：χ2(80) = 216.96，P < 0.001；CFI =0.944；SRMR = 0.047；RMSEA = 0.072 (90% CI =0.061 to 0.083)，因子负荷介于0.55至0.83之间（平均值为0.720）。 修正指数及条目间标准残差协方差结果均未显示有条目及维度存在进一步修订需要。 因此，15条目五因素《原因知觉量表》结构效度得到支持，测量模型见图1。 来自两个样本的五个因素之间相关系数见表1。

图1 15条目五因素测量模型

表1 各因素合成信度及因素间相关系数（95%信度区间）

虽然在已有文献中，很多研究者使用克隆巴赫α系数（Cronbach’ alpha coefficient）来检验测量问卷的内部一致性信度， 但也有大量心理测量学家对使用克隆巴赫α来反映信度的功效提出了质疑。他们认为克隆巴赫α无法准确估计测验的信度[15，16]，甚至只有在满足特定条件（第一，测验条目之间的误差不相关；第二，测验是基本τ等价）的情况下，它才与测验信度相当。 但在实际情况中，这些特定条件，尤其是第二条很难得到满足。因此，很多心理测量学家提出采用因子分析（验证性因素分析）的方法对信度进行估计可提供相对更为准确的信度指标[15]，其中最为被广泛建议的即是合成信度 （composite reliability）。温忠麟和叶宝娟根据测验条目间误差相关与否，提出一个选择克隆巴赫α还是合成信度的计算程序[17]。但该计算程序表明，如果因子分析结果可获得，无论测验条目间误差相关与否，均可以采用合成信度。因此，在本研究中，验证性因素分析结果可获得的前提下，选择了合成信度这一更合理的信度指标。 研究者对15条目《原因知觉量表》各分量表内部一致性信度进行分析发现，在两个样本中，除内摄调节分量表外，其他分量表的合成信度均大于0.70， 达到可接受水平（见表1）。内摄调节分量表在两个样本中的合成信度值分别为0.66和0.61。 这一研究发现与Wang等[3，4]的研究结果相一致。

2.2 区分效度

表1呈现了各因素间的相关系数及其95%信度区间值。在已有相关研究中，研究者主要采用两种方法来检验多维度（因素）问卷的区分效度。第一种，检验因素间相关系数的95%信度区间（±1.96标准差）是否包含±1来判断因素之间是否可以彼此区分。 如果两因素间相关系数的95%信度区范围不包含±1，则区分效度得到支持[3，4，18-20]。 第二种，将理论假设测量模型（例如，五因素模型）与其他潜在测量模型（例如，若假设模型为五因素模型，每次相邻两个因素整合为一个因素，整体为四因素模型）依次进行比较。如果理论假设模型优于所有潜在模型， 则因素间区分效度得到支持[21，22]。 在本研究中，研究者在检验五因素间相关时发现， 只有认同调节和内部动机两因素之间相关系数的95%信度区间包含1，表明此两因素可能无法清晰区分。 为进一步检验此两因素的区分效度，研究者在两个样本内，分别对五因素模型和将此两因素合并的四因素模型 （合并后的因素加上另外三个因素）进行了比较。 研究发现，四因素模型拟合指数均达到可接受水平， 样本1：χ2(84) =190.18，P < 0.001；CFI = 0.958；SRMR = 0.047；RMSEA = 0.061 (90% CI = 0.049 to 0.072)；样本2：χ2(84) = 231.91，P < 0.001；CFI = 0.94；SRMR = 0.049；RMSEA = 0.073 (90% CI = 0.062 to 0.084)。 但相较于五因素假设模型， 四因素模型并未体现出更优的拟合状况。 虽然当模型比较中两个模型均达到可接受水平且无差异时，应选择相对简单的模型（模型简洁原则）。 但也有研究者指出，即使基于模型简洁原则对模型进行选择时， 也需要考虑模型在理论上的解释[23]。 因此，在四因素模型并未优于基于理论假设的五因素模型的情况下， 本文作者选择保留更加符合理论解释的五因素模型。 但这一研究结果说明认同调节和内部动机两个维度存在难以区分的情况，建议未来研究者在应用该量表时， 特别是对与内部动机和认同调节两个维度相关的结果进行解释时，需要对这两个维度的高相关情况予以说明。同时，建议未来研究应对这两个维度的条目进行进一步修订和完善，以澄清两个维度间的界限和区分度。

2.3 法则效度

法则效度来源于Cronbach和Meehl的研究[24]，他们认为在检验问卷的结构效度时，研究者也需要提供与该问卷有关的法则脉络（Nomological network）方面的证据。 例如，Deci和Ryan等[1]提出，不同类型的行为调节存在于一个自我决定连续体上， 且其自我决定程度由弱（无）到强。 而这一连续体的存在主要体现在不同调节类型间相关程度的一种简单模式（simplex pattern）上[9]，即自我决定连续体上某个调节类型与其越邻近的调节类型（例如，无动机和外部调节）间表现出越强的正相关，与其越远端的调节类型（例如，无动机和内部动机）间表现出越强的负相关[18]。 在已有的自我决定理论相关的动机研究中[8，20，21，25-29]，对此种简单模式的检验是衡量相关动机问卷法则效度的主要方法。 因此，本研究中也采用此种方法以检验《原因知觉量表》的法则效度。

如表1所示，这一简单模式在本研究两个样本中均得到证实。例如，样本1结果表明，无动机调节与自我决定连续体上与其由近至远的外部调节、内摄调节、认同调节和内部动机的相关系数分别为：0. 88，0.57，-0.44和-0.54。 再如，样本2结果表明，内部动机与自我决定连续体上与其由近至远的认同调节、 内摄调节、 外部调节和无动机的相关系数分别为：0.96，0.24，-0.54和-0.65。 这些研究结果均符合简单模式的描述，因此为《原因知觉量表》的法则效度提供了证据和支持。

2.4 测量恒等性分析和潜变量平均数差异检验

在结构效度部分，研究者在两个样本内，分别对《原因知觉量表》的15条目五因素模型的结构效度进行了检验， 其目的是为了避免因样本的选取而可能对结构效度评估产生的影响。 而测量恒等性分析的目的是检验某一测量模型在不同人群或样本中的一致性和同等性。 测量恒等性（如因子负荷恒等、因素方差及协方差恒等、因素残差恒等以及截距恒等，详见Little研究文献[28]）的建立，对于测量工具所测量结构或概念在不同群体或样本间的比较尤其重要。 如果测量工具恒等性未能建立， 研究者很难对结构或概念在组间进行比较， 以及准确解释差异与否的真正原因和来源。另外，如果测量模型在组间的因子负荷和截距恒等未能建立， 研究者也无法直接对因素潜变量平均数在组间进行比较[12]。 因此，问卷测量恒等性是反映问卷心理学测量学属性的一个重要方面， 其对问卷的应用以及对问卷结果的解释均具有重要的指导作用。本研究分别对15条目《原因知觉量表》的五因素结构测量模型的跨样本（样本1和样本2）和跨性别（男和女）的恒等性（因子负荷、因素方差和协方差以及截距）进行了检验。

如表2所示， 在不同模型的比较中，ΔCFI的绝对值均小于0.01。 这些结果说明，《原因知觉量表》五因素测量模型在因子负荷、 因素方差和协方差以及截距方面，均表现出跨样本和跨性别的恒等性。 因此，研究者可以认为，该五因素模型在不同样本和男、女人群中，测量的结构（包括条目与因素关系，因素之间关系）具有同质性，且测量模型不受样本及性别自身差异的影响。本研究中，测量模型中因子负荷和截距均表现出的跨样本和跨性别的恒等性， 使得因素潜变量平均数的比较成为可能。因此，研究者进一步对五因素的潜变量平均数差异在两个样本之间以及男、女之间进行了比较。 研究发现，五个因素的潜变量平均数在两个样本间均不存在显著差异（见表3）。女中学生在无动机、 外部调节和内摄调节三个因素上的得分显著低于男中学生， 但认同调节和内部动机因素无显著性差异（见表3）。

表2 原因知觉量表（15个条目五因素）测量模型的跨样本和跨性别的恒等性检验、

表3 原因知觉量表各分量表潜变量平均值跨样本和跨性别比较

3 讨论

本研究的目的是在香港中学生人群中检验中文版本《原因知觉量表》在体育课情景中应用的相关心理测量学属性。具体而言，研究者对该量表的结构效度、区分效度、法则效度、测量恒等性以及内部一致性信度等进行了检验。 来自两个样本的验证性因素分析结果表明，条目3和条目7表现并不理想，存在跨因素情况。 研究者在确保每个分量表条目足够的前提下，决定将这两个条目予以删除，以减少其对其所在分量表的影响。删除此两个条目后，15条目五因素的测量模型数据拟合情况得到显著改善。 调整后模型的区分效度分析表明， 认同调节和内部动机之间相关程度过高，可能存在无法区分的情况。法则效度分析结果表明， 自我决定理论所假设的简单模式在两个样本内均得以印证， 说明该量表各因素之间关系符合自我决定理论的相关假设。 测量恒等性分析结果表明，15条目五因素测量模型在因子负荷、因素方差及协方差、 截距等方面均表现出跨样本及跨性别的恒等性。 这些研究结果为中文版 《原因知觉量表》 在香港中学生人群中的应用提供了信度和效度支持。

已有研究在香港中学生人群中对20条目版本的《原因知觉量表》的信、效度进行了检验[6]，发现20条目版本的五因素结构得到验证。 但已有研究并未对问卷具体条目在整个结构中的表现给予报告， 也未对问卷条目本身进行相应的分析和探讨。 该研究发现，外部调节和内摄调节分量表的合成信度较低，分别为0.64和0.69。但对于合成信度的评价标准仍然存在一定的争议，例如根据Bagozzi和Yi的意见[29]，如果合成信度大于0.60即可以认为达到可接受水平。 另外，已有研究中部分分量表合成信度较低，也可能是由某些问题条目的因子负荷过低造成的。例如，条目“因为我被认为应该参加”（即本研究中被删除的条目7）在已有研究中的因子负荷仅为0.10。 测验条目的因子负荷大小对问卷合成信度具有直接的影响。

本研究发现认同调节和内部动机分量表间相关程度较高，这与已有研究结果相一致[3，4，6]。 研究者在后续的模型比较中发现，四因素模型（将两个因素合并）并不优于五因素模型。虽然研究者认为仍可将这两个因素进行区分对待， 但这一结果说明两个因素间存在无法区分的情况， 建议未来研究者需要对这两个分量表的条目进行进一步研究或调整。 本研究发现15条目五因素测量模型在因子负荷、 因素方差及协方差、 截距等方面均表现出跨样本及跨性别的恒等性。研究者在这一研究结论基础上，对五因素潜变量平均数在不同样本和性别间进行了比较。 研究发现， 两个样本的中学生在所有分量表的得分上均无显著差异；但女学生在无动机、外部调节和内摄调节分量表的得分显著低于男学生的得分。 这一发现可能预示， 女学生对控制型动机的敏感性相对于男学生更弱。例如，一项有关大学生锻炼型动机的研究发现[30]，控制型动机（外部调节和内摄调节）与消极情感 （negative affect） 在女大学生人群中相关不显著，但在男大学生人群中具有显著的正相关。

本研究不仅为中文版《原因知觉量表》在香港中学生体育课情景的应用提供了初步的信、效度支持，性别差异比较结果还提示未来研究者在使用这一问卷时需要重点考察性别的调节作用。 这些研究结果表明， 未来研究可以在香港中学生人群中使用该问卷。但本研究也存在以下一些不足之处。例如本研究被试主要为中一至中三学生（初中生），因此，本研究结论未必适用于中四至中六（高中生）学生人群。 未来研究可以进一步对其他学生人群进行考察以及在不同人群中进行比较。另外，本研究所考察的效度方面的心理测量学属性主要为网络内效度 （withinnetwork validity）[31]。 未来研究可以对网络间效度（between-network validity），例如预测效度（predictive validity）和同时效度（concurrent validity）等属性进行检验， 进而为考察学生动机和其他相关前因和结果变量之间的关系提供更加有力的证据。

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