高校公共體育課學生學業(yè)自我效能感對學習態(tài)度的影響研究—以洛陽師范學院為例

楊 琦

(洛陽師范學院公共體育教研部， 河南洛陽 471934)

0 引言

近年來， 我國青少年缺乏充足的體育鍛煉， 鍛煉意識薄弱， 青少年的體質(zhì)健康狀況不容樂觀. 2019年6月24日出臺的《國務院關于深化教育教學改革全面提高義務教育質(zhì)量的意見》提出強化體育鍛煉， 嚴格執(zhí)行體質(zhì)健康合格標準， 并要求開足開齊體育課[1]. 高校公共體育課作為培養(yǎng)大學生體育意識和建設校園體育文化的重要載體， 對于學生加強健康意識、 掌握運動技能、 踐行新時代體質(zhì)健康標準發(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， 學生們對體育課的重視程度不高， 學習態(tài)度消極. 如何讓學生重視體育課， 端正學生體育課學習態(tài)度成為每位體育教師的共同目標.

自我效能感是個體對自己是否有能力完成某一行為所進行的衡量與評估， 其結(jié)果又能調(diào)節(jié)人們對行為的選擇、 投入努力的大小， 并且決定其在特定任務中所表現(xiàn)出的能力[2]. 提高青少年對體育的自我效能感， 能有效提高其對體育的熱愛， 提升其對體育鍛煉的認知， 促進其自覺形成堅持體育鍛煉的良好習慣. 自我效能感的概念最早是1977年美國著名心理學家班杜拉(Bandura)提出的， 而學業(yè)自我效能感是自我效能感理論中的一個重要分支， 是學生對自身應付特定學業(yè)問題的能力及從事相應學習活動可能達到的完善程度的評價[3]. 學業(yè)自我效能感反應了學生學習的自信心， 決定了其努力學習的可能性. 劉慧娟研究了大學生學業(yè)自我效能感與學習態(tài)度的關系， 研究表明兩者關系成顯著正相關， 學業(yè)自我效能感能顯著正向預測學習態(tài)度[4].

經(jīng)過文獻檢索， 學業(yè)自我效能感在數(shù)學、 物理、 英語等學科中都有相應的研究， 研究調(diào)查對象也從中小學至高職、 大學院校， 但是應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為主要手段促進學生身心健康發(fā)展， 主要目的是學習運動技能、 培養(yǎng)學生日常鍛煉的習慣. 本研究探索非體育專業(yè)學生的體育學業(yè)自我效能感水平是否存在差異性， 并探討體育學業(yè)自我效能感與體育課學習態(tài)度的關系.

1 研究對象與研究方法

1.1 研究對象

本研究以非體育專業(yè)的高校本科生在公共體育課程的學習中學業(yè)自我效能感與學習態(tài)度作為研究對象.

1.2 研究方法

1.2.1 文獻研究法

根據(jù)研究目的， 通過洛陽師范學院圖書館、 中國知網(wǎng)等平臺查閱國內(nèi)有關體育學業(yè)自我效能感和學習態(tài)度的期刊論文和著作， 為本研究的順利展開提供了可靠的理論依據(jù).

1.2.2 問卷調(diào)查法

通過分析， 選用Pintrich(1990)編制梁宇頌修訂的《學業(yè)自我效能感量表》[8]和王宏江編制的《中學生體育課學習態(tài)度量表》[9]， 這些量表都進行過大規(guī)模的發(fā)放并進行了驗證， 具有代表性. 但是， 為了符合本文的研究對象和研究目的， 需對以上量表進行適當?shù)难a充和修改， 使其更加符合本研究的實際情況.

調(diào)查問卷分為三個部分， 第一部分為調(diào)查對象的基本情況； 第二部分為體育學業(yè)自我效能感問卷， 共19題； 第三部分為體育課學習態(tài)度問卷， 共15題. 計分采用李克特五級量表， 分為“非常認同”、 “基本認同”、 “不確定”、 “基本不認同”、 “非常不認同”5個級別， 每個級別賦予的分值分別為5、 4、 3、 2、 1.

本研究選取洛陽師范學院修讀公共體育課的420位學生作為調(diào)查對象， 回收問卷398份， 回收率94.8%.

1.2.3 對比分析法

通過男女分組和每周運動次數(shù)分組進行對比研究.

1.2.4 數(shù)理統(tǒng)計法

運用EXCEL辦公軟件、 SPSS 21.0和Amos 21.0統(tǒng)計軟件對收集的數(shù)據(jù)進行分析與處理.

2 研究結(jié)果與分析

2.1 描述性統(tǒng)計分析

對回收的398份有效調(diào)查問卷進行整理. 從表1可以看出， 男生68人， 占17%； 女生330人， 占83%， 符合師范類院校男女比例特點. 洛陽師范學院公共體育課僅針對大一大二學生， 大一學生191人， 占48%； 大二學生207人， 占52%. 每周運動0次學生18人， 占4.5%； 每周運動1～2次的學生263人， 占66%； 每周運動3次及3次以上的學生117人， 占29.3%.

表1 調(diào)查對象基本情況表

2.2 因子分析及模型構(gòu)建

2.2.1 體育學業(yè)自我效能感維度分析

對問卷第二部分體育學業(yè)自我效能感問卷所得數(shù)據(jù)進行Bartlett球形檢驗和KMO檢驗. KMO值為0.915， 近似卡方為3 025.313， P<0.01， 說明球形假設被拒絕， 適合做因子分析.

以特征值為1為標準， 采用最大方差法旋轉(zhuǎn)進行探索性因子分析. 抽取出3個公因子， 3個公因子的累計貢獻率為54.066%. 在人文社科類研究中， 累計貢獻率達50%以上即可達到可接受水平[10]. 第一個公因子含7道題， 貢獻率為20.886%， 內(nèi)容涉及“運用技能”、 “分析錯誤”、 “提升自我”、 “自我檢查”、 “練習動作”等. 因此， 將第一個公因子命名為“行為自我效能感”； 第二個公因子含7道題， 貢獻率為18.87%， 內(nèi)容涉及“有信心取得好成績”、 “有解決困難的能力”、 “不懷疑自己能力”、 “能堅持鍛煉”等. 因此， 將第二個公因子命名為“認知自我效能感”； 第三個公因子含5道題， 貢獻率為14.31%， 內(nèi)容涉及“掌握課堂內(nèi)容”、 “完成技能”、 “課上認真學習”、 “動作協(xié)調(diào)優(yōu)美”等. 因此， 第三個公因子命名為“課堂表現(xiàn)自我效能感”. 體育學業(yè)自我效能感問卷α系數(shù)為0.898， 三個公因子的α系數(shù)分別為0.844、 0.861、 0.756， 具有良好的信度.

采用最大似然法進行驗證性因子分析. 經(jīng)過模型修正， 所得指標為CMIN/DF=1.975， P=0.00， CFI=0.952， AGFI=0.904， GFI=0.927， RMSEA=0.050， 均達到可接受的擬合標準， 可以認為體育學業(yè)自我效能感模型具有較好的構(gòu)想效度.

2.2.2 體育課學習態(tài)度維度分析

對問卷第三部分體育課學習態(tài)度問卷所得數(shù)據(jù)進行Bartlett球形檢驗和KMO檢驗. KMO值為0.931， 近似卡方為3710.708， P<0.01， 說明球形假設被拒絕， 適合做因子分析.

以固定收取3個因子數(shù)量為標準， 采用最大方差法旋轉(zhuǎn)進行探索性因子分析， 3個公因子的累計貢獻率為67.611%. 第一個公因子含6道題， 貢獻率為24.027%， 內(nèi)容涉及“增進運動能力”、 “建立運動觀念”、 “增進體適能”、 “避免運動傷害”、 “發(fā)展運動潛能”等. 因此， 將第一個公因子命名為“體育認知”； 第二個公因子含5道題， 貢獻率為23.292%， 內(nèi)容涉及“體驗運動樂趣”、 “增進感情”、 “學習合作”、 “滿足需求”等. 因此， 將第二個公因子命名為“體育情感”； 第三個公因子含5道題， 貢獻率為20.29%， 內(nèi)容涉及“主動回答問題”、 “主動示范動作”、 “課外練習”、 等. 因此， 第三個公因子命名為“體育行為”. 體育課學習態(tài)度問卷α系數(shù)為0.926， 三個公因子的α系數(shù)分別為0.854、 0.908、 0.852， 具有良好的信度.

采用最大似然法進行驗證性因子分析. 經(jīng)過模型修正， 所得指標為CMIN/DF=2.614， P=0.00， CFI=0.961， AGFI=0.906， GFI=0.930， RMSEA=0.064， 均達到可接受的擬合標準， 可以認為體育課學習態(tài)度模型具有較好的構(gòu)想效度.

2.2.3 體育學業(yè)自我效能感與體育課學習態(tài)度的結(jié)構(gòu)模型構(gòu)建

圖1是體育學業(yè)自我效能感與體育課學習態(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， 基本達到了可接受的擬合標準. 體育學業(yè)自我效能感對體育課學習態(tài)度的關聯(lián)性結(jié)果表明， 標準化路徑系數(shù)為0.78， 顯著性水平P<0.01， 表示體育學業(yè)自我效能感正向影響體育課學習態(tài)度.

圖1 體育學業(yè)自我效能感與體育課堂習態(tài)度的結(jié)構(gòu)模型

2.3 分組對比分析

根據(jù)因子分析得到的維度， 以構(gòu)成各維度的問卷題目計算均值和標準差. 體育學業(yè)自我效能感3個維度中， “行為自我效能感”為3.64±0.61， “認知自我效能感”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； 體育課學習態(tài)度的3個維度中， “體育認知”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)男女分組進行T檢驗， 所得結(jié)果如表2所示. 男生組6個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個維度都存在顯著性差異.

根據(jù)每周運動次數(shù)分組進行T檢驗， 所得結(jié)果如表3所示. 每周運動3次及3次以上的學生在6個維度的均值都高于每周運動3次以下的學生， 除了“體育情感”以外， 其他5個維度都存在顯著性差異.

表2 男女分組T檢驗

***： P<0.005

表3 每周運動次數(shù)分組T檢驗

***： P<0.005； **<0.05

2.4 各維度間的相關性分析

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

表4 體育學業(yè)自我效能感和體育課學習態(tài)度各維度相關性

**: 在0 .01 水平(雙側(cè))上顯著相關.

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

(1)從學生對體育學業(yè)自我效能感的貢獻率來看， “行為自我效能感”貢獻率最高， 其次為“認知自我效能感”， “課堂表現(xiàn)自我效能感”貢獻最小. 這三個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， “認知自我效能感”得分最低. 在對比研究中， “行為自我效能感”和“認知自我效能感”存在性別差異， 男生得分顯著高于女生； “行為自我效能感”、 “認知自我效能感”和“課堂表現(xiàn)自我效能感”存在運動頻率差異， 每周運動3次及以上的學生得分顯著高于每周運動3次以下的學生.

(2)從學生對體育課學習態(tài)度的貢獻率來看， “體育認知”貢獻率最高， 其次為“體育情感”， “體育行為”貢獻最小. 這三個維度中“體育認知”和“體育情感”得分均值超過4分， “體育行為”的得分最低. 在對比研究中， “體育認知”、 “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； “體育認知”和“體育行為”存在運動頻率差異， 每周運動3次及3次以上的學生得分顯著高于每周運動3次以下的學生.

(3)學生的體育學業(yè)自我效能感對體育課學習態(tài)度存在顯著的正影響效應. 回歸路徑標準化系數(shù)為0.78， 顯著性水平P<0.01， 而且體育學業(yè)自我效能感各維度和體育課學習態(tài)度各維度彼此均存在顯著的正相關. 但是， 體育學業(yè)自我效能感中的課堂表現(xiàn)自我效能感與體育課學習態(tài)度的各維度相關性較弱， 說明學生在課堂表現(xiàn)自我效能感對體育課認知態(tài)度、 情感態(tài)度、 行為態(tài)度的影響較小.

3.2 建議

洛陽師范學院女生人數(shù)遠大于男生， 在實際公共體育課堂教學中應注意以下幾點： (1)男女生課堂表現(xiàn)自我效能感相當， 授課中應盡量避免性別差異化， 在技能學習、 課堂練習等過程中應平等對待男女生. (2)男生對體育課學習態(tài)度更積極， 授課中應讓女生能更多地了解體育運動的益處， 多組織團隊運動項目， 使女生通過團隊合作更多地體驗到運動樂趣并增進友情. (3)僅僅提高課堂表現(xiàn)自我效能感并不能更好地影響學生對體育課的學習態(tài)度， 體育教師不能只關注于課堂之上， 應更多地關注學生課外活動， 引導、 鼓勵女生堅持參加各種課外體育運動， 了解更多的體育知識和運動項目， 并親身體驗運動樂趣、 獲取勝利的喜悅和成功的經(jīng)驗， 提高體育學業(yè)自我效能感， 從而積極影響對體育課的學習態(tài)度.