楊 琦

(洛陽(yáng)師范學(xué)院公共體育教研部， 河南洛陽(yáng) 471934)

0 引言

近年來(lái)， 我國(guó)青少年缺乏充足的體育鍛煉， 鍛煉意識(shí)薄弱， 青少年的體質(zhì)健康狀況不容樂(lè)觀. 2019年6月24日出臺(tái)的《國(guó)務(wù)院關(guān)于深化教育教學(xué)改革全面提高義務(wù)教育質(zhì)量的意見(jiàn)》提出強(qiáng)化體育鍛煉， 嚴(yán)格執(zhí)行體質(zhì)健康合格標(biāo)準(zhǔn)， 并要求開(kāi)足開(kāi)齊體育課[1]. 高校公共體育課作為培養(yǎng)大學(xué)生體育意識(shí)和建設(shè)校園體育文化的重要載體， 對(duì)于學(xué)生加強(qiáng)健康意識(shí)、 掌握運(yùn)動(dòng)技能、 踐行新時(shí)代體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)發(fā)揮著不可忽視的作用. 但是， 受“體育課是副課”這種傳統(tǒng)觀念的影響， 學(xué)生們對(duì)體育課的重視程度不高， 學(xué)習(xí)態(tài)度消極. 如何讓學(xué)生重視體育課， 端正學(xué)生體育課學(xué)習(xí)態(tài)度成為每位體育教師的共同目標(biāo).

自我效能感是個(gè)體對(duì)自己是否有能力完成某一行為所進(jìn)行的衡量與評(píng)估， 其結(jié)果又能調(diào)節(jié)人們對(duì)行為的選擇、 投入努力的大小， 并且決定其在特定任務(wù)中所表現(xiàn)出的能力[2]. 提高青少年對(duì)體育的自我效能感， 能有效提高其對(duì)體育的熱愛(ài)， 提升其對(duì)體育鍛煉的認(rèn)知， 促進(jìn)其自覺(jué)形成堅(jiān)持體育鍛煉的良好習(xí)慣. 自我效能感的概念最早是1977年美國(guó)著名心理學(xué)家班杜拉(Bandura)提出的， 而學(xué)業(yè)自我效能感是自我效能感理論中的一個(gè)重要分支， 是學(xué)生對(duì)自身應(yīng)付特定學(xué)業(yè)問(wèn)題的能力及從事相應(yīng)學(xué)習(xí)活動(dòng)可能達(dá)到的完善程度的評(píng)價(jià)[3]. 學(xué)業(yè)自我效能感反應(yīng)了學(xué)生學(xué)習(xí)的自信心， 決定了其努力學(xué)習(xí)的可能性. 劉慧娟研究了大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)態(tài)度的關(guān)系， 研究表明兩者關(guān)系成顯著正相關(guān)， 學(xué)業(yè)自我效能感能顯著正向預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)態(tài)度[4].

經(jīng)過(guò)文獻(xiàn)檢索， 學(xué)業(yè)自我效能感在數(shù)學(xué)、 物理、 英語(yǔ)等學(xué)科中都有相應(yīng)的研究， 研究調(diào)查對(duì)象也從中小學(xué)至高職、 大學(xué)院校， 但是應(yīng)用在高校公共體育課中的研究非常有限[5-7]. 高校公共體育課是以身體練習(xí)為主要手段促進(jìn)學(xué)生身心健康發(fā)展， 主要目的是學(xué)習(xí)運(yùn)動(dòng)技能、 培養(yǎng)學(xué)生日常鍛煉的習(xí)慣. 本研究探索非體育專(zhuān)業(yè)學(xué)生的體育學(xué)業(yè)自我效能感水平是否存在差異性， 并探討體育學(xué)業(yè)自我效能感與體育課學(xué)習(xí)態(tài)度的關(guān)系.

1 研究對(duì)象與研究方法

1.1 研究對(duì)象

本研究以非體育專(zhuān)業(yè)的高校本科生在公共體育課程的學(xué)習(xí)中學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)態(tài)度作為研究對(duì)象.

1.2 研究方法

1.2.1 文獻(xiàn)研究法

根據(jù)研究目的， 通過(guò)洛陽(yáng)師范學(xué)院圖書(shū)館、 中國(guó)知網(wǎng)等平臺(tái)查閱國(guó)內(nèi)有關(guān)體育學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)態(tài)度的期刊論文和著作， 為本研究的順利展開(kāi)提供了可靠的理論依據(jù).

1.2.2 問(wèn)卷調(diào)查法

通過(guò)分析， 選用Pintrich(1990)編制梁宇頌修訂的《學(xué)業(yè)自我效能感量表》[8]和王宏江編制的《中學(xué)生體育課學(xué)習(xí)態(tài)度量表》[9]， 這些量表都進(jìn)行過(guò)大規(guī)模的發(fā)放并進(jìn)行了驗(yàn)證， 具有代表性. 但是， 為了符合本文的研究對(duì)象和研究目的， 需對(duì)以上量表進(jìn)行適當(dāng)?shù)难a(bǔ)充和修改， 使其更加符合本研究的實(shí)際情況.

調(diào)查問(wèn)卷分為三個(gè)部分， 第一部分為調(diào)查對(duì)象的基本情況； 第二部分為體育學(xué)業(yè)自我效能感問(wèn)卷， 共19題； 第三部分為體育課學(xué)習(xí)態(tài)度問(wèn)卷， 共15題. 計(jì)分采用李克特五級(jí)量表， 分為“非常認(rèn)同”、 “基本認(rèn)同”、 “不確定”、 “基本不認(rèn)同”、 “非常不認(rèn)同”5個(gè)級(jí)別， 每個(gè)級(jí)別賦予的分值分別為5、 4、 3、 2、 1.

本研究選取洛陽(yáng)師范學(xué)院修讀公共體育課的420位學(xué)生作為調(diào)查對(duì)象， 回收問(wèn)卷398份， 回收率94.8%.

1.2.3 對(duì)比分析法

通過(guò)男女分組和每周運(yùn)動(dòng)次數(shù)分組進(jìn)行對(duì)比研究.

1.2.4 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法

運(yùn)用EXCEL辦公軟件、 SPSS 21.0和Amos 21.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析與處理.

2 研究結(jié)果與分析

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)回收的398份有效調(diào)查問(wèn)卷進(jìn)行整理. 從表1可以看出， 男生68人， 占17%； 女生330人， 占83%， 符合師范類(lèi)院校男女比例特點(diǎn). 洛陽(yáng)師范學(xué)院公共體育課僅針對(duì)大一大二學(xué)生， 大一學(xué)生191人， 占48%； 大二學(xué)生207人， 占52%. 每周運(yùn)動(dòng)0次學(xué)生18人， 占4.5%； 每周運(yùn)動(dòng)1～2次的學(xué)生263人， 占66%； 每周運(yùn)動(dòng)3次及3次以上的學(xué)生117人， 占29.3%.

表1 調(diào)查對(duì)象基本情況表

2.2 因子分析及模型構(gòu)建

2.2.1 體育學(xué)業(yè)自我效能感維度分析

對(duì)問(wèn)卷第二部分體育學(xué)業(yè)自我效能感問(wèn)卷所得數(shù)據(jù)進(jìn)行Bartlett球形檢驗(yàn)和KMO檢驗(yàn). KMO值為0.915， 近似卡方為3 025.313， P<0.01， 說(shuō)明球形假設(shè)被拒絕， 適合做因子分析.

以特征值為1為標(biāo)準(zhǔn)， 采用最大方差法旋轉(zhuǎn)進(jìn)行探索性因子分析. 抽取出3個(gè)公因子， 3個(gè)公因子的累計(jì)貢獻(xiàn)率為54.066%. 在人文社科類(lèi)研究中， 累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)50%以上即可達(dá)到可接受水平[10]. 第一個(gè)公因子含7道題， 貢獻(xiàn)率為20.886%， 內(nèi)容涉及“運(yùn)用技能”、 “分析錯(cuò)誤”、 “提升自我”、 “自我檢查”、 “練習(xí)動(dòng)作”等. 因此， 將第一個(gè)公因子命名為“行為自我效能感”； 第二個(gè)公因子含7道題， 貢獻(xiàn)率為18.87%， 內(nèi)容涉及“有信心取得好成績(jī)”、 “有解決困難的能力”、 “不懷疑自己能力”、 “能堅(jiān)持鍛煉”等. 因此， 將第二個(gè)公因子命名為“認(rèn)知自我效能感”； 第三個(gè)公因子含5道題， 貢獻(xiàn)率為14.31%， 內(nèi)容涉及“掌握課堂內(nèi)容”、 “完成技能”、 “課上認(rèn)真學(xué)習(xí)”、 “動(dòng)作協(xié)調(diào)優(yōu)美”等. 因此， 第三個(gè)公因子命名為“課堂表現(xiàn)自我效能感”. 體育學(xué)業(yè)自我效能感問(wèn)卷α系數(shù)為0.898， 三個(gè)公因子的α系數(shù)分別為0.844、 0.861、 0.756， 具有良好的信度.

采用最大似然法進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析. 經(jīng)過(guò)模型修正， 所得指標(biāo)為CMIN/DF=1.975， P=0.00， CFI=0.952， AGFI=0.904， GFI=0.927， RMSEA=0.050， 均達(dá)到可接受的擬合標(biāo)準(zhǔn)， 可以認(rèn)為體育學(xué)業(yè)自我效能感模型具有較好的構(gòu)想效度.

2.2.2 體育課學(xué)習(xí)態(tài)度維度分析

對(duì)問(wèn)卷第三部分體育課學(xué)習(xí)態(tài)度問(wèn)卷所得數(shù)據(jù)進(jìn)行Bartlett球形檢驗(yàn)和KMO檢驗(yàn). KMO值為0.931， 近似卡方為3710.708， P<0.01， 說(shuō)明球形假設(shè)被拒絕， 適合做因子分析.

以固定收取3個(gè)因子數(shù)量為標(biāo)準(zhǔn)， 采用最大方差法旋轉(zhuǎn)進(jìn)行探索性因子分析， 3個(gè)公因子的累計(jì)貢獻(xiàn)率為67.611%. 第一個(gè)公因子含6道題， 貢獻(xiàn)率為24.027%， 內(nèi)容涉及“增進(jìn)運(yùn)動(dòng)能力”、 “建立運(yùn)動(dòng)觀念”、 “增進(jìn)體適能”、 “避免運(yùn)動(dòng)傷害”、 “發(fā)展運(yùn)動(dòng)潛能”等. 因此， 將第一個(gè)公因子命名為“體育認(rèn)知”； 第二個(gè)公因子含5道題， 貢獻(xiàn)率為23.292%， 內(nèi)容涉及“體驗(yàn)運(yùn)動(dòng)樂(lè)趣”、 “增進(jìn)感情”、 “學(xué)習(xí)合作”、 “滿(mǎn)足需求”等. 因此， 將第二個(gè)公因子命名為“體育情感”； 第三個(gè)公因子含5道題， 貢獻(xiàn)率為20.29%， 內(nèi)容涉及“主動(dòng)回答問(wèn)題”、 “主動(dòng)示范動(dòng)作”、 “課外練習(xí)”、 等. 因此， 第三個(gè)公因子命名為“體育行為”. 體育課學(xué)習(xí)態(tài)度問(wèn)卷α系數(shù)為0.926， 三個(gè)公因子的α系數(shù)分別為0.854、 0.908、 0.852， 具有良好的信度.

采用最大似然法進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析. 經(jīng)過(guò)模型修正， 所得指標(biāo)為CMIN/DF=2.614， P=0.00， CFI=0.961， AGFI=0.906， GFI=0.930， RMSEA=0.064， 均達(dá)到可接受的擬合標(biāo)準(zhǔn)， 可以認(rèn)為體育課學(xué)習(xí)態(tài)度模型具有較好的構(gòu)想效度.

2.2.3 體育學(xué)業(yè)自我效能感與體育課學(xué)習(xí)態(tài)度的結(jié)構(gòu)模型構(gòu)建

圖1是體育學(xué)業(yè)自我效能感與體育課學(xué)習(xí)態(tài)度的結(jié)構(gòu)模型. 模型的CMIN/DF=2.228， P=0.00， CFI=0.908； AGFI=0.830； GFI=0.850； RMSEA=0.056， 基本達(dá)到了可接受的擬合標(biāo)準(zhǔn). 體育學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)體育課學(xué)習(xí)態(tài)度的關(guān)聯(lián)性結(jié)果表明， 標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.78， 顯著性水平P<0.01， 表示體育學(xué)業(yè)自我效能感正向影響體育課學(xué)習(xí)態(tài)度.

圖1 體育學(xué)業(yè)自我效能感與體育課堂習(xí)態(tài)度的結(jié)構(gòu)模型

2.3 分組對(duì)比分析

根據(jù)因子分析得到的維度， 以構(gòu)成各維度的問(wèn)卷題目計(jì)算均值和標(biāo)準(zhǔn)差. 體育學(xué)業(yè)自我效能感3個(gè)維度中， “行為自我效能感”為3.64±0.61， “認(rèn)知自我效能感”為3.61±0.665， “課堂表現(xiàn)自我效能感”為3.73±0.711， 屬于中等偏上； 體育課學(xué)習(xí)態(tài)度的3個(gè)維度中， “體育認(rèn)知”為4.19±0.531， “體育情感”為4.18±0.649， “體育行為”為3.55±0.806， 體育認(rèn)知和體育情感維度得分較高， 但是在體育行為上的態(tài)度得分偏低.

根據(jù)男女分組進(jìn)行T檢驗(yàn)， 所得結(jié)果如表2所示. 男生組6個(gè)維度的均值都高于女生組， 除了“課堂表現(xiàn)自我效能感”以外， 其他5個(gè)維度都存在顯著性差異.

根據(jù)每周運(yùn)動(dòng)次數(shù)分組進(jìn)行T檢驗(yàn)， 所得結(jié)果如表3所示. 每周運(yùn)動(dòng)3次及3次以上的學(xué)生在6個(gè)維度的均值都高于每周運(yùn)動(dòng)3次以下的學(xué)生， 除了“體育情感”以外， 其他5個(gè)維度都存在顯著性差異.

表2 男女分組T檢驗(yàn)

***： P<0.005

表3 每周運(yùn)動(dòng)次數(shù)分組T檢驗(yàn)

***： P<0.005； **<0.05

2.4 各維度間的相關(guān)性分析

將各個(gè)維度進(jìn)行相關(guān)分析， 如表4所示. 行為自我效能感與體育認(rèn)知、 體育情感、 體育行為相關(guān)系數(shù)依次為0.569、 0.542、 0.609， 其中與體育行為的相關(guān)性最高； 認(rèn)知自我效能感與體育認(rèn)知、 體育情感、 體育行為的相關(guān)系數(shù)依次為0.522、 0.496、 0.514. 這說(shuō)明學(xué)生行為自我效能感和認(rèn)知自我效能感越高， 對(duì)體育課認(rèn)知態(tài)度、 情感態(tài)度、 行為態(tài)度有積極的促進(jìn)作用. 值得注意的是， 課堂表現(xiàn)自我效能感與體育認(rèn)知、 體育情感、 體育行為的相關(guān)系數(shù)依次為0.370、 0.329、 0.294， 相關(guān)性較弱.

表4 體育學(xué)業(yè)自我效能感和體育課學(xué)習(xí)態(tài)度各維度相關(guān)性

**: 在0 .01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān).

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

(1)從學(xué)生對(duì)體育學(xué)業(yè)自我效能感的貢獻(xiàn)率來(lái)看， “行為自我效能感”貢獻(xiàn)率最高， 其次為“認(rèn)知自我效能感”， “課堂表現(xiàn)自我效能感”貢獻(xiàn)最小. 這三個(gè)維度得分均值基本上中等偏上， “課堂表現(xiàn)自我效能感”得分最高， “認(rèn)知自我效能感”得分最低. 在對(duì)比研究中， “行為自我效能感”和“認(rèn)知自我效能感”存在性別差異， 男生得分顯著高于女生； “行為自我效能感”、 “認(rèn)知自我效能感”和“課堂表現(xiàn)自我效能感”存在運(yùn)動(dòng)頻率差異， 每周運(yùn)動(dòng)3次及以上的學(xué)生得分顯著高于每周運(yùn)動(dòng)3次以下的學(xué)生.

(2)從學(xué)生對(duì)體育課學(xué)習(xí)態(tài)度的貢獻(xiàn)率來(lái)看， “體育認(rèn)知”貢獻(xiàn)率最高， 其次為“體育情感”， “體育行為”貢獻(xiàn)最小. 這三個(gè)維度中“體育認(rèn)知”和“體育情感”得分均值超過(guò)4分， “體育行為”的得分最低. 在對(duì)比研究中， “體育認(rèn)知”、 “體育情感”、 “體育行為”均存在性別差異， 男生得分顯著高于女生； “體育認(rèn)知”和“體育行為”存在運(yùn)動(dòng)頻率差異， 每周運(yùn)動(dòng)3次及3次以上的學(xué)生得分顯著高于每周運(yùn)動(dòng)3次以下的學(xué)生.

(3)學(xué)生的體育學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)體育課學(xué)習(xí)態(tài)度存在顯著的正影響效應(yīng). 回歸路徑標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.78， 顯著性水平P<0.01， 而且體育學(xué)業(yè)自我效能感各維度和體育課學(xué)習(xí)態(tài)度各維度彼此均存在顯著的正相關(guān). 但是， 體育學(xué)業(yè)自我效能感中的課堂表現(xiàn)自我效能感與體育課學(xué)習(xí)態(tài)度的各維度相關(guān)性較弱， 說(shuō)明學(xué)生在課堂表現(xiàn)自我效能感對(duì)體育課認(rèn)知態(tài)度、 情感態(tài)度、 行為態(tài)度的影響較小.

3.2 建議

洛陽(yáng)師范學(xué)院女生人數(shù)遠(yuǎn)大于男生， 在實(shí)際公共體育課堂教學(xué)中應(yīng)注意以下幾點(diǎn)： (1)男女生課堂表現(xiàn)自我效能感相當(dāng)， 授課中應(yīng)盡量避免性別差異化， 在技能學(xué)習(xí)、 課堂練習(xí)等過(guò)程中應(yīng)平等對(duì)待男女生. (2)男生對(duì)體育課學(xué)習(xí)態(tài)度更積極， 授課中應(yīng)讓女生能更多地了解體育運(yùn)動(dòng)的益處， 多組織團(tuán)隊(duì)運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目， 使女生通過(guò)團(tuán)隊(duì)合作更多地體驗(yàn)到運(yùn)動(dòng)樂(lè)趣并增進(jìn)友情. (3)僅僅提高課堂表現(xiàn)自我效能感并不能更好地影響學(xué)生對(duì)體育課的學(xué)習(xí)態(tài)度， 體育教師不能只關(guān)注于課堂之上， 應(yīng)更多地關(guān)注學(xué)生課外活動(dòng)， 引導(dǎo)、 鼓勵(lì)女生堅(jiān)持參加各種課外體育運(yùn)動(dòng)， 了解更多的體育知識(shí)和運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目， 并親身體驗(yàn)運(yùn)動(dòng)樂(lè)趣、 獲取勝利的喜悅和成功的經(jīng)驗(yàn)， 提高體育學(xué)業(yè)自我效能感， 從而積極影響對(duì)體育課的學(xué)習(xí)態(tài)度.