关于中国人成就动机的理论概念模型

关于中国人成就动机的理论概念模型

1专家咨询和员工访谈1.1专家咨询的内容根据余邦等人的观点，中国人的成本动机主要是社会取向的成本动机。在动机类型和性能、目标、行为和绩效评估四个方面，成本动机的内涵可以体现在以下四个方面：动机性质和性能、行为目标、行为行为和行为结果的评估上。中国高水平运动员的运动成就动机是否也是如此?成就动机的这种概念模型是否也能够用于构建中国高水平运动员运动成就动机的概念模型?为了检验这一问题,本研究对6名从事运动心理学教学和研究的大学教授和3名从事运动心理学实践工作的专家作了咨询。专家咨询以问卷咨询的形式完成,问卷列出了余安邦等人所提出的成就动机概念模型中动机性质与成就价值、成就目标、成就行为、行为后果的评价4个方面共28条特征(社会取向和个我取向各占一半),请求被咨询的专家从两个方面予以回答:(1)提出的4个方面可否用来评价中国运动员的运动成就动机;(2)各方面的内容可否用来反映中国运动员的运动成就动机特征。1.2运动员的运动成就动机除了专家咨询外,本研究还就运动成就动机对32名高水平运动员进行了半结构式的访谈。参加访谈的32名运动员包括17名男运动员和15名女运动员,分别来自羽毛球、田径、三项铁人、乒乓球、保龄球、自行车、游泳、武术8个运动项目。运动员平均年龄21岁以上,平均训练年限6年以上。本次访谈共设计12个问题,参加访谈的运动员定性地判断每个运动员在其运动成就动机的4个方面的取向。如表1所示。2运动成就动机的分表社会取向与个我取向运动成就动机量表中测题的编写,主要是参照余安邦等人发展的“社会取向的成就动机量表”及“个我取向的成就动机量表”的基础上,结合体育运动的实际及专家咨询、运动员访谈的结果将其中的学业情境改为运动情境而形成的。两位研究者先各自进行测题的编写,然后将各自的结果进行对照,对其中少数有争议的测题,在各自陈述理由并充分讨论后达成一致意见。在此基础上形成的“社会取向运动成就动机分量表”与“个我取向运动成就动机分量表”各包括30个测题,所有60个测题被随机排列后形成了最初的“社会取向与个我取向运动成就动机量表”。量表采用Likert式的六点记分法进行记分,从“完全不符合”到“完全符合”分别给予1分,2分,3分,4分,5分,6分。被试在每个分量表上所得总分即代表他的社会取向与个我取向的运动成就动机强度,两个分量表相加所得总分即代表他的运动成就动机强度,分数越高,表示被试的运动成就动机越强,分数越低,表示被试的运动成就动机越弱。3表的第一次修订和修订3.1运动项目及问卷的回收本次量表检验的被试均选自湖北省省队,包括篮球、乒乓球、羽毛球、田径、游泳、体操、摔跤、举重、武术、拳击、皮划艇、赛艇、帆船共13个运动项目。共回收有效问卷248份,其中男运动员125人,女运动员123人。被试平均年龄18.74岁。3.2试验结果与分析3.2.1项目分析(1)测题的标准差与区辨力对量表中所有测题进行描述性统计分析,结果表明测题的标准差均在1.0以上,说明被试在答题过程中并没有出现在某一道题上有太过集中的反应,证明量表中各测题具有良好的区辨力。(2)各测题的相关计算各测题之得分与扣除该题后其所属分量表之总分间的相关,相关系数低于0.30的各测题如表2所示,共有11道测题与其所属分量表间的相关小于0.30,表明这些测题还有待作进一步的修订。3.2.2内部一致性信度分别检验“社会取向运动成就动机分量表”与“个我取向运动成就动机分量表”的内部一致性信度,检验所得Cronbacha值分别为0.8134,0.8898(见表3),表明两分量表具有较好的内部一致性。3.2.3量表再测信度检测从参加初测的248人当中选取男运动员17人,女运动员14人,15天之后进行再测检验量表的再测信度。检验结果显示,两分量表及整份量表的再测信度分别为0.548,0.651和0.594(见表3)。3.2.4有关分量表之间的相关性对“社会取向运动成就动机分量表”与“个我取向运动成就动机分量表”间所进行的相关分析表明,两分量表间的相关系数为0.438。3.2.5因子分析结果为了进一步了解量表的因子构成,本次检验还采用二因子最大方差旋转的主成份分析法,对量表中的所有测题进行了因子分析,所有检验结果不理想的测题如表4所示。从表4可以看出,测题5、21、34、40、43、45、53、55、59出现了维度上的混乱。测题11、14、18、25、29的最大因子负荷均小于0.30,测题47在两个维度上同时具有0.30以上的因子负荷。这一结果说明,这些测题可能需要作进一步的修改。3.3试验结束后的修订在以上各种信效度检验的基础之上,我们同时咨询了两位运动心理学教授的意见,决定对量表中的部分测题做出相应的修改(见表5、表6)。4表的第二次修订和修订4.1被试基本资料本次检验共选取来自浙江省、上海市、广东省的运动员222人,其中男运动员114人,女运动员108人,被试平均年龄为18.79岁,分别来自射击、艺术体操、击剑、田径、游泳、水球、排球、篮球、国际象棋、武术10个项目。4.2试验结果与分析4.2.1社会期望量表由于成就动机受社会期望的影响较大,为了控制社会期望对被试回答的影响,本次检验时同时使用“Marlowe-Crowne社会期望量表(MCSD)”对被试进行了施测。通过计算“社会取向与个我取向量表”中每个测题的得分与MCSD的得分之间的相关发现,除第32题(r=0.335)之外,所有测题与MCSD间的相关均小于0.30,说明修订后的量表受社会期望的影响较小。4.2.2h前采用h-asosam、crab-鉴定分别对两分量表作内部一致性检验,结果表明:CrobachAlpha(SOSAM)=0.8443;CrobachAlpha(IOSAM)=0.8665。所有的结果都在0.80以上,证明修改后的量表仍具有很好的内部一致性。4.2.3表2之间的相关性相关分析发现,两分量表间的相关系数为0.221,比第一次检验有了明显的降低。4.2.4社会取向运动成就动机分量表采用主成份分析法对所有60道测题进行二因子最大方差旋转的因子分析,所有分析结果不理想的测题如表7所示。从表7可以看出,“社会取向运动成就动机分量表”中的第5题同时在两个维度上具有0.30以上的因子负荷,第40、45、51、55、59题只在个我取向上具有大于0.30的因子负荷;而“个我取向运动成就动机分量表”中的第3、14、25题在两个维度上的因子负荷都小于0.30。4.3试验结束后的量表修改针对第二次检验中的问题,本研究组又对量表中的14、40、45、55、59作了修订,如表8所示:5表3的第三次可靠性试验5.1男运动员项目来源本次检验共选取省级以上运动员310名,其中男运动员174名,女运动员136人,分别来自篮球、足球、排球、体操、田径、击剑、乒乓球、网球、羽毛球、游泳等共18个项目。5.2试验结果与分析5.2.1项目分析(1)测题的准差、区辨力统计显示,除了19、36两测题的标准差为0.95,略小于1.0,所有其它测题的标准差均在1.0以上,结果表明量表的测题具有较好的区辨力。(2)测题的相关分析分别计算各测题之得分与扣除该题后其所属分量之总分间的相关,结果表明,除9、16、25、54(相关系数分别为0.225、0.287、0.179、0.247)这4个测题之外,所有其它测题的相关系数均在0.30以上。5.2.2ach前指数sosam分别对两分量表作内部一致性检验,结果表明:CrobachAlpha(SOSAM)=0.9019;CrobachAlpha(IOSAM)=0.8874,和第二次检验相比两分量表的内部一致性都有所提高。5.2.3表2之间的相关性相关分析表明,两分量表之间的相关系数为0.389,虽然比第二次有所提高,但仍属中度相关,可以被接受。5.2.4第二次修订后的第三测题采用主成份分析法,对所有60道测题进行二因子最大方差旋转的探索性因子分析,所有分析结果不理想的测题如表9所示。从表9可以看出,经过第二次修订后的两测题(14、45),以及第二次检验虽不太理想,但研究者认为不应作出修改的一些测题(3、51),在本次检验中都得到了改善;其中的40、55、59三个测题虽然第二次检验后作了修改,但本次检验结果仍不够理想;另外,本次检验也新出现了一些问题,测题28、30、35虽然在本维度具有0.30以上的负荷,但被发现在非本身所在维度上也同时具有0.30以上的因子负荷。6参与了三次修订和三次信效度检验的量表本研究对所发展的量表进行了三次信效度的检验,并在每次检验之后针对所发现的问题对量表进行了修订。有关运动成就动机的社会取向与个我取向的理论建构适合中国高水平运动员。从量表的检验结果来看,经过