大學生體育鍛煉行為自我管理量表的研制

摘要：以Zimmerman的自主學習理論為依據，構建我國大學生鍛煉行為自我管理結構模型。我國大學生鍛煉行為自我管理結構模型為二階模型，其中，二階因子為鍛煉行為自我管理，一階7因素分別為鍛煉方法、時間、內容、動機、環境、結果和過程。根據7因素理論模型和專家訪談與大學生問卷調查統計結果編制出4個維度、19個條目的《大學生鍛煉行為自我管理量表》。

關鍵詞：學校體育；鍛煉行為；自我管理；大學生

中圖分類號：G807.4 文獻標識碼：A 文章編號：1006-7116（2012）06-0108-05

研究發現，大多數大學生喜歡參加體育鍛煉，但真正參與鍛煉者為數不多[1]。究其原因，一方面由于學生的學習以及社會性事務繁多，影響參加鍛煉的時間；另一方面，部分大學生本身在時間管理方面存在一定的不足[2-3]，使得他們的體育鍛煉行為不能正常進行。因此，有研究指出，要改善大學生的鍛煉行為，必須提高大學生自身的自律性和自我管理水平[4-5]。

自我管理是個體主動應用認知及行為策略對自身的思想、情緒、行為以及所處環境等進行目標管理的過程[6]。能夠有意識地對自身的思想、動機和行為等進行調節和控制是人類一個顯著的特征，人類一直在努力追求對自身的管理。為了達到一定的目標，人們每天都在計劃如何分配時間和精力以便更有效地完成工作和學習任務，如何調整情緒和行為以便更好地適應生活，這都屬于自我管理的范疇。個體自我管理能力在學習、工作和健康生活中具有非常重要的地位，自我管理水平的高低，是影響個體社會適應效果和身心健康狀況的重要因素[7]。同時，自我管理對于提高績效具有強大的應用價值[8]。自我管理水平的高低影響著人們工作和學習任務的完成，也影響著個體鍛煉行為的持久性。因此，研究自我管理在體育鍛煉活動中的應用，對提高體育鍛煉活動的堅持性，促進全民健身運動的發展以及提高個體的身心健康水平意義重大。

Bandura[9]認為：自我管理就是個體通過主動地設定目標、采取行動、監控和評估自身的績效并作出相應的調節等一系列的行為來塑造自己命運的過程。而Schunk[6]認為自我管理就是個體主動應用認知及行為策略對自身的思想、情緒、行為以及所處環境等進行目標管理的過程。國內學者王益明、金瑜[10]對自我管理的定義是：個體主動調整自己的心理活動和行為，控制不當沖動，克服不利情景，積極尋求發展，取得良好適應的心理品質。綜合已有研究，本研究認為，體育鍛煉行為自我管理的定義為：在鍛煉動機的引導下，鍛煉者運用元認知和社會、物質環境，并針對自己的實際情況，自定鍛煉目標、自選鍛煉內容和方法，通過自我監控鍛煉過程和及時評價鍛煉結果等方式，最終實現鍛煉目標的過程。

Zimmerman[11]的自主學習理論認為，自我調節的學習者分別從動機、方法、時間、行為表現、物質與社會環境6個心理維度對學習加以調控。現代學習理論家把自主學習從學習動機、學習內容、學習方法、學習時間、學習過程、學習結果、學習環境、學習的社會性等8個維度來加以界定[12]。此外，在Zimmerman的自主學習理論指導下，不同的研究者把自主學習設置為不同的結構和維度[13-16]。已有研究對自主學習的結構維度從過程、內容和指向等不同視角進行了有益探討，這些對體育鍛煉行為自我管理的研究具有啟發和借鑒意義。

本研究以Zimmerman的自主學習理論為依據，在訪談、開放式調查的基礎上，根據心理結構抽象程度的不同，把鍛煉行為自我管理分為動機、方法、時間、內容、環境、過程、結果7個維度。大學生的體育鍛煉行為自我管理結構作為一個心理系統，應該是多層次多維度的。因此，本結構既包括了鍛煉行為的外在原因（時間、環境），又設置了有關內在原因的維度（動機），這樣更加符合心理系統的層級結構性的特點。各維度的含義即具體表現見表1。

本研究的目的是在相關參考文獻、理論依據以及開放式調查的基礎上建構大學生鍛煉行為自我管理的維度結構，并從系統分析觀點出發，對大學生鍛煉行為自我管理系統進行多維度的分析，編制出一個適合我國大學生的鍛煉行為自我管理量表。以測評大學生鍛煉行為自我管理的特點，為提高鍛煉行為管理水平和效果，促進大學生的心理健康提供幫助。

1 量表的編制

1.1 編擬量表初稿

1）對南昌市的16名在校大學生進行深度訪談，選取1～4年級，每年級男、女各2名學生（不包括體育專業的學生），訪談提綱主要包含3個部分：第1部分是被訪者的基本信息，主要包括學校、專業、年級、性別；第2部分主要是詢問參加體育鍛煉的感受和具體表現；第3部分主要涉及的是影響鍛煉行為的因素以及參加體育鍛煉所帶來的對學習、生活的影響。

2）本研究借鑒了張力為教授[17]的開放式問卷編制方法，設計了《5項陳述測驗》對大學生做開放式問卷調查，具體為：“‘在體育鍛煉方面，我要考慮（或安排）：’請根據你想到的事情的順序完成”。經咨詢心理學專家，認為10個句子偏多，為了減小被試者答題負擔和做出非重要反應的可能性，而影響答題的準確性，本開放式調查問卷將10題縮減為5題。隨機選擇南昌市3所大學的200名大學生做了開放式問卷調查，進一步為問卷內容的設計積累資料。對開放式問卷調查的結果進行歸納和總結，采用內容分析法對被試者的回答內容進行歸類，然后統計出每個類別的回答頻次。根據統計數據和理論構想，我們把回答內容相同和相近的語句歸納為一個維度，共得出8個維度，即時間、環境、內容、動機、方法、結果、過程及其它。

3）根據大學生鍛煉行為自我管理的概念性架構，以個案訪談和開放式問卷調查搜集的條目為基礎，參照臨床醫學自我管理和自主性學習測量工具的相關題項，初步編寫了包含50個題項的Likert自評式量表。再分別請2位學校體育專家、2位心理學專家以及10名心理學研究生對初步編制的評定量表題項的適當性、表達準確性進行評價，并對不恰當及表達不準確的題項進行修改，最終編寫了7個維度、44個題項5級評分（從完全符合到完全不符合）的Likert自評式量表，有4個題項為反向題，量表題項隨機排列。

1.2 預試

隨機抽取南昌、杭州和廣州的986 名大學生（不包括體育專業的）以班級為單位進行團體施測后進行分析（大一到大四分別為305、291、280、124人，各年級男女比例相當），從而篩選題項，形成正式量表。

1.3 數據處理與分析

采用SPSS13.0進行探索性因素分析，用LISREL8.72進行驗證性因素分析。

2 結果及分析

2.1 量表各題項分析

采用2種方法對題項區分度進行分析。一是應用臨界比率的方法，即各題得分前27%者為高分組（總分>152分，共266人），后27%者為低分組（總分<128，共266人），每個題項進行高低兩組平均數的差異顯著性檢驗。將臨界比率值沒有達到0.01的顯著性水平的題項予以剔除。據此，剔除第2、18、27和39題。二是采用相關法，即將與量表總分的相關系數小于0.20[18]的題項予以剔除。據此，剔除第7題。

2.2 量表各維度分析

隨機選取493名大學生的量表預試結果進行因素分析適宜性檢驗。結果表明，量表的KMO檢驗值為0.909，說明樣本大小適宜于因素分析；Bartlett球形檢驗值是3 293.836 （df=171），顯著性水平為0.000，說明變量間有共享因素的可能性，可以進行因素分析。

采用主成分分析法和方差最大正交旋轉法進行探索性因素分析，并依據分析標準和理論構想（因素的特征值大于1；因素解符合陡階檢驗；因素負荷量大于0.4；每個因素至少包含3個題項）確定因素數目；此外，如果因素中包含了某些不夠恰當、影響因素命名的題項也將刪除。經過多次探索分析，我們刪除了25個不符合要求的題項，余下19個題項，4個結構比較清晰的因素。結果見表2。

通過碎石圖（圖略）可看出，從第4個因素以后從陡坡變為平坦，平坦以后的因素去掉，取4個因素較為合適。表2的分析結果顯示，大學生鍛煉行為自我管理量表由4個因素構成，共解釋總方差的50.577%。第1個因素（特征值5.583）包括9個題項，內容主要反映個體對鍛煉的結果、環境、過程和方法等內容，可綜合命名為“鍛煉方法管理”。第2個因素（特征值1.855）包括4個題項，內容涉及鍛煉時間的自我管理，可命名為“鍛煉時間管理”。第3個因素（特征值1.112）包括3個題項，內容涉及個體的鍛煉內容方面，可命名為“鍛煉內容管理”。第4個因素（特征值1.059）包括3個題項，內容涉及個體的鍛煉動機自我管理，可命名為“鍛煉動機管理”。

2.3 量表的信度分析

常見的信度估計方法有內部一致性信度、再測信度等。我們以克倫巴赫（Cronbach）?系數作為該量表的內部一致性指標。用修訂后的最終量表在某高校一個班40名大學生為研究參與者，進行再測信度檢表3顯示，大學生鍛煉行為自我管理量表及其各維度的內部一致性系數都在0.691～0.881，重測信度系數也都達到了極顯著水平。

2.4 對量表的效度分析

用LISREL8.72 軟件對493份未做過探索性因素分析的量表測試結果進行驗證性因素分析，結構模型的擬合指數（df=148、?2=291.244、?2/df=1.968、RMSEA=0.044、NNFI=0.977、CFI=0.980、SRMR=0.052），測量模型的標準化估計值模型圖如圖1所示。

檢驗量表結構效度最常用的方法是因素分析。采用極大似然法估計檢驗擬合程度，考察量表的結構效度。結果顯示，量表樣本數據得到了顯著的?2值，而且其與自由度的比值為1.968，卡方/自由度作為模型與數據的擬合值，其值越小越好，一般較為公認的模型與數據的擬合標準為（卡方/自由度）<5。本模型擬合值卡方/自由度為1.968，說明該模型擬合較好。量表結構模型的NNFI=0.977、CFI=0.980。NNFI和CFI的值如超過0.90，表明其是可接受的，數據具有極好的模型擬合度；如果NNFI和CFI的值超過0.95，則表明模型的擬合度更佳[19]。RMSEA=0.044，RMSEA評價的是自由度調整后目標模型的擬合功能。Steiger[20]認為，RMSEA低于0.1表示好的擬合；低于0.05表示非常好的擬合；低于0.01表示非常出色的擬合，這種情形應用上幾乎碰不到。SRMR的值如小于0.08表明模型的擬合度適宜[19]。在擬合度極佳的模型中，SRMR的值應該小于0.05[21]，本研究中SRMR=0.052，達到了統計要求。

測量模型的標準化估計值模型圖顯示。各項目在相應維度上都有較高的載荷，除VAR1、VAR7、VAR9和VAR12在鍛煉方法和鍛煉時間維度的載荷低于0.6外，其他項目載荷均高于0.6。鍛煉方法、時間、內容和動機4個因素負荷量分別為0.94、0.78、0.76和0.84，這說明了每個因素都能夠有效反應體育鍛煉行為自我管理的某個方面，即結構效度較高。

3 討論

研究結果顯示，大學生體育鍛煉行為自我管理量表為2階5因子結構模型，包括一階4個因素：鍛煉方法、時間、內容和動機，該4個因素最終收斂為1個二階因子：鍛煉行為自我管理，共有19個條目。

在相同的理論基礎下，由于各種研究基于的內容、方法和研究對象等因素的差異，本研究結論與國內已有研究結論存在一定的差別[13-16]。本研究的內容為大學生體育鍛煉行為自我管理，體育鍛煉與體育自主學習之間存在一定的差異，因此，在研究過程中主要圍繞著課外體育鍛煉這個方向進行，并根據大學生的特殊性，把鍛煉行為自我管理分為動機、方法、內容、過程、結果、時間、環境7個維度，最后得到4個結構維度。這些維度和前面的研究假設有偏差，沒有結果、過程和環境3個維度，通過分析方法維度的題項內容發現，結果、過程和環境3個維度的部分題項都落在方法維度中，因此，該維度總稱為方法。出現這種結果的原因，一方面可能是由于理論假設過細造成，實際上，鍛煉方法本身就包含了對鍛煉結果和過程的監控以及鍛煉環境的選擇等；另一方面也許是由于探索性因素分析過程中，所包含的題項少于3個的因子被刪除，這樣導致因素數目減少，結果多個因子的題項同時出現在一起。在具體的4個維度中，體育鍛煉方法是影響大學生體育鍛煉的原因之一[22-23]，良好的方法是成功的保障，鍛煉者只有選擇正確的方法才能更好地獲取鍛煉效益。此外，時間管理對工作（學業）成績具有顯著的預測作用[15-25]。因此，加強時間的計劃和管理，對于鍛煉參與有促進作用。大學生具有一定的判斷能力和鮮明的個性特征，凡事有自己的看法和主張，因此，在體育鍛煉內容選擇和目標設置方面必定具有個人特色，從事自己選擇的事情也更容易堅持。已有研究發現大學生體育鍛煉動機對鍛煉行為具有預測作用[26-27]。所以，加強鍛煉動機的管理，有益于獲得較好的鍛煉效益。總之，本研究對鍛煉行為自我管理的層級結構性的理論構想是合理的，結果是嚴謹、科學的。

在研究中只選取了南昌、杭州和廣州3地的部分大學生作為被試對象，沒有在北方和西部地區選取樣本，本樣本只對南方的地理和氣候環境以及體育運動項目等具有一定的代表性，因此在全國推廣使用時需要做進一步的驗證。

參考文獻：

[1] 王景亮. 對女大學生體育態度及體育行為的調查研究[J]. 四川體育科學，2000（2）：32-34.

[2] 唐靜. 大學生課余時間管理的調查與分析[J]. 中國健康心理學雜志，2010，18（9）：1101-1102.

[3] 袁湄. 大學生時間管理行為研究[D]. 南京：南京師范大學，2006.

[4] 司琦. 大學生體育鍛煉行為的階段變化與心理因素研究[J]. 體育科學，2005，25（12）：76-83.

[5] 馬愛國，王雪芹. 運用跨理論模型對公務員體育鍛煉行為改變的調查分析[J]. 體育學刊，2009，16（9）：51-54.

[6] Schunk D H，Zimmerman B J. Social origins of self-regulatory competence[J]. Educational Psycholo-gist，1997，32（4）：195.

[7] 孫曉敏，薛剛. 自我管理研究回顧與展望[J]. 心理科學進展，2008，16（1）：106-113.

[8] Schunk D H，Zimmerman B J. Influencing children’s self-efficacy and self-Regulation of reading and writing through modeling[J]. Reading Writing Quarterly，2007，23（1）：7-25.

[9] Bandura A. Social foundations of thought and action： A social cognitive theory[M]. Englewood Cliffs：Prentice-Hall，1986：617.

[10] 王益明，金瑜. 自我管理研究述評[J]. 心理科學，2002，25（4）：453-464.

[11] Zimmerman B J，Risemberg R. Self-regulatory di-mensions of academic learning and motivation[G]//Phye （Eds.）. Handbook of academic learning. Academic Press，Inc，1997：105-127.

[12] 龐維國，劉樹農. 現代心理學的自主學習觀[J].山東教育科研，2000（7）：54-56.

[13] 吳本連. 自主學習方式影響大學生體育學習效果的實驗研究[D]. 上海：華東師范大學，2010.

[14] 劉慧. 中學生體育自主學習能力調查研究[D]. 南京：南京師范大學，2007.

[15] 韓軍梅. 對北京市普通高校大學生體育自主學習的調查與研究[D]. 北京：北京體育大學，2006.

[16] 吳本連. 中學生體育自主學習的量表編制與現狀調查研究[D]. 上海：華東師范大學，2005.

[17] 張力為. 運動員賽前心理狀態的自我表述：10項陳述測驗的研究[J]. 中國體育科技，2000，36（8）：3-5.

[18] 張鋒. 中學生時間管理自我監控量表的研究[J]. 心理科學，2007，30（3）：668-671.

[19] Hul，Bentler P M. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis： Conventional criteria ver-sus new alternatives[J]. Structural Equation Modeling，1999（6）：1-55.

[20] Steiger J H. Structure model evaluation and modifi-cation：An interval estimation approach[J]. Multivariate Behavioral Research，1990（25）：173-180.

[21] Bollen K A. Structural equations with latent va-riables[M]. New York：Wiley，1989：316.

[22] 方敏. 大學生鍛煉行為與高校體育教學改革的設想[J]. 四川體育科學，2001（1）：62-64.

[23] 羅炯，唐炎. 重慶市青少年課外體育鍛煉行為選擇與制約因素的關系[J]. 體育學刊，2011，18（6）：94-100.

[24] 張志杰，黃希庭，鳳四海，等. 青少年時間管理傾向相關因素的研究[J]. 心理科學，2001，24（6）：649-654.

[25] 唐世明. 時間管理與高復績效的相關性調研報告[J]. 寧波大學學報：教育科學版，2008，30（1）：40-43.

[26] 薛鋒. 大學生運動動機與鍛煉行為的關系——自我決定理論的視角[J]. 武漢體育學院學報，2010，44（6）：43-47.

[27] 褚躍德，靳文豪，王英春. 大學生鍛煉動機及其與鍛煉堅持性的關系[J]. 北京體育大學學報，2009，32（3）：85-86.