體育學習情境下目標定向對小學生自我效能感的影響：運動成就動機的中介作用

王 悅

（武漢市吳家山第四小學 體育教研室，湖北 武漢430040）

1977年美國心理學家班杜拉（Albert Bandura）開創性地提出了自我效能感（self-efficacy）這一概念。Bandura 指出，自我效能感是指個體在執行某一行為前對自己能夠在什么水平上完成該行為活動所具有的能力判斷，信念或主體自我把握與感受［1］。即個體對自己能否利用所擁有的技能去完成特定任務或行為自信程度的評價［2］。近年來，很多專家和學者從積極心理學的角度，將自我效能感應用到心理健康領域，以此來反映不同人群的心理健康狀況。國內外的許多研究表明：一般自我效能感比較好的學生，他們的心理健康狀況也相應地較好，而這一觀點同樣得到國內學者唐玉忠和燕晉峰的證實［3］。在梳理自我效能感的關系研究中，不難發現，自我效能感是學習理論研究領域的一個重要變量。楊學文研究表明成就目標定向是學業自我效能感與學習策略的中介變量［4］。姚景，劉旭等研究表明初中生成就目標通過學業自我效能感間接影響考試焦慮情緒［5］。吳霜研究表明初中生學業自我效能感透過成就目標定向間接影響學業情緒［6］。文獻回顧表明，成就目標定向與自我效能感存在緊密的聯系，因此本文提出假設H1：小學生運動成就目標定向正向預測自我效能感。

在教育學和心理學領域中，成就動機作為重要的研究方向和研究內容而受到專家和學者們的廣泛關注和重視。成就動機最早是由Murray 在1938年提出的，它是指人們在完成任務時力求獲得成功的內部動因，即一個人對自己認為重要或有價值的工作，不但愿意去做，而且能夠達到完美地步的一種內在推動力量［7］。Atkinson 認為成就動機理論分為兩個傾向，一是追求成功動機（MS），表現為趨向目標的行為；二是避免失敗的動機（MF），表現為避免預料到的失敗結果，當一個人面臨任務時，這兩種動機通常是同時起作用，如果一個人追求成功的動機高于避免失敗的動機，那么這個人將努力追求特定的目標；反之，他會去選擇減少失敗機會的目標，當這兩種動機力量勢均力敵時，個體便會感受到心理沖突的痛苦，因此，每個人的成就行為最終要受到這兩種動機的綜合作用所決定的［8］。

20 世紀80年代，Dweck 以能力歸因理論為基礎，結合當時社會認知觀點的最新成果提出了成就目標理論。Nicholls 認為，在成就情境中目標定向理論有兩種主要的目標取向，分別是任務目標定向和自我目標定向［9］。成就目標定向作為成就動機理論派生的一個分支，發展至今已形成了相當完善的理論系統。該理論認為在成就活動中，當個體被認為是任務取向者時，其由能力知覺與活動類型引起的成功感覺是以自己作為參照標準，其目標的組成是以發展個人技巧獲得洞察力，掌握知識為內容，這樣類型的人認為在成就情境中成功，必須通過努力學習，充分理解所學知識以及與同伴合作才能取得成功；當個體被認為是自我取向者時，其中心是放在顯示超長能力上，他們對自己的能力判斷，是以社會比較作為參照標準的，這類人主觀界定成功的最終根源是在競爭中用更少的努力去打敗對手或超越對手［10］。梳理文獻發現，成就目標定向與成就動機存在千絲萬縷的關系，主要表現為個體將自認為有價值的事情設置為目標，從而激發出為之努力奮斗的行為動機，目標是引發行為動機的直接誘因，因此本研究提出假設H2：運動成就動機在小學生成就目標定向和自我效能感之間起中介作用。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

本研究選取武漢市380 名小學生作為調查樣本，共發放380 份問卷，收回問卷340 份，回收率為89.5%，剔除有明顯矛盾答案的問卷、有3個以上遺漏題目的問卷、有明顯偏好的問卷，最終有效問卷共314 份，其中，男性160 人（51%），女性154 人（49%）；8 歲91 人（29%），9～10 歲133 人（42.4%），11～12 歲90 人（28.7%）；小學低年段109 人（34.7%），小學中年段129 人（41.1%），小學高年段76 人（24.2%）；運動項目涉及冰球、游泳、跳繩、足球、滑板、滑冰、乒乓球、武術、羽毛球、跆拳道、踢毽子等。

1.2 研究工具

1.2.1 成就目標定向

采用陳堅、姒剛彥（1998）翻譯成中文的《運動中任務定向和自我定向問卷》（TEOSQ）。該問卷包括目標任務定向和自我目標定向兩個維度，共13個題項，其中任務定向問題為1，3，5，7，9，11，13 題； 自我定向問題為2，4，6，8，10，12 題，采用Likert5 點評分法。本研究對該問卷進行信度和效度檢驗，結果表明：任務目標定向分量表的a 系數為0.763，自我目標定向分量表的a 系數為0.744；KMO=0.858，Bartlett 球形度檢驗為1094.980，適合做因子分析； 驗證性因素分析結果為:CMIN/DF =3.457，RMSEA =0.089，SRMR =0.0676，GFI =0.901，AGFI=0.859，CFI=0.848，IFI=0.850，說明該問卷具有較好的信度和效度。

1.2.2 自我效能感

自我效能感問卷最早可追溯到1981年Schwarzer 編制的一般自我效能感量表（GSES）。1995年該量表被翻譯成中文，多年研究經驗表明此量表同樣適用于我國的學生，整個量表共有10 題，采用Likert5 點評分法。對本問卷進行信度和效度檢驗，結果表明問卷的Cronbach's a 系數為0.817；KMO=0.867，Bartlett 球形度檢驗為764.897，適合做因子分析；驗證性因素分析結果為:CMIN/DF=3.351，RMSEA=0.087，SRMR=0.0598，GFI=0.923，AGFI=0.879，CFI=0.887，IFI=0.889，說明該問卷具有較好的信度和效度。

1.2.3 運動成就動機

采用楊勇（2008）修訂的《運動成就動機量表》，修訂后的量表包括追求成功動機和避免失敗動機兩個維度，共23個題目，其中追求成功分量表13 題，避免失敗分量表10 題，采用Likert5 點評分法。本研究對該問卷進行信度和效度檢驗，結果表明：追求成功動機分量表的a 系數為0.789，避免失敗動機分量表的a 系數為0.843；KMO=8.854，Bartlett 球形度檢驗為1800.788，適合做因子分析； 驗證性因素分析結果為:CMIN/DF=1.575，RMSEA=0.043，SRMR=0.0529，GFI=0.909，AGFI=0.890，CFI=0.918，IFI=0.919，說明該問卷具有較好的信度和效度。

1.3 研究方法

采用SPSS20.0 和Amos24.0 對數據進行分析，統計方法包括描述性統計、相關分析、回歸分析和結構方程模型分析。

2 研究結果

2.1 研究變量的描述性統計及相關分析

表1 研究變量的描述性統計及相關分析

采用Spearman 相關分析考察成就目標定向（任務目標定向、自我目標定向）、運動成就動機（追求成功動機、避免失敗動機）和自我效能感的相關系數，如表1 所示。追求成功動機與避免失敗動機在0.05 水平上負相關，而與任務目標定向、自我目標定向和自我效能感在0.01 水平上正相關； 避免失敗動機與任務目標定向在0.01 水平上負相關； 任務目標定向與自我目標定向、自我效能感在0.01 水平上正相關；自我目標定向與自我效能感在0.01 水平上的正相關。研究變量之間中度以上的相關為本研究的中介效應檢驗提供了前提條件。

2.2 成就目標定向對自我效能感的回歸分析

以小學生成就目標定向為自變量，自我效能感為因變量，采用進入法進行回歸分析。如表2 所示：在控制了其它變量之后，任務目標定向能夠獨立的顯著正向預測自我效能感 （B=0.610，p<0.001）；自我目標定向也可以獨立的顯著正向預測自我效能感（B=0.331，p<0.001）。然而，比較β 值可以發現，任務目標定向比自我目標定向對自我效能感的影響更顯著（0.551>0.390）。研究假設H1 得到驗證。

表2 成就目標定向對自我效能感的回歸分析

2.3 運動成就動機的中介效應檢驗

2.3.1 避免失敗動機的中介效果檢驗

運動成就動機包括追求成功動機和避免失敗動機兩個維度，本研究首先以避免失敗動機為中介變量，用Amos24.0 檢驗小學生運動成就目標定向透過避免失敗動機對自我效能感的影響，如表3 所示。避免失敗動機在運動成就目標對自我效能感的中介效果檢驗中，中介效果不顯著。

2.3.2 追求成功動機的中介效果檢驗

表3 避免失敗動機在成就目標定向和自我效能感之間的中介效應檢驗

成就目標定向包含兩個維度，分別是自我目標定向和任務目標定向。以追求成功動機為中介變量，用Amos24.0 軟件建立結構方程模型，檢驗追求成功動機在運動成就目標定向和自我效能感之間的中介作用。

首先，建立以自我目標定向為預測變量，自我效能感為結果變量，追求成功動機為中介變量的結構方程模型，見圖1。由圖1 可知，CMIN/DF=1.810，小于5 為好；RMSEA=0.051，小于臨 界 值0.08；SRMR=0.0572，GFI=0.868，AGFI=0.847，CFI=0.859，IFI=0.861，說明模型擬合度尚可接受。

圖1 結構方程模型以及擬合度指標

對圖1 中模型的數據結果進行分析如表4 所示，自我目標定向對自我效能感的總效應為0.323，間接效果為0.168，直接效果為0.155，Z 值均大于1.96，且95%的置信區間均顯著，因此，追求成功動機在自我目標定向和自我效能感之間起到部分中介作用。

其次，建立以任務目標定向為預測變量，自我效能感為結果變量，追求成功動機為中介變量的結構方程模型，見圖2。由圖2 可知，CMIN/DF=1.764，小于5 為好；RMSEA=0.049，小于臨 界 值0.08；SRMR=0.0569，GFI=0.870，AGFI=0.849，CFI=0.863，IFI=0.865，說明模型擬合度尚可接受。

圖2 結構方程模型以及擬合度指標

對圖2 中模型的數據結果進行分析如表5 所示，可知任務目標定向對自我效能感的總效應為0.844，間接效果為0.254，直接效果為0.589，Z 值均大于1.96，且95%的置信區間均顯著，因此，追求成功動機在任務目標定向和自我效能感之間起到部分中介作用，假設H2 得到驗證。

3 討論

3.1 成就目標定向對自我效能感的直接作用

表4 追求成功動機在自我目標定向和自我效能感之間的中介效應檢驗

表5 追求成功動機在任務目標定向和自我效能感之間的中介效應檢驗

小學生運動成就目標定向能顯著地正向預測自我效能感，這與馮靜和聶強（2011）的研究結果一致。這一結果表明，小學生樹立明確的運動目標，能夠顯著提高他們對自己的正面評價，從而增強他們的自信心，調動他們參與運動的熱情和積極性。

除此之外，本研究發現，任務目標定向比自我目標定向對自我效能感的影響更顯著。如表2 所示，任務目標定向能顯著地正向預測自我效能感，預測變異數為55.1%，而自我目標定向也能顯著地正向預測自我效能感，預測變異數為39.0%，這一結果表明小學生樹立任務目標定向比自我目標定向更能達到提高自我效能感的目的，這與以往的研究結果比較一致。張力為、毛志雄研究表明任務定向是一種積極、主動和比較理想的目標定向狀態，當個體為任務目標定向者時，是以發展個人技能、掌握所學知識為主要目的，而自我定向是一種消極、脆弱、容易導致個體適應不良的目標定向狀態，當個體為自我目標定向者時，其主要精力是放在顯示超常能力上，這類人主觀成功的最終根源是在競爭中能用更少的努力打敗或超越對手［11］。當小學生樹立任務目標定向時，小學生會把更多的注意力集中在提高自己的運動技能和掌握的運動知識和技巧上，因此自信心水平提升，自我效能感就越高，任務目標定向對自我效能感的正向預測作用就越強。而當小學生持自我目標定向時，無形中會把更多的注意力放在付出更少的努力以達到超越他人的目的，但是由于自身真實的運動技能不夠扎實，真實的運動本領不夠過硬，導致他們的自信心水平有所上升，但后勁不足。由此可見，任務目標定向更有利于學生對自身的運動水平和運動技能做出正確合理的自我評價，從而促進其自我效能感的提升。

3.2 運動成就動機的中介作用

運動成就動機包括追求成功動機和避免失敗動機兩個維度，數據分析表明，避免失敗動機在運動成就目標定向和自我效能感之間沒有中介效應； 而追求成功動機在運動成就目標定向和自我效能感之間具有部分中介效應，這在一定程度上也進一步表明了小學生樹立明確的運動成就目標，能夠激發學生追求成功的內部動因和信仰，從而更好地提高學生對自我完成任務的正向評價和主觀判斷，增強小學生努力達成運動目標的自信心水平。

如表4 所示，追求成功動機在自我目標定向和自我效能感之間具有顯著的中介作用，中介效應占總效應的52.01%；如表5 所示，追求成功動機在任務目標定向和自我效能感之間也具有部分中介作用，中介效應占總效應的30.10%，由此可見，追求成功動機在自我目標定向和自我效能感之間的中介效應比在任務定向和自我效能感之間的中介效應更顯著。這一結果表明，當小學生持自我目標定向者時，可以通過增強小學生的追求成功動機，以此顯著提高小學生的自我效能感。

4 結論

1）小學生成就目標定向能顯著正向預測自我效能感。任務目標定向比自我目標定向對自我效能感的預測作用更顯著。

2）避免失敗動機在成就目標定向和自我效能感之間的中介效果不顯著； 而追求成功動機在小學生成就目標定向和自我效能感之間起部分中介作用。其中，追求成功動機在自我目標定向和自我效能感之間的中介效應比在任務定向和自我效能感之間的中介效應更顯著。

3）本研究構建的中介效應模型較好地解釋了小學生運動成就動機的發生機制。研究結果表明，樹立明確的運動目標可以增強小學生追求成功動機水平和自信心水平，從而提高小學生的自我效能感。