原因知覺量表在香港中學(xué)生人群中的檢驗(yàn)

鐘伯光 劉靖東 張春青

香港浸會大學(xué)體育系，香港

自我決定理論[1，2]是當(dāng)前在各個(gè)領(lǐng)域被廣泛采用的動機(jī)理論之一。與傳統(tǒng)動機(jī)理論不同，它并非簡單地將動機(jī)按照“量”的多少進(jìn)行區(qū)分，而是提出了對動機(jī)“質(zhì)”的關(guān)注，即動機(jī)存在多種不同的類型。自我決定理論提出三種動機(jī)類型， 即無動機(jī)（amotivation）、外部動機(jī)（extrinsic motivation）和內(nèi)部動機(jī)（intrinsic motivation）。 這些不同類型的動機(jī)因自我決定（Self-determination）程度的不同，分布在一個(gè)自我決定連續(xù)體上。 外部動機(jī)又可被進(jìn)一步區(qū)分為 外 部 調(diào) 節(jié) （external regulation）、 內(nèi) 攝 調(diào) 節(jié)（introjected regulation）、 認(rèn) 同 調(diào) 節(jié) （identified regulation）和整合調(diào)節(jié)（integrated regulation），并且這四種調(diào)節(jié)類型的自我決定程度依次由低到高。另外，外部調(diào)節(jié)和內(nèi)攝調(diào)節(jié)又被稱為控制型動機(jī)（controlled motivation），認(rèn)同調(diào)節(jié)和整合調(diào)節(jié)與內(nèi)部動機(jī)一起， 被稱為自主型動機(jī)（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(jī)的問卷之一，其測量分?jǐn)?shù)的信、效度在國外中學(xué)生人群（英國、新加坡等）中得到了大量的實(shí)證支持[3，4]。該問卷也曾被應(yīng)用于中國中學(xué)生人群[5，6]，但已有研究并未對其心理測量學(xué)屬性進(jìn)行專門的檢驗(yàn)和詳細(xì)的介紹。 自我決定理論動機(jī)結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性決定了其相應(yīng)的測量工具的發(fā)展以及信、 效度檢驗(yàn)的高要求。并且，對中學(xué)生體育課參與動機(jī)的準(zhǔn)確測量， 是準(zhǔn)確理解中學(xué)生體育參與動機(jī)狀況的重要前提和保障。因此，對其相關(guān)測量工具心理測量學(xué)屬性的檢驗(yàn)顯得尤其重要[7]。

本研究的目的是在兩組香港中學(xué)生人群中對中文版《原因知覺量表》的相關(guān)心理測量學(xué)屬性進(jìn)行檢驗(yàn)，包括結(jié)構(gòu)效度、區(qū)分效度、法則效度、測量恒等性、內(nèi)部一致性信度等。研究者同時(shí)對不同動機(jī)類型的潛變量平均數(shù)在兩個(gè)樣本以及男、女間進(jìn)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(xué)的678名中學(xué)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)差1.01歲）。

1.2 研究程序

本研究的實(shí)施得到本地大學(xué)人類及動物研究道德委員會的許可。研究者聯(lián)系中學(xué)校長和老師，并提供有關(guān)本研究的相關(guān)信息。 在得到校長和老師的許可后，研究者對學(xué)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(xué)，最終被邀請回答本研究問卷。 問卷的施測在安靜的教室內(nèi)進(jìn)行，教師被要求離開教室。整個(gè)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(chǔ)上發(fā)展而成，用來測量體育課和運(yùn)動情境中學(xué)生的行為調(diào)節(jié) （behavioral regulation）。Wang等[3，4]對該問卷進(jìn)行了修訂，形成一個(gè)17條目的問卷。該問卷由五個(gè)分量表組成，分別用來測量無動機(jī)（3個(gè)條目）、外部調(diào)節(jié)（4個(gè)條目）、內(nèi)攝調(diào)節(jié)（4個(gè)條目）、認(rèn)同調(diào)節(jié)（3個(gè)條目）和內(nèi)部動機(jī)（3條目）。 問卷采用7點(diǎn)李克特計(jì)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(jìn)行了廣泛的檢驗(yàn)，且其信、 效度得到全面支持。 本研究檢驗(yàn)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(dú)立將問卷翻譯成中文，然后兩者通過討論達(dá)成共識，形成初步的中文版量表。然后， 另外兩位翻譯者獨(dú)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(jìn)行對比，確定翻譯的準(zhǔn)確性可以接受。 7位香港中學(xué)生被邀請回答該中文版量表且均表示量表?xiàng)l目清楚、易懂。 基于學(xué)生反饋，對部分條目的用詞進(jìn)行了微調(diào)以更加符合體育課情境及學(xué)生的語言習(xí)慣。

1.5 數(shù)據(jù)分析

本研究采用驗(yàn)證性因素分析對量表結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢驗(yàn)， 以及對不同測量模型進(jìn)行比較以檢驗(yàn)量表的區(qū)分效度（discriminant validity）。 通過檢驗(yàn)各因素間相關(guān)程度是否符合簡單模式， 來評價(jià)其法則效度（nomological validity）。 采 用 合 成 信 度（composite reliability）檢驗(yàn)各分量表內(nèi)部一致性信度。 采用多組驗(yàn)證性因素分析檢驗(yàn)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(gè)分量表的潛變量平均數(shù)（latent variable mean）分別在組別和性別間進(jìn)行了比較。 所有分析均使用AMOS18.0完成。

在模型檢驗(yàn)過程中， 本研究采用χ2、CFI、SRMR以及RMSEA（95%信度區(qū)間）等指標(biāo)評估模型的擬合情況。 當(dāng)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(yàn)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(jié)果

2.1 結(jié)構(gòu)效度和內(nèi)部一致性信度

研究者采用驗(yàn)證性因素分析，分別在樣本1和樣本2中對量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行了檢驗(yàn)。 在兩個(gè)樣本中，Mardia系數(shù)均達(dá)顯著水平 （樣本1：137.97，P <0.001；樣本2：129.88，P < 0.001），表明兩個(gè)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(jié)合Boostrapping 策略（5000）進(jìn)行分析[14]。

對樣本1的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明，17條目五因素結(jié)構(gòu)模型數(shù)據(jù)擬合達(dá)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(fù)荷介于0.454至0.86之間（平均值為0.699）。 研究者進(jìn)一步檢查模型修正指數(shù)（modification index）發(fā)現(xiàn)，條目3（內(nèi)攝調(diào)節(jié)：因?yàn)槲蚁Ｍ蠋熣J(rèn)為我是一個(gè)好學(xué)生）和條目7（外部調(diào)節(jié)：因?yàn)槲冶徽J(rèn)為應(yīng)該參加）均存在跨因素情況（即同時(shí)屬于多個(gè)因素），表明刪除此兩條目，模型擬合情況會得到改善。進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 條目3和條目7均表現(xiàn)出與其他多個(gè)條目間標(biāo)準(zhǔn)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(zhǔn)確性存在問題。為避免樣本對模型擬合結(jié)果可能造成的影響，研究者對樣本2進(jìn)行了同樣的分析。

來自樣本2的驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明，17條目五因素結(jié)構(gòu)模型數(shù)據(jù)擬合達(dá)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(fù)荷介于0.42 至0.84之間（平均值為0.704）。 進(jìn)一步檢驗(yàn)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(jié)果。因條目3和條目7所在因素均存在4個(gè)條目，且其他條目均表現(xiàn)良好。因此，基于以上結(jié)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(yàn)證性因素分析，對15條目五因素結(jié)構(gòu)模型在樣本1和樣本2中進(jìn)行了檢驗(yàn)。研究結(jié)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(fù)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(biāo)準(zhǔn)殘差協(xié)方差結(jié)果未顯示有條目及維度需進(jìn)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(fù)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(biāo)準(zhǔn)殘差協(xié)方差結(jié)果均未顯示有條目及維度存在進(jìn)一步修訂需要。 因此，15條目五因素《原因知覺量表》結(jié)構(gòu)效度得到支持，測量模型見圖1。 來自兩個(gè)樣本的五個(gè)因素之間相關(guān)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(guān)系數(shù)（95%信度區(qū)間）

雖然在已有文獻(xiàn)中，很多研究者使用克隆巴赫α系數(shù)（Cronbach’ alpha coefficient）來檢驗(yàn)測量問卷的內(nèi)部一致性信度， 但也有大量心理測量學(xué)家對使用克隆巴赫α來反映信度的功效提出了質(zhì)疑。他們認(rèn)為克隆巴赫α無法準(zhǔn)確估計(jì)測驗(yàn)的信度[15，16]，甚至只有在滿足特定條件（第一，測驗(yàn)條目之間的誤差不相關(guān)；第二，測驗(yàn)是基本τ等價(jià)）的情況下，它才與測驗(yàn)信度相當(dāng)。 但在實(shí)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(xué)家提出采用因子分析（驗(yàn)證性因素分析）的方法對信度進(jìn)行估計(jì)可提供相對更為準(zhǔn)確的信度指標(biāo)[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(yàn)條目間誤差相關(guān)與否，提出一個(gè)選擇克隆巴赫α還是合成信度的計(jì)算程序[17]。但該計(jì)算程序表明，如果因子分析結(jié)果可獲得，無論測驗(yàn)條目間誤差相關(guān)與否，均可以采用合成信度。因此，在本研究中，驗(yàn)證性因素分析結(jié)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(biāo)。 研究者對15條目《原因知覺量表》各分量表內(nèi)部一致性信度進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，在兩個(gè)樣本中，除內(nèi)攝調(diào)節(jié)分量表外，其他分量表的合成信度均大于0.70， 達(dá)到可接受水平（見表1）。內(nèi)攝調(diào)節(jié)分量表在兩個(gè)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(jié)果相一致。

2.2 區(qū)分效度

表1呈現(xiàn)了各因素間的相關(guān)系數(shù)及其95%信度區(qū)間值。在已有相關(guān)研究中，研究者主要采用兩種方法來檢驗(yàn)多維度（因素）問卷的區(qū)分效度。第一種，檢驗(yàn)因素間相關(guān)系數(shù)的95%信度區(qū)間（±1.96標(biāo)準(zhǔn)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(guān)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(shè)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(shè)模型為五因素模型，每次相鄰兩個(gè)因素整合為一個(gè)因素，整體為四因素模型）依次進(jìn)行比較。如果理論假設(shè)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(yàn)五因素間相關(guān)時(shí)發(fā)現(xiàn)， 只有認(rèn)同調(diào)節(jié)和內(nèi)部動機(jī)兩因素之間相關(guān)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(jìn)一步檢驗(yàn)此兩因素的區(qū)分效度，研究者在兩個(gè)樣本內(nèi)，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(gè)因素）進(jìn)行了比較。 研究發(fā)現(xiàn)，四因素模型擬合指數(shù)均達(dá)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(shè)模型， 四因素模型并未體現(xiàn)出更優(yōu)的擬合狀況。 雖然當(dāng)模型比較中兩個(gè)模型均達(dá)到可接受水平且無差異時(shí)，應(yīng)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(jìn)行選擇時(shí)， 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(shè)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(jié)果說明認(rèn)同調(diào)節(jié)和內(nèi)部動機(jī)兩個(gè)維度存在難以區(qū)分的情況，建議未來研究者在應(yīng)用該量表時(shí)， 特別是對與內(nèi)部動機(jī)和認(rèn)同調(diào)節(jié)兩個(gè)維度相關(guān)的結(jié)果進(jìn)行解釋時(shí)，需要對這兩個(gè)維度的高相關(guān)情況予以說明。同時(shí)，建議未來研究應(yīng)對這兩個(gè)維度的條目進(jìn)行進(jìn)一步修訂和完善，以澄清兩個(gè)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(rèn)為在檢驗(yàn)問卷的結(jié)構(gòu)效度時(shí)，研究者也需要提供與該問卷有關(guān)的法則脈絡(luò)（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(diào)節(jié)存在于一個(gè)自我決定連續(xù)體上， 且其自我決定程度由弱（無）到強(qiáng)。 而這一連續(xù)體的存在主要體現(xiàn)在不同調(diào)節(jié)類型間相關(guān)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(gè)調(diào)節(jié)類型與其越鄰近的調(diào)節(jié)類型（例如，無動機(jī)和外部調(diào)節(jié)）間表現(xiàn)出越強(qiáng)的正相關(guān)，與其越遠(yuǎn)端的調(diào)節(jié)類型（例如，無動機(jī)和內(nèi)部動機(jī)）間表現(xiàn)出越強(qiáng)的負(fù)相關(guān)[18]。 在已有的自我決定理論相關(guān)的動機(jī)研究中[8，20，21，25-29]，對此種簡單模式的檢驗(yàn)是衡量相關(guān)動機(jī)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(yàn)《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(gè)樣本中均得到證實(shí)。例如，樣本1結(jié)果表明，無動機(jī)調(diào)節(jié)與自我決定連續(xù)體上與其由近至遠(yuǎn)的外部調(diào)節(jié)、內(nèi)攝調(diào)節(jié)、認(rèn)同調(diào)節(jié)和內(nèi)部動機(jī)的相關(guān)系數(shù)分別為：0. 88，0.57，-0.44和-0.54。 再如，樣本2結(jié)果表明，內(nèi)部動機(jī)與自我決定連續(xù)體上與其由近至遠(yuǎn)的認(rèn)同調(diào)節(jié)、 內(nèi)攝調(diào)節(jié)、 外部調(diào)節(jié)和無動機(jī)的相關(guān)系數(shù)分別為：0.96，0.24，-0.54和-0.65。 這些研究結(jié)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(yàn)

在結(jié)構(gòu)效度部分，研究者在兩個(gè)樣本內(nèi)，分別對《原因知覺量表》的15條目五因素模型的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行了檢驗(yàn)， 其目的是為了避免因樣本的選取而可能對結(jié)構(gòu)效度評估產(chǎn)生的影響。 而測量恒等性分析的目的是檢驗(yàn)?zāi)骋粶y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(fù)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(xiàn)[28]）的建立，對于測量工具所測量結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)或概念在組間進(jìn)行比較， 以及準(zhǔn)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(fù)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(jìn)行比較[12]。 因此，問卷測量恒等性是反映問卷心理學(xué)測量學(xué)屬性的一個(gè)重要方面， 其對問卷的應(yīng)用以及對問卷結(jié)果的解釋均具有重要的指導(dǎo)作用。本研究分別對15條目《原因知覺量表》的五因素結(jié)構(gòu)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(fù)荷、因素方差和協(xié)方差以及截距）進(jìn)行了檢驗(yàn)。

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(jié)果說明，《原因知覺量表》五因素測量模型在因子負(fù)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(rèn)為，該五因素模型在不同樣本和男、女人群中，測量的結(jié)構(gòu)（包括條目與因素關(guān)系，因素之間關(guān)系）具有同質(zhì)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(fù)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(jìn)一步對五因素的潛變量平均數(shù)差異在兩個(gè)樣本之間以及男、女之間進(jìn)行了比較。 研究發(fā)現(xiàn)，五個(gè)因素的潛變量平均數(shù)在兩個(gè)樣本間均不存在顯著差異（見表3）。女中學(xué)生在無動機(jī)、 外部調(diào)節(jié)和內(nèi)攝調(diào)節(jié)三個(gè)因素上的得分顯著低于男中學(xué)生， 但認(rèn)同調(diào)節(jié)和內(nèi)部動機(jī)因素?zé)o顯著性差異（見表3）。

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

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(xué)生人群中檢驗(yàn)中文版本《原因知覺量表》在體育課情景中應(yīng)用的相關(guān)心理測量學(xué)屬性。具體而言，研究者對該量表的結(jié)構(gòu)效度、區(qū)分效度、法則效度、測量恒等性以及內(nèi)部一致性信度等進(jìn)行了檢驗(yàn)。 來自兩個(gè)樣本的驗(yàn)證性因素分析結(jié)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(gè)分量表?xiàng)l目足夠的前提下，決定將這兩個(gè)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(gè)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(diào)整后模型的區(qū)分效度分析表明， 認(rèn)同調(diào)節(jié)和內(nèi)部動機(jī)之間相關(guān)程度過高，可能存在無法區(qū)分的情況。法則效度分析結(jié)果表明， 自我決定理論所假設(shè)的簡單模式在兩個(gè)樣本內(nèi)均得以印證， 說明該量表各因素之間關(guān)系符合自我決定理論的相關(guān)假設(shè)。 測量恒等性分析結(jié)果表明，15條目五因素測量模型在因子負(fù)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(jié)果為中文版 《原因知覺量表》 在香港中學(xué)生人群中的應(yīng)用提供了信度和效度支持。

已有研究在香港中學(xué)生人群中對20條目版本的《原因知覺量表》的信、效度進(jìn)行了檢驗(yàn)[6]，發(fā)現(xiàn)20條目版本的五因素結(jié)構(gòu)得到驗(yàn)證。 但已有研究并未對問卷具體條目在整個(gè)結(jié)構(gòu)中的表現(xiàn)給予報(bào)告， 也未對問卷?xiàng)l目本身進(jìn)行相應(yīng)的分析和探討。 該研究發(fā)現(xiàn)，外部調(diào)節(jié)和內(nèi)攝調(diào)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(jià)標(biāo)準(zhǔn)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(rèn)為達(dá)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(fù)荷過低造成的。例如，條目“因?yàn)槲冶徽J(rèn)為應(yīng)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(fù)荷僅為0.10。 測驗(yàn)條目的因子負(fù)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(rèn)同調(diào)節(jié)和內(nèi)部動機(jī)分量表間相關(guān)程度較高，這與已有研究結(jié)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(gè)因素合并）并不優(yōu)于五因素模型。雖然研究者認(rèn)為仍可將這兩個(gè)因素進(jìn)行區(qū)分對待， 但這一結(jié)果說明兩個(gè)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(gè)分量表的條目進(jìn)行進(jìn)一步研究或調(diào)整。 本研究發(fā)現(xiàn)15條目五因素測量模型在因子負(fù)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(jié)論基礎(chǔ)上，對五因素潛變量平均數(shù)在不同樣本和性別間進(jìn)行了比較。 研究發(fā)現(xiàn)， 兩個(gè)樣本的中學(xué)生在所有分量表的得分上均無顯著差異；但女學(xué)生在無動機(jī)、外部調(diào)節(jié)和內(nèi)攝調(diào)節(jié)分量表的得分顯著低于男學(xué)生的得分。 這一發(fā)現(xiàn)可能預(yù)示， 女學(xué)生對控制型動機(jī)的敏感性相對于男學(xué)生更弱。例如，一項(xiàng)有關(guān)大學(xué)生鍛煉型動機(jī)的研究發(fā)現(xiàn)[30]，控制型動機(jī)（外部調(diào)節(jié)和內(nèi)攝調(diào)節(jié)）與消極情感 （negative affect） 在女大學(xué)生人群中相關(guān)不顯著，但在男大學(xué)生人群中具有顯著的正相關(guān)。

本研究不僅為中文版《原因知覺量表》在香港中學(xué)生體育課情景的應(yīng)用提供了初步的信、效度支持，性別差異比較結(jié)果還提示未來研究者在使用這一問卷時(shí)需要重點(diǎn)考察性別的調(diào)節(jié)作用。 這些研究結(jié)果表明， 未來研究可以在香港中學(xué)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(xué)生（初中生），因此，本研究結(jié)論未必適用于中四至中六（高中生）學(xué)生人群。 未來研究可以進(jìn)一步對其他學(xué)生人群進(jìn)行考察以及在不同人群中進(jìn)行比較。另外，本研究所考察的效度方面的心理測量學(xué)屬性主要為網(wǎng)絡(luò)內(nèi)效度 （withinnetwork validity）[31]。 未來研究可以對網(wǎng)絡(luò)間效度（between-network validity），例如預(yù)測效度（predictive validity）和同時(shí)效度（concurrent validity）等屬性進(jìn)行檢驗(yàn)， 進(jìn)而為考察學(xué)生動機(jī)和其他相關(guān)前因和結(jié)果變量之間的關(guān)系提供更加有力的證據(jù)。

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