態(tài)度、動(dòng)機(jī)與自我效能感對(duì)大學(xué)生體育參與的影響研究

滕忠紅

（安徽工程大學(xué) 體育學(xué)院，安徽 蕪湖 241000）

體育參與關(guān)系大學(xué)生的身心和諧發(fā)展，提高大學(xué)生的體育參與水平是實(shí)施素質(zhì)教育和培養(yǎng)全面發(fā)展人才的必要條件和重要途徑，更關(guān)系到國家民族的興衰和未來.黨和政府高度重視大學(xué)生的健康成長和高校體育工作，然而權(quán)威調(diào)研顯示，我國大學(xué)生的體質(zhì)健康狀況令人擔(dān)憂、體育參與明顯不足.

越來越多的研究者開始關(guān)注體育參與活動(dòng)的決定因素.體育參與態(tài)度因素間接預(yù)測了體育參與活動(dòng)[1]，Davison[2]等的研究表明滿意度與體育參與有顯著的正相關(guān)關(guān)系；Isoahola[1]等的研究發(fā)現(xiàn)無聊與體育參與的動(dòng)機(jī)、態(tài)度和滿意度之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系；而潘志賢[3]等的研究則發(fā)現(xiàn)男生對(duì)體育活動(dòng)的態(tài)度明顯好于女生，男生參與體育活動(dòng)頻度明顯高于女生，說明大學(xué)生的體育參與態(tài)度和體育參與行為之間并不存在一致性.體育參與動(dòng)機(jī)也被認(rèn)為是預(yù)測身體活動(dòng)參與相關(guān)體育行為的最重要的因素[4].Alexandris[5]等提出了約束——?jiǎng)訖C(jī)——行為的關(guān)系模型，認(rèn)為體育參與的內(nèi)在動(dòng)機(jī)與體育參與行為之間具有很強(qiáng)的正向關(guān)系，這一研究結(jié)論為眾多的研究所證明；但孫曉強(qiáng)[6]的研究則發(fā)現(xiàn)，內(nèi)在動(dòng)機(jī)與體育參與行為之間并沒有顯著的關(guān)系.自我效能感是指個(gè)體對(duì)自己的能力的感覺與判斷，認(rèn)為自己有能力管理行為過程并達(dá)到預(yù)期的目的.自我效能感對(duì)女大學(xué)生余暇體育的正向影響顯著[7].Hagger等的研究結(jié)果表明，自我效能感和體育活動(dòng)參與之間存在溫和的相關(guān)性.Armitage[8]等的研究認(rèn)為，自我效能感是體育參與行為的重要預(yù)測因素；Brawley[9]等的研究發(fā)現(xiàn)自我效能能夠解釋個(gè)體體育參與活動(dòng)3%～25%的差異；Dzewaltowski[10]的研究發(fā)現(xiàn)，體育參與行為與體育參與態(tài)度和自我效能感之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.18和0.34，體育參與態(tài)度和自我效能感對(duì)體育參與行為產(chǎn)生了積極影響.

從已有的研究來看，對(duì)青少年體育參與的研究較多地關(guān)注單一變量、兩個(gè)變量之間的關(guān)系或人口統(tǒng)計(jì)學(xué)相關(guān)變量與體育參與行為的相關(guān)性.基于Ajzen[11]提出的計(jì)劃行為理論和Bandura[12]提出的自我效能感理論，探討大學(xué)生的體育參與態(tài)度、動(dòng)機(jī)、自我效能感與體育參與頻次和強(qiáng)度之間的關(guān)系.研究有助于從實(shí)證角度檢驗(yàn)多維的心理因素對(duì)大學(xué)生體育參與行為的影響.

1 研究方法

1.1 調(diào)查對(duì)象

采用隨機(jī)分層抽樣方法，在安徽省的10所本科院校隨機(jī)選取1 200名本科生為調(diào)查對(duì)象，剔除部分無效樣本，最終有效樣本數(shù)為1 056.男女生比例分別為52.46%和47.54%，各年級(jí)學(xué)生的比例分別為23.86%（大一）、24.44%（大二）、25.28%（大三）及26.42%（大四）.樣本的平均年齡為21.28歲（范圍為18～25歲）.由于調(diào)查的時(shí)間為12月底，為保證不同年級(jí)大學(xué)生統(tǒng)計(jì)口徑的一致性和避免季節(jié)性變化產(chǎn)生的干擾，對(duì)體育參與行為的統(tǒng)計(jì)時(shí)間統(tǒng)一為10～12月.問卷調(diào)查結(jié)束后，再次隨機(jī)抽取了50名大學(xué)生進(jìn)行了再測，兩次測量的信度為R=0.93，P＜0.01，說明調(diào)查結(jié)果既有高度的穩(wěn)定性和一致性.調(diào)查問卷的主要問題包括大學(xué)生的個(gè)人背景信息、體育參與態(tài)度量表、體育參與動(dòng)機(jī)量表、體育參與自我效能感量表以及體育參與活動(dòng)量表.

1.2 研究量表

（1）體育參與態(tài)度量表.研究對(duì)體育參與態(tài)度量表使用Ragheb和Beard1982年提出的態(tài)度量表進(jìn)行操作[13]，將其翻譯成中文，并進(jìn)行必要的本土化修正，作為評(píng)價(jià)體育參與態(tài)度的測量工具.該量表包括認(rèn)知和情感兩個(gè)維度的態(tài)度變量共12個(gè)問題.包括：如果我經(jīng)常參與體育活動(dòng)“將有助于保持我的體形”以及“將使我變得快樂”等問題，受訪者要求從每個(gè)問題的5級(jí)Likert量表評(píng)分中進(jìn)行選擇，取值從“完全不同意（1）”到“完全同意（5）”.相關(guān)研究證明了該量表的有效性[14].對(duì)該量表的信度效度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，其與原英文量表相關(guān)系數(shù)達(dá)0.82，克隆巴赫系數(shù)Cronbach’s α=0.93，說明修正后的量表信度效度良好.

（2）體育參與動(dòng)機(jī)量表.測量體育參與動(dòng)機(jī)的量表采用Pelletier等在1995年發(fā)展的SMS（Sports Motivation Scale）量表[15].該量表原始問題包括28個(gè)，包括測量內(nèi)在動(dòng)機(jī)的問題選項(xiàng)有12個(gè)（包括獲取知識(shí)、體驗(yàn)快樂、技能發(fā)展、完成任務(wù)等），用于測量外在動(dòng)機(jī)的問題選項(xiàng)有12項(xiàng)（外在調(diào)節(jié)、內(nèi)投和同一化），用于測量無激勵(lì)動(dòng)機(jī)的問題選項(xiàng)4個(gè).研究在查閱相關(guān)中文文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上對(duì)其進(jìn)行了修正，最終的量表也為5級(jí)Likert評(píng)分量表，包括10個(gè)選項(xiàng).對(duì)該量表的信度效度檢驗(yàn)結(jié)果表明，其與原英文量表相關(guān)系數(shù)為0.75，克隆巴赫系數(shù)Cronbach’s α=0.88，說明修正后的量表具有良好的信度效度.

（3）體育參與自我效能感量表.自我效能感量表采用Motl[16]等提出的量表，并對(duì)其進(jìn)行了適當(dāng)?shù)谋就粱脑?，具體包括10個(gè)問題用來衡量大學(xué)生體育參與的自我效能感，其中6個(gè)問題用來衡量自我效能的內(nèi)部方面，4個(gè)問題用來側(cè)重于描繪自我效能的外部方面情況.Motl等人提出的量表在不同國家以不同方式使用過，被證明具有較好的效度和信度.5項(xiàng)Likert量表的項(xiàng)目范圍為1（非常不自信）到5（很有信心），被訪問者被要求從中選擇一個(gè)最符合自己情況的答案.對(duì)該量表的信度效度檢驗(yàn)結(jié)果表明，其與原英文量表的相關(guān)系數(shù)為0.72，克隆巴赫系數(shù)Cronbach’sα=0.86，說明修正后的量表具有良好的信度效度.

（4）體育參與活動(dòng)量表.在本研究中，體育參與活動(dòng)被定義為參與某些體育活動(dòng)的頻率以及體育活動(dòng)參與的程度.參加體育活動(dòng)的頻率是在過去三個(gè)月內(nèi)受訪者平均每周參與體育活動(dòng)的次數(shù).體育活動(dòng)參與的程度通過修改和減少由Ragheb[4]等開發(fā)的體育參與量表來衡量，總共包括10個(gè)選項(xiàng)來評(píng)估體育參與的程度.這些選項(xiàng)包括“我經(jīng)常參與體育鍛煉活動(dòng)”“我將購買體育運(yùn)動(dòng)的商品和設(shè)備作為我的支出計(jì)劃”等，被訪者被要求對(duì)每個(gè)選項(xiàng)進(jìn)行5級(jí)Likert量評(píng)分.對(duì)該量表的信度效度檢驗(yàn)結(jié)果表明，其與原英文量表相關(guān)系數(shù)為0.74，克隆巴赫系數(shù)Cronbach’s α=0.85，說明修正后的量表具有良好的信度效度，能夠滿足研究需要.

2 研究結(jié)果

2.1 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)與處理

所有數(shù)據(jù)通過STATA14.0軟件進(jìn)行處理.首先利用多變量分析來檢驗(yàn)研究變量之間的可能關(guān)系，通過Pearson相關(guān)統(tǒng)計(jì)量分析因變量和自變量之間的相互關(guān)系；然后通過多元回歸分析體育參與態(tài)度、體育參與動(dòng)機(jī)和體育參與自我效能感對(duì)體育參與頻次和程度的影響.

2.2 描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果由表1所示.由表1可知，樣本大學(xué)生的體育參與頻次平均每周為1.26次，樣本大學(xué)生體育參與的頻次差異較大，最多的每周參與體育活動(dòng)7次，最小的為0次；從體育參與程度來看，樣本大學(xué)生的體育參與處于中等水平，但個(gè)體之間的差異也較大，最大的得分為50，最小的得分為10；樣本大學(xué)生的體育參與態(tài)度較好，均值為42.78；樣本大學(xué)生的體育參與動(dòng)機(jī)處于中等水平，其均值接近中位數(shù)；但樣本大學(xué)生體育參與的自我效能感得分整體較低，均值為23.16，小于中位數(shù).

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

2.3 統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

首先通過Pearson相關(guān)分析樣本大學(xué)生的體育參與態(tài)度、動(dòng)機(jī)、自我效能感、體育參與頻率和體育參與程度之間的關(guān)系，Pearson雙側(cè)相關(guān)系數(shù)如表2所示.由表2可知，體育參與態(tài)度、動(dòng)機(jī)、自我效能感對(duì)體育參與頻率和體育參與程度均具有顯著的正向相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)的值位于0.221～0.713之間，且p＜0.1.其中，自我效能感與鍛煉頻率正相關(guān)最密切，體育活動(dòng)休閑態(tài)度與參與休閑體力活動(dòng)頻率之間的相關(guān)性被認(rèn)為是最低的，而體育活動(dòng)的參與動(dòng)機(jī)與體育活動(dòng)的參與程度之間的相關(guān)性最高.

表2 Pearson雙側(cè)相關(guān)系數(shù)

然后通過多元回歸分析，確定每個(gè)獨(dú)立變量（體育參與態(tài)度、動(dòng)機(jī)和身體活動(dòng)的自我效能）對(duì)因變量（體育活動(dòng)參與的頻率和程度）的影響.動(dòng)機(jī)、自我效能感、態(tài)度對(duì)體育參與頻次的影響如表3所示.由表3可知，體育參與的自我效能和動(dòng)機(jī)被認(rèn)為是體育參與頻率的重要預(yù)測因素.體育參與的動(dòng)機(jī)和自我效能感共同解釋了15.04%（Adj.R2=0.1504）的體育參與頻次差異.從系數(shù)來看，體育參與的動(dòng)機(jī)是體育參與頻次最重要的影響因素，系數(shù)為0.278，且在1%的水平上顯著.體育參與的態(tài)度對(duì)體育參與的頻次影響不顯著，說明大學(xué)生體育參與行為存在“言行不一”的現(xiàn)象，部分大學(xué)生良好的體育參與態(tài)度并沒有被激活為體育參與行為，態(tài)度并不是具體行為的良好預(yù)測因素.Mori[17]也指出，態(tài)度與行為之間的聯(lián)系往往很弱，由于外部條件限制或態(tài)度本身是從眾的，導(dǎo)致個(gè)人往往不采取與態(tài)度一致的行動(dòng).

表3 動(dòng)機(jī)、自我效能感、態(tài)度對(duì)體育參與頻次的影響

動(dòng)機(jī)、自我效能感、態(tài)度對(duì)體育參與程度的影響如表4所示.由表4可知，體育參與態(tài)度、自我效能和身體活動(dòng)動(dòng)機(jī)顯著地解釋了體育活動(dòng)參與程度的差異34.27%（Adj.R2=0.3427）.回歸系數(shù)表明，體育參與的自我效能感對(duì)模型的體育參與程度的影響最大，系數(shù)為0.921.Bandura[18]認(rèn)為，自我效能應(yīng)該反映出一個(gè)人在面對(duì)突出的障礙和促進(jìn)條件時(shí)對(duì)他/她執(zhí)行某種行為的信心的評(píng)價(jià).據(jù)Bandura介紹，如果某人具備了必要的體育參與技能和充足的體育參與動(dòng)力，那么他或她的表現(xiàn)的主要決定因素是自我效能.本科生對(duì)自身活動(dòng)的自我效能的較高信念影響了他/她參與體育活動(dòng)，這個(gè)結(jié)果得到其他相關(guān)研究的支持，例如，F(xiàn)eltz[19]的研究就發(fā)現(xiàn)自我效能是成為長期鍛煉和維持實(shí)踐的主要?jiǎng)恿χ?次要的貢獻(xiàn)來自體育參與的動(dòng)機(jī)，系數(shù)為0.421，說明體育活動(dòng)的動(dòng)機(jī)也是對(duì)大學(xué)本科生參加體育活動(dòng)頻率和程度產(chǎn)生重要影響的因素.

表4 動(dòng)機(jī)、自我效能感、態(tài)度對(duì)體育參與程度的影響

3 結(jié)論與對(duì)策

研究結(jié)果表明，對(duì)體育參與較高的自我效能感和動(dòng)機(jī)可能會(huì)增加本科生的參與體育活動(dòng)的頻率和程度.換句話說，他們對(duì)身體活動(dòng)的自我效能的信念越高，參與體育活動(dòng)就越頻繁，即在相關(guān)活動(dòng)中通過強(qiáng)化體育參與的自我效能來促進(jìn)體育參與行為會(huì)更加有效.同樣，對(duì)體育參與較高的動(dòng)機(jī)，大學(xué)本科生參與體育活動(dòng)的頻率和程度也越高，說明大學(xué)生體育參與動(dòng)機(jī)與參與行為之間存在一種很強(qiáng)的正向關(guān)系.

大學(xué)管理者應(yīng)該考慮相關(guān)體育課程設(shè)置和體育參與干預(yù)措施如何激發(fā)學(xué)生體育參與動(dòng)機(jī)和提高學(xué)生體育參與的自我效能感.這樣不僅有助于提高大學(xué)生體育參與率，而且有助于實(shí)現(xiàn)本科生的體育活動(dòng)參與滿意度和心理健康[14].具體來說，可以采取以下措施：一是教師在教學(xué)過程中應(yīng)該采取差異化的教學(xué)方法和標(biāo)準(zhǔn)，由于個(gè)體身體素質(zhì)和運(yùn)動(dòng)能力的差異，表現(xiàn)差的學(xué)生可能會(huì)感覺到力不從心，從而降低體育參與自我效能感.教師在體育教學(xué)中，要摸清學(xué)生的個(gè)體差異，針對(duì)不同學(xué)生采取不同的教學(xué)方法，誘導(dǎo)學(xué)生積極的體育參與情緒.二是合理利用動(dòng)機(jī)遷移，培養(yǎng)學(xué)生的體育參與動(dòng)機(jī).部分同學(xué)對(duì)一些速度、力量和耐力要求較高的運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目可能缺乏興趣，而對(duì)趣味性、實(shí)用性較強(qiáng)的體育項(xiàng)目較感興趣，學(xué)校體育管理者應(yīng)該增加此類課程的開設(shè)，滿足學(xué)生的選課需求，體育教師在體育教學(xué)過程中也應(yīng)該將兩類運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目有效地結(jié)合起來，培養(yǎng)學(xué)生體育參與的興趣和動(dòng)機(jī).三是發(fā)展體育俱樂部，形式各樣的體育俱樂部能夠滿足大學(xué)生的好奇心，增強(qiáng)大學(xué)生的歸屬感，提高體育參與的內(nèi)部動(dòng)機(jī)[20]，從而提高大學(xué)生的體育參與水平.