社會體育專業大學生學業自我效能感、成就動機和學業成績的關系

許國喜

[摘 要] 通過對河北省社會體育專業大學生進行隨機抽樣，完成《成就動機量表》和《學業自我效能感問卷》的測驗，結合其學業成績進行學業自我效能感、成就動機和學業成績關系的研究。結論表明，社會體育專業大學生的學業自我效能感和成就動機水平對學業成績不具有顯著的影響;學業自我效能感和學業成績的相關表現出了年級的差異;社會體育專業女生的學業成績顯著高于男生的學業成績。

[關鍵詞] 學業自我效能感;成就動機;學業成績

[中圖分類號] G804.82 [文獻標志碼] A [文章編號] 1005-4634（2014）05-0085-03

0 引言

自我效能是由著名心理學家班杜拉在1977年提出的一個重要概念。他認為自我效能感是指個體相信自己有能力完成某種或某類任務，是個體的能力自信心在某些活動中的具體體現。自我效能感是與具體任務聯系在一起的，并不是一種概括性的個性特征，因此不存在一般的自我效能感，與學習有關的自我效能感被稱為學業自我效能感（academic self-efficacy，AS）[1]。

成就動機（achievement motivation scale， AMS）的概念最早由莫瑞在1938年提出來的，指在人的成就需要基礎上激勵個體樂于從事自己認為重要的或有價值的工作，并力求獲得成功的一種內在驅動力[2]。麥克萊倫和阿特金森研究認為，個人的成就動機包括追求成功和避免失敗兩種傾向。

國內學者對于學業自我效能感、成就動機和成就行為（如學業成績）的關系產生了濃厚的興趣，進行了一系列的研究。薛予陽和李永智認為體育專業大學生學業自我效能感可以分為學習能力自我效能感和發展能力自我效能感。體育專業大學生成就動機水平在性別上存在顯著性差異，女生成就動機水平顯著地高于男生[3]。楊勇認為體育專業大學生成就動機整體水平較高，成就動機與學業成就相關，成就動機水平的高低與其父母文化程度相關不顯著[4]。梁麗萍等人研究了大學生的成就動機和成就行為，結果表明大學生成就動機與學業成績呈正相關，但是，相關很低[5]。曹守蓮和石沙泉認為軍校大學生的成就動機與其學業成績存在顯著相關關系。軍校大學生的成就動機比較積極，追求成功的傾向較高;追求成功的動機與學業成績呈顯著正相關，而避免失敗的動機與學業成績呈顯著負相關;在追求成功的動機上，學業優良的學員明顯高于學業一般和較差的學員;在避免失敗的動機上，學業優良的學員明顯低于學業較差的學員[6]。

在我國，社會體育專業大學生群體是體育專業人才中受教育水平較高的一個群體。但是，在培養體育專業學生的過程中，更重視培養專項訓練的內容而忽視了文化課的教學，這樣，當他們進入大學生活以后，勢必會面臨一些挑戰，例如，知識儲備與現實需要之間的矛盾往往會使體育專業大學生出現某些心理問題[7]，學業自我效能感能夠增強大學生的自我滿足感，成就動機會驅使大學生主動尋求豐富自身知識的學習行為。但是，對于社會體育專業大學生的學業自我效能感和成就動機是否能夠預測他們的學業成績這是本研究的著眼點。

本研究擬解決如下問題：第一，社會體育專業大學生學業效能感、成就動機與學業成績的回歸分析;第二，不同年級社會體育專業大學生學業自我效能感、成就動機、學業成績的差異;第三，不同性別社會體育專業大學生學業自我效能感、成就動機和學業成績的差異。

1 研究方法

1.1 研究對象

在河北省省屬大學中對社會體育專業大學生隨機發放《成就動機量表》和《學業自我效能感問卷》共240份，回收后的有效問卷為194份。見表1和表2。

表 1 量表發放的樣本情況

發放問卷（份） 回收問卷（份）

男 女 合計 男 女 合計

大一 40 20 60 39 19 58

大二 40 20 60 38 16 54

大三 40 20 60 34 15 49

大四 40 20 60 23 10 33

合計 160 80 240 134 60 194

表2 問卷發放的院校名稱

燕山大學 河北師范大學 河北體育學院

數量（份） 80 80 80

1.2 研究工具

《成就動機量表》由我國學者葉仁敏和挪威的 Hegtvet 于1988年合作譯制，并于1992 年在大學生和中學生樣本中進行了修訂。量表共30題，分為追求成功的動機和避免失敗的動機兩個緯度。量表采用4點計分，得分越高，表明這類動機越強。此量表在大學生樣本中施測獲得的內部一致性系數分別為0.83和0.84，并未發現性別的顯著差異。

《學業自我效能感問卷》由我國學者染宇頌和周宗奎參考Pintrich 和 DeGroot（1990）編制的學業自我效能問卷中的有關維度編制。量表共22道題，分兩部分，每部分11道題，分別測試學習能力自我效能感和學習行為自我效能感這兩個維度。采用五分制評分方式，分數越高代表效能感越高。學業自我效能感的總分，即效能總和是學習能力自我效能感和學習行為自我效能感得分之和。學業成績是指該學生進入大學以來所有科目的有效成績。

2 研究結果

2.1 學業自我效能感、成就動機和學業成績的回 歸分析

對學業自我效能感、成就動機、學業成績進行回歸分析，以學業自我效能感和成就動機作為解釋變量，以學業成績作為被解釋變量進行二元回歸分析，結果見下表3、表4和表5。

表3 二元回歸擬合模型結果

模型 R R2 調整R2 標準估計的誤差

1 0.172a 0.030 0.019 5.77357

注：預測變量：常量、成就動機、學業自我效能

表4 二元回歸擬合模型方差分析結果

模型 平方和 df 均方 F Sig.

回歸 194.370 2 97.185 2.915 0.057a

殘差 6366.807 191 33.334

總計 6561.177 193

注：預測變量：常量、成就動機、學業自我效能;因變量： 學業成績

表5 二元回歸擬合模型系數a

非標準化系數 標準

模型 B 標準誤差 系數

常量 82.934 4.662 17.791 0.000

學業自我效能 0.110 0.060 0.133 1.853 0.065

成就動機 0.078 0.044 0.127 1.769 0.079

注：因變量： 學業成績

由表3 可知，預測變量中的常量、成就動機和學業自我效能感能夠解釋學業成績的百分比為3%，因此，前者不能夠很好地預測學業成績。由表4 可知，回歸方程經檢驗不顯著。由表5 可知，學業自我效能感和成就動機對學業成績的回歸系數經檢驗差異不顯著。

可見，以學業自我效能感和成就動機作為解釋變量，以學業成績作為被解釋變量進行二元回歸分析的回歸系數均不顯著。因此，學業自我效能感和成就動機不能作為學業成績的預測變量。

2.2 不同年級體育專業大學生學業自我效能感、成 就動機和學業成績的偏相關分析

以性別作為協變量，進行年級、學業自我效能感、成就動機和學業成績兩兩偏相關分析，結果見表6。

表6 年級與學業自我效能、成就動機和學業成績的偏相關分析結果

協變量 學業自我效能 成就動機 學業成績

年級 性別 -0.171* -0.232* 0.364**

注：*：p<0.05;**：p<0.01（下同）

由表6可知，在控制了性別變量后，年級與學業自我效能呈負偏相關且差異顯著;年級與成就動機呈負偏相關且差異顯著;年級與學業成績呈正偏相關且差異顯著。

以性別作為協變量，對不同年級社會體育專業大學生的成就動機、學業自我效能感、學業成績分別進行兩兩偏相關分析，結果見表7。

表7 不同年級與學業自我效能、成就動機和學業成績的偏相關分析結果

年級

大一 大二 大三 大四

學業自我效能感與學業成績 0.064 0.298* 0.069 0.014

成就動機與學業成績 0.039 0.051 0.091 0.185

學業自我效能感與成就動機 0.112 0.334* 0.215 0.205

由表7可知，以性別作為協變量后，大二年級社會體育專業學生的學業自我效能感與學業成績呈顯著負偏相關且差異顯著;學業自我效能感與成就動機呈顯著負偏相關且差異顯著。其它年級未檢出顯著性差異。

2.3 不同性別體育專業大學生學業自我效能感、成 就動機和學業成績的偏相關分析

以年級作為協變量，進行性別、學業自我效能感、成就動機和學業成績兩兩偏相關分析，結果見表8。

表8 性別與學業自我效能、成就動機和學業成績的偏相關分析結果

協變量 學業自我效能 成就動機 學業成績

性別 年級 0.050 0.014 0.370**

由表8 可知，以年級作為協變量后，性別與學業成績的偏相關系數差異顯著。下面，進行不同性別學業成績的 t 檢驗，結果如下：

表9 不同性別學業成績的 t 檢驗結果

性別 N 均值 t值 df p（雙側）

學業 男 162 73.43€？.41 6.122 192 0.000

成績 女 32 79.76€？.02 6.428 46.31

表9顯示，不同性別社會體育專業大學生的學業成績 t 檢驗差異顯著。

以年級作為協變量，對不同性別社會體育專業大學生的成就動機、學業自我效能感、學業成績分別進行兩兩偏相關分析，結果見表9。

表10 不同性別與學業自我效能、成就動機和學業成績的偏相關分析結果

年級

男 女

學業自我效能感與學業成績 0.101 0.082

成就動機與學業成績 0.023 0.200

學業自我效能感與成就動機 0.023 0.290

由表10可知，以年級作為協變量，不同性別社會體育專業大學生在學業自我效能感與學業成績、成就動機與學業成績、學業自我效能感與成就動機的兩兩偏相關系數經檢驗差異均不顯著。

3 討論與分析

學業自我效能感、成就動機和學業成績的回歸分析的結果表明，學業自我效能感和成就動機不能很好的預測學業成績，這和以往的研究結果不同。學業自我效能感和成就動機不能很好的預測學業成績，說明主要影響學業成績的因素不是學業自我效能感和成就動機。這是為什么？進行訪談后可知，社會體育專業大學生認為學長們畢業面臨失業的壓力讓他們認為目前所進行的專業學習與未來他們所從事的工作不一致，所以，在學業自我效能和成就動機的關注點上就會和學業成績分開，他們會選擇他們認為可以就業的方向進行學習，而非關注在本專業的學習上。

社會體育專業大學生表現出不同年級與學業自我效能感、成就動機和學業成績相關的差異，進一步研究表明社會體育專業大二的學生在學業自我效能感和學業成績的相關上具有顯著差異，并在學業自我效能感和成就動機的相關上具有顯著差異，這也是以往研究較忽略的地方。大學對每個學生來說有一些相似規律：大一是夢想不斷產生和破滅的一年，也是大學生不斷適應大學校園生活的一年;大二是漸漸思考現實和接受現實的一年，對于大一的不適應做一個策略調整的一年;大三時坦然面對現實和自我反思的一年，是總結過去重新選擇的一年;大四是迫于現實的壓力準備投身社會的一年，是摒棄幼稚迅速成熟的一年。對于體育專業大學生來說，大一，對于他們來說，是延續以往文化課學習習慣的慣性，要知道，他們中的大多數人是不習慣進行安靜的學習的，那么考試對于他們來說就是一個比較大的挑戰，由于不適應會面臨不及格

（下轉第98頁）

的現實，因此，在大二他們會進行一個學習方向的調整，這樣他們會產生一種要駕馭學習態度，相應地，這也就是為什么學業自我效能感和學業成績在大二發生了顯著的相關;大三大四他們已經適應大學的生活，面對高年級學生工作選擇的結果產生了失落，因此他們會將知識攝取的重點放到了未來擇業的方向上來，這也就是為什么學業自我效能和成就動機不能很好預測學業成績的原因。

學業成績和性別的相關具有顯著差異，社會體育專業女生的學業成績顯著高于男生的學業成績，這一研究結果與以往研究相同。社會體育專業大學生的性別人數的差異是顯著的，一般來說，男生的數量顯著多于女生的數量，而女生的成績普遍好于男生更多的原因是女孩子更重視專業學習的過程。另外，女生自身的特點強化了學業自我效能感和成就動機的性別差異。

在本研究中，由于社會體育專業不同于體育教育專業，在河北省省屬大學招生規模較小，而在做發放問卷時，本研究要求抽樣對象在一個規定的時間和規定的地點進行測試，目的是要控制測試的標準。由于是在完全自愿的情況下，樣本出席率很低，這個結果無法控制，如果強制他們來，他們如果在問卷上違心地作答，將無法保證問卷結果的客觀性。因此，本研究符合要求的問卷數量并不大，這對結果的外部效度會產生一定的影響，但是，由于本研究采用的是非參數的統計方法，就確保了研究結果的可靠性，當然，做大面積的有針對性的調查研究依舊是未來研究的著眼點。

4 結論

社會體育專業大學生的學業自我效能感和成就動機水平對學業成績不具有顯著的影響，學業自我效能感和學業成績的相關表現出了年級的差異，社會體育專業女生的學業成績顯著高于男生的學業成績。

參考文獻

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