態度、動機與自我效能感對大學生體育參與的影響研究

滕忠紅

（安徽工程大學 體育學院，安徽 蕪湖 241000）

體育參與關系大學生的身心和諧發展，提高大學生的體育參與水平是實施素質教育和培養全面發展人才的必要條件和重要途徑，更關系到國家民族的興衰和未來.黨和政府高度重視大學生的健康成長和高校體育工作，然而權威調研顯示，我國大學生的體質健康狀況令人擔憂、體育參與明顯不足.

越來越多的研究者開始關注體育參與活動的決定因素.體育參與態度因素間接預測了體育參與活動[1]，Davison[2]等的研究表明滿意度與體育參與有顯著的正相關關系；Isoahola[1]等的研究發現無聊與體育參與的動機、態度和滿意度之間存在負相關關系；而潘志賢[3]等的研究則發現男生對體育活動的態度明顯好于女生，男生參與體育活動頻度明顯高于女生，說明大學生的體育參與態度和體育參與行為之間并不存在一致性.體育參與動機也被認為是預測身體活動參與相關體育行為的最重要的因素[4].Alexandris[5]等提出了約束——動機——行為的關系模型，認為體育參與的內在動機與體育參與行為之間具有很強的正向關系，這一研究結論為眾多的研究所證明；但孫曉強[6]的研究則發現，內在動機與體育參與行為之間并沒有顯著的關系.自我效能感是指個體對自己的能力的感覺與判斷，認為自己有能力管理行為過程并達到預期的目的.自我效能感對女大學生余暇體育的正向影響顯著[7].Hagger等的研究結果表明，自我效能感和體育活動參與之間存在溫和的相關性.Armitage[8]等的研究認為，自我效能感是體育參與行為的重要預測因素；Brawley[9]等的研究發現自我效能能夠解釋個體體育參與活動3%～25%的差異；Dzewaltowski[10]的研究發現，體育參與行為與體育參與態度和自我效能感之間的相關系數分別為0.18和0.34，體育參與態度和自我效能感對體育參與行為產生了積極影響.

從已有的研究來看，對青少年體育參與的研究較多地關注單一變量、兩個變量之間的關系或人口統計學相關變量與體育參與行為的相關性.基于Ajzen[11]提出的計劃行為理論和Bandura[12]提出的自我效能感理論，探討大學生的體育參與態度、動機、自我效能感與體育參與頻次和強度之間的關系.研究有助于從實證角度檢驗多維的心理因素對大學生體育參與行為的影響.

1 研究方法

1.1 調查對象

采用隨機分層抽樣方法，在安徽省的10所本科院校隨機選取1 200名本科生為調查對象，剔除部分無效樣本，最終有效樣本數為1 056.男女生比例分別為52.46%和47.54%，各年級學生的比例分別為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）.由于調查的時間為12月底，為保證不同年級大學生統計口徑的一致性和避免季節性變化產生的干擾，對體育參與行為的統計時間統一為10～12月.問卷調查結束后，再次隨機抽取了50名大學生進行了再測，兩次測量的信度為R=0.93，P＜0.01，說明調查結果既有高度的穩定性和一致性.調查問卷的主要問題包括大學生的個人背景信息、體育參與態度量表、體育參與動機量表、體育參與自我效能感量表以及體育參與活動量表.

1.2 研究量表

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

（2）體育參與動機量表.測量體育參與動機的量表采用Pelletier等在1995年發展的SMS（Sports Motivation Scale）量表[15].該量表原始問題包括28個，包括測量內在動機的問題選項有12個（包括獲取知識、體驗快樂、技能發展、完成任務等），用于測量外在動機的問題選項有12項（外在調節、內投和同一化），用于測量無激勵動機的問題選項4個.研究在查閱相關中文文獻的基礎上對其進行了修正，最終的量表也為5級Likert評分量表，包括10個選項.對該量表的信度效度檢驗結果表明，其與原英文量表相關系數為0.75，克隆巴赫系數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，并對其進行了適當的本土化改造，具體包括10個問題用來衡量大學生體育參與的自我效能感，其中6個問題用來衡量自我效能的內部方面，4個問題用來側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Likert量表的項目范圍為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最符合自己情況的答案.對該量表的信度效度檢驗結果表明，其與原英文量表的相關系數為0.72，克隆巴赫系數Cronbach’sα=0.86，說明修正后的量表具有良好的信度效度.

（4）體育參與活動量表.在本研究中，體育參與活動被定義為參與某些體育活動的頻率以及體育活動參與的程度.參加體育活動的頻率是在過去三個月內受訪者平均每周參與體育活動的次數.體育活動參與的程度通過修改和減少由Ragheb[4]等開發的體育參與量表來衡量，總共包括10個選項來評估體育參與的程度.這些選項包括“我經常參與體育鍛煉活動”“我將購買體育運動的商品和設備作為我的支出計劃”等，被訪者被要求對每個選項進行5級Likert量評分.對該量表的信度效度檢驗結果表明，其與原英文量表相關系數為0.74，克隆巴赫系數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 研究結果

2.1 數據統計與處理

所有數據通過STATA14.0軟件進行處理.首先利用多變量分析來檢驗研究變量之間的可能關系，通過Pearson相關統計量分析因變量和自變量之間的相互關系；然后通過多元回歸分析體育參與態度、體育參與動機和體育參與自我效能感對體育參與頻次和程度的影響.

2.2 描述性統計

描述性統計的結果由表1所示.由表1可知，樣本大學生的體育參與頻次平均每周為1.26次，樣本大學生體育參與的頻次差異較大，最多的每周參與體育活動7次，最小的為0次；從體育參與程度來看，樣本大學生的體育參與處于中等水平，但個體之間的差異也較大，最大的得分為50，最小的得分為10；樣本大學生的體育參與態度較好，均值為42.78；樣本大學生的體育參與動機處于中等水平，其均值接近中位數；但樣本大學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.

表1 描述性統計

2.3 統計分析結果

首先通過Pearson相關分析樣本大學生的體育參與態度、動機、自我效能感、體育參與頻率和體育參與程度之間的關系，Pearson雙側相關系數如表2所示.由表2可知，體育參與態度、動機、自我效能感對體育參與頻率和體育參與程度均具有顯著的正向相關關系，相關系數的值位于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最密切，體育活動休閑態度與參與休閑體力活動頻率之間的相關性被認為是最低的，而體育活動的參與動機與體育活動的參與程度之間的相關性最高.

表2 Pearson雙側相關系數

然后通過多元回歸分析，確定每個獨立變量（體育參與態度、動機和身體活動的自我效能）對因變量（體育活動參與的頻率和程度）的影響.動機、自我效能感、態度對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機被認為是體育參與頻率的重要預測因素.體育參與的動機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.從系數來看，體育參與的動機是體育參與頻次最重要的影響因素，系數為0.278，且在1%的水平上顯著.體育參與的態度對體育參與的頻次影響不顯著，說明大學生體育參與行為存在“言行不一”的現象，部分大學生良好的體育參與態度并沒有被激活為體育參與行為，態度并不是具體行為的良好預測因素.Mori[17]也指出，態度與行為之間的聯系往往很弱，由于外部條件限制或態度本身是從眾的，導致個人往往不采取與態度一致的行動.

表3 動機、自我效能感、態度對體育參與頻次的影響

動機、自我效能感、態度對體育參與程度的影響如表4所示.由表4可知，體育參與態度、自我效能和身體活動動機顯著地解釋了體育活動參與程度的差異34.27%（Adj.R2=0.3427）.回歸系數表明，體育參與的自我效能感對模型的體育參與程度的影響最大，系數為0.921.Bandura[18]認為，自我效能應該反映出一個人在面對突出的障礙和促進條件時對他/她執行某種行為的信心的評價.據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力，那么他或她的表現的主要決定因素是自我效能.本科生對自身活動的自我效能的較高信念影響了他/她參與體育活動，這個結果得到其他相關研究的支持，例如，Feltz[19]的研究就發現自我效能是成為長期鍛煉和維持實踐的主要動力之一.次要的貢獻來自體育參與的動機，系數為0.421，說明體育活動的動機也是對大學本科生參加體育活動頻率和程度產生重要影響的因素.

表4 動機、自我效能感、態度對體育參與程度的影響

3 結論與對策

研究結果表明，對體育參與較高的自我效能感和動機可能會增加本科生的參與體育活動的頻率和程度.換句話說，他們對身體活動的自我效能的信念越高，參與體育活動就越頻繁，即在相關活動中通過強化體育參與的自我效能來促進體育參與行為會更加有效.同樣，對體育參與較高的動機，大學本科生參與體育活動的頻率和程度也越高，說明大學生體育參與動機與參與行為之間存在一種很強的正向關系.

大學管理者應該考慮相關體育課程設置和體育參與干預措施如何激發學生體育參與動機和提高學生體育參與的自我效能感.這樣不僅有助于提高大學生體育參與率，而且有助于實現本科生的體育活動參與滿意度和心理健康[14].具體來說，可以采取以下措施：一是教師在教學過程中應該采取差異化的教學方法和標準，由于個體身體素質和運動能力的差異，表現差的學生可能會感覺到力不從心，從而降低體育參與自我效能感.教師在體育教學中，要摸清學生的個體差異，針對不同學生采取不同的教學方法，誘導學生積極的體育參與情緒.二是合理利用動機遷移，培養學生的體育參與動機.部分同學對一些速度、力量和耐力要求較高的運動項目可能缺乏興趣，而對趣味性、實用性較強的體育項目較感興趣，學校體育管理者應該增加此類課程的開設，滿足學生的選課需求，體育教師在體育教學過程中也應該將兩類運動項目有效地結合起來，培養學生體育參與的興趣和動機.三是發展體育俱樂部，形式各樣的體育俱樂部能夠滿足大學生的好奇心，增強大學生的歸屬感，提高體育參與的內部動機[20]，從而提高大學生的體育參與水平.