大学生体育学习倦怠影响锻炼行为的实证研究

陈建峰

(常州纺织服装职业技术学院人文社科系，江苏 常州 213164)

大学生体育学习倦怠影响锻炼行为的实证研究

陈建峰

(常州纺织服装职业技术学院人文社科系，江苏 常州 213164)

以计划行为理论为构架分析了体育学习倦怠与意图、行为控制认知和锻炼行为的关系。516名大学生完成了态度、主观规范、行为控制认知、行为意图、体育学习倦怠和锻炼行为量表的测量。结构方程模型分析结果显示：1)基于计划行为理论的大学生体育锻炼行为模式整体适配度良好。2)行为意图、行为控制认知均能有效预测大学生的锻炼行为，然知觉行为控制无须透过行为意图，具有直接影响锻炼行为的效果； 3)从各变量对锻炼行为的影响总效应量来看，行为控制感最大，态度最小；4)体育学习倦怠对锻炼行为呈显著负相关，但对行为意图没有直接的关系。

计划行为理论；体育学习倦怠；锻炼行为；大学生

高校体育课是高等教育的一个重要组成环节，体育课学习是学生学习体育知识、掌握运动技能、增进身心健康、规范和改善体育运动行为的过程。但反观目前学生的体育课学习状况却不容乐观，体育课结束后大多数学生退出体育锻炼，造成大学生身体状况在这个期间迅速下降[1, 2]。有调查发现，大部分大学生能认知到体育课对“身心健康”“运动技能”“锻炼习惯”是有帮助的，但有半数以上的学生认为帮助的效果一般，甚至有小部分学生认为帮助几乎没有[3]。而体育学习倦怠作为消极的学习心理，一直是体育工作者所关注的热点，目前对体育学习倦怠行为的研究多以描述性和解释性为主，研究对象主要集中在体育教师、体育专业学生，研究内容主要关注体育学习倦怠量表编制[4, 5]、现状调查和特征分析方面[6, 7]。还没有学者定量分析和验证大学生体育学习倦怠和锻炼行为的效应量，更没有提出将体育学习倦怠纳入完整的计划行为理论(Theory of planned behavior，TPB)架构来分析，此外，本文选择TPB，主要是该理论已经被普遍用于预测和解释身体锻炼意图和行为[8, 9]。

TPB是以期望价值理论(Expectancy-Value Theory)为问题思考架构的社会认知理论，也是解释人类决策过程的社会心理学理论。TPB认为个人的行为意图是预测行为的最好方法，行为意图和行为间存在着高度的相关性(Ajzen，1991)[10]。TPB动机层面认为，行为意图受到该行为的态度、主观规范和行为控制认知这三个或其中某部分的影响，其中行为控制认知是指个人对过去经验及从事该行为的效能判断，主观规范是个人在决策行为时所感觉的社会压力，态度是指个人对特定行为积极或消极结果的总体评价。TPB显著信念层面认为，显著信念是态度、主观规范和知觉行为控制的认知和情感基础，它不仅可以解释个人为何拥有不同的态度、主观规范和行为控制认知，而且还可以为制定行为干预措施提供有用的信息。TPB意志力层面认为，行为控制认知对行为意图具有动机涵义，行为的执行不只决定于一个人的意图，还受到个人的内在因素，如(锻炼知识、技能、和同伴的支持或者克服环境阻碍等)这些因素是个人意志力无法完全控制的。此外，在潜意识和情绪反应的情境下，知觉行为控制还可以不必以行为意图为中介直接作用于实际行为，与行为意图共同影响实际行为[10]。

身体锻炼行为的前因一直是锻炼心理学研究的重要领域，由于大部分的体育活动属于个人的行为，因此有一部分决定于个人的行为动机、意图和技能，但是如果我们忽略了一个人所处的环境因素对个人锻炼行为决策的影响，那我们研究结论的解释力将会受到质疑。正如，Armitage等学者做的元分析(meta-analysis)表明: 态度、 主观规范和行为控制认知可以解释39%～50%的行为意图变异,行为意图和行为控制认知可以解释20% ～40%的行为变异[11]，表明人们在实施某行为时并不总是按照他们的意图，即人们在实施某行为时并不是意志能够完全控制的。

综上所述，本文试图以计划行为理论及其模型为框架，运用结构方程模型(Structural Equation Model，SEM)技术验证体育学习倦怠情形下学生锻炼行为模式的适用程度，将体育学习倦怠作为行为控制认知的前因变量，了解学生的体育学习是如何促进或防碍行为意图和锻炼行为的，这将有助于为学校、政府体育部门了解学生的体育学习和锻炼行为上提供参考，同时还能提升体育教学质量和教学效果。研究框架见图 1，基于此，本研究提出如下假设。

图1 理论模型

根据Ajzen(1988，1991)TPB观点[10, 12]，我们可以很清楚知道要增强一个人的意图或行为，需从态度、主观规范和行为控制认知的改变和获得着手；同时，在通常情况下，人的行为都是人的行为意图的具体行动表现，个体的态度越积极、主观规范的外界压力越大、知觉到的行为控制力越强，则执行某种行为的意图就越明显，行为发生的可能性就越大。因此我们推断：

H1：大学生锻炼行为的态度越正面，其锻炼行为意图就越强。

H2：大学生锻炼行为的主观规范越正面，其锻炼行为意图就越强。

H3：大学生锻炼行为的控制感越强，其锻炼行为意图就越强。

H4：大学生锻炼行为的意图越明显，其锻炼行为就越强。

H5：大学生锻炼行为的控制感越强，其锻炼行为就越强。

根据Ajzen (1986)的研究[13]，行为控制认知直接影响行为意图和行为，而行为控制认知受控制信念的影响，其中控制信念指的是促进或阻碍执行某种行为的因素，那我们检验的假设是与体育学习相关的阻碍，如，情绪低落、行为不当和低成就感；与体育学习相关的促进因素，如，态度、主观规范。因此我们的推断：

H6：大学生体育学习倦怠程度越高，其行为控制感就越低。

H7：大学生体育学习倦怠程度越高，其锻炼意图越低。

H8：大学生体育学习倦怠程度越高，其锻炼行为就越低。

H9：大学生锻炼行为的态度越正面，其行为控制感就越大。

H10：大学生锻炼行为的主观规范越正面，其行为控制感就越大。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

最终问卷形成后，对常州大学、南京信息职业技术学院、常州工程职业技术学院、常州信息职业技术学院、常州纺织服装职业技术学院5所高校550名大学生以体育课行政班为单位进行抽样调查，共收回有效问卷516份，(男231，女285；农村348，城镇168；大一408，大二108)。

1.2 问卷调查法

1.2.1 体育学习倦怠量表

采用自编的体育学习倦怠量表，在量表的设计上，首先对以往有关体育学习倦怠的文献进行整理，参考有关体育学习倦怠量表，然后，根据本文研究所需对量表题项进行设计，形成25题初试问卷，采用Likert五点评定法。初始问卷形成后，首先对问卷进行预测，选取125名大学生进行试测，有效问卷108份。对回收问卷进行项目分析，删除了鉴别度低的题项，然后进行探索性因子分析(经检验， KMO=0.825；Barttett球形检验的sig=0.000)，最后形成15个题项。例如，“我能有效处理在体育课中学习的大部分问题”，量表分3个维度，为情绪低落、行为不当和低成就感。验证性因素分析发现，数据拟合度不太理想。根据模型的修正指数和标准化负荷对模型进行修正，修正后的结构方程模型拟合指数为：χ2=140.84，df=51，均方根残差RMR=0.041，CFI=0.938，NNFI=0.906，IFI=0.938，NFI=0.906，根据Gefen et al.(2000)[14]及Hair et al.(1998)[15]的建议，若CFI，NNFI，IFI，NFI指标大于0.90， RMR指标小于0.050，则测量模型可被认为提供可接受的模型契合度。可见，本研究修订后量表具有相当程度的收敛效度。整体量表信度检验显示，量表Cronbach’α系数为0.878，高于Nunnally (1978)[16]所建议的0.7。此外本研究依据Anderson and Gerbing(1988)[17]的建议对量表进行区别效度的检定，即分别将两两构面的相关系数限定为1，然后再比较限定模式与未限定模式之卡方值，进行差异性检定，如果限定模式较未限定模式之卡方值达显著水平时，则表示此二构面间具有区别效度，结果显示，模型中任两个潜变量的限定模式与未限定模式的卡方差异值均达显著水平(P<0.001)，故具有良好的区别效度。

1.2.2 锻炼行为量表

本研究锻炼行为采用武汉体育学院梁德清(1992)等人修订的量表，主要调查受试一个月参加体育锻炼的运动量，锻炼行为由“锻炼强度”、“锻炼时间”、“锻炼频率”、三个方面构成，每个方面分5个等级，分别计为1，2，3，4，5 分 ，其锻炼行为总分=锻炼强度×(锻炼时间-1)×锻炼频率，PARS-3的重测信度为0.82。本文从运动量角度来考察学生的锻炼行为，在调查锻炼行为时特别表注“锻炼时间、次数等不包括体育课”。

1.2.3 TPB量表

量表来源于Ajzen的TPB量表[18]，请1名大学英语教师和1名体育心理学专家对量表进行翻译，确保研究内容的一致性，确定Ajzen的 TPB量表的中文修订版，共14题，量表采用Likert七点计分，该问卷分为行为态度量表(2个工具性态度项目和3个情感性态度项目)即“对我而言，未来两周的规律性体育锻炼将是……”；3个项目的主观规范分量表，即“大多数对我很重要的人，希望我参加规律性体育锻炼 ”；行为控制感分量表由3个项目构成，即“在未来两周，我打算进行规律性体育锻炼”。随机抽取125名大学生完成了预测试，以行为态度、主观规范、行为控制认知、意图和锻炼行为5因素潜变量，建立TPB一阶验证性因素分析，模型拟合指数如下，χ2=212.83，df=109，P<0.001，CFI=0.947，NNFI=0.934，IFI=0.947，NFI=0.899，近似误差均方根RMSEA=0.066(小于0.08)，说明模型拟合较好。TPB 各潜变量之间的相关系数介于 0.48～0.90，对量表进行区别效度的检定，显示卡方值均达显著水平(p<0.001)，表明量表区别效度符合推荐标准。模型各题项标准因素负荷在0.49～0.91 之间， 5 个构念的建构信度CR值在0.71～0.90 之间， Cronbach 系数在0.65～0.89 之间，反映了模型各构念信度良好，量表的拟合结果具有有效性和可靠性，可作为正式的研究测量工具。

1.3 数理统计

本研究采用SPSS17和LISREL 8.53软件中的极大似然法(Maximum Likelihood，ML)对整体样本的数据进行分析，主要的统计方法有双变量相关分析和验证性因子分析。

2 结果与分析

2.1 数据基本描述

为评估各个变量的特征，考察了各变量的均值、标准差、偏度、峰度(表1)。结果显示所有变量的偏度绝对值小于3、峰度绝对值小于10，可以认为测量变量基本上服从正态分布(Kline，1998)，从而保证下文的结构方程分析可得到稳健和可靠的估计结果。从各研究构面的相关系数可推理出，计划行为理论的5个构念之间存在较强的相互关系，通过行为控制认知、行为意图、运动行为、行为态度和主观规范之间的相关系数得知，四个变量呈显著正相关(p<0.01)，根据相关系数高低，锻炼行为与行为控制认知密切度高于锻炼行为与行为意图密切度，通俗来说，影响大学生锻炼行为的外在因素高于内在因素。体育学习倦怠与行为控制认知、行为意图、锻炼行为、行为态度和主观规范呈显著负相关(p<0.01)，从我们日常逻辑来说，学生的体育学习倦怠程度越高， 行为意图与锻炼行为就越低。

表1 各研究构面的得分均值、标准差、Pearson相关系数一览 (n=516)

注：*:p<0.05；**:p<0.01；***表p<0.001；(以下同)

2.2 模型拟合与假设检验

2.2.1 计划行为理论的验证

本研究首先验证计划行为理论中态度、主观规范、行为控制认知对大学生的行为意图和锻炼行为的预测能力，采用SEM对路径模型进行估计与检验，分析结果(如图2)。模型拟合指标显示：χ2=4.33，df=2，χ2/df=2.165，p-value =0.115(p>0.05)，表明假设模型产生的总体协方差与样本数据方差协方差矩阵不存在显著差异，模型和观测数据拟合非常好。RMSEA=0.048；CFI=0.998，NNFI=0.988，IFI=0.998，NFI=0.996均在0.9以上，也表明模型和观测数据拟合很好(侯杰泰，2004)[19]。因此，本研究的模型路径系数估计结果可以作为进一步衡量计划行为理论中的各变项关系。路径模型中，行为意图和锻炼行为的直接前因对这几个变量方差变异的解释(平方复相关系数，R2)分别为：0.66和0.16。

图2 大学生TPB模式路径(n=516)

2.2.2 理论模型的验证

本模型的拟合指标显示，χ2=4.74，df=2，χ2/〗df=2.37，p-value=0.093(p>0.05)，综合模型各项指标的判断，表明假设模型与样本数据方差协方差矩阵不存在显著差异；RMSEA= 0.052，CFI=0.997，NNFI=0.984，IFI=0.997，NFI=0.994均大于0.9，表明了数据与模型之间达到很好的拟合。图3给出了分析结果的标准化路径系数，其中，有9条路径具有显著性，这9条路径显著性支持了假设H1((=0.15，P<0.001)、假设H2((=0.28，P<0.001)、假设H3((=0.52，P<0.001)、假设H4((=0.14，P<0.001)、假设H5((=0.23，P<0.001)、假设H6((=0.16，P<0.001)、假设H8((=-0.12，P<0.01)、假设H9((=0.22，P<0.001)、假设H10((=0.37，P<0.001)。结构方程模型中有1条路径不显著，它是假设H7。然而，这条路径的关系在双变量相关分析中具有显著性(P<0.01，表1)，说明模型中可能有变量起到了中介的作用。路径模型中， 行为控制认知、行为意图和锻炼行为的直接前因对这几个变量方差变异的解释(R2)分别为：0. 36、0. 66和0.17。

图3 结构方程路径(n=516)

图4 修订后模型的结构方程路径(n=516)

2. 3 模型修正

为了使模型间的关系更加清晰，对概念模型进行修订，随后，研究采用巢模型法(Nested-model Approach)，即把理论模型中体育学习倦怠对行为意图的直接影响固定为0(不显著的路径)，从而构造出理论模型的巢模型，并对模型进行比较，如果差异不显著，则认为两个模型间并无显著差异，选择路径最简模型；若差异性显著，则选择路径较为复杂的模型，对比原模型，模型的Δχ2/Δdf=1.71，P=0.191，可以断定理论模型与巢模型两者差异不显著，从模型简洁性和有效性来看，从而接受巢模型，同时修订后的模型图所有路径系数均具有显著性，路径所表示的假设关系并没改变，对因变量的预测力也没降低(0.36、0.66和0.17)。因此，修订后的模型是一个更好的模型(图4)。

为了进一步阐释问题，我们计算了自变量对因变量的效应，见表2。从总体影响效应分析，对锻炼行为影响效应显著的变量依次为行为控制认知(0.30)、体育学习倦怠(-0.17)、主观规范(0.15)、行为意图(0.14)、态度(0.09)，行为控制认知和行为意图直接对锻炼行为产生正效应，而体育学习倦怠直接对锻炼行为产生负效应，其他决定变量对锻炼行为的影响主要是间接的。行为控制认知一方面对锻炼行为产生直接效应，另一方面通过行为意图的中介作用对锻炼行为产生效应。

表2 自变量对因变量的效应量

注：本表数据依修正后的模型所得到的完全标准化解。

3 讨论

在TPB提出后的30多年里得到了各领域广泛的应用，本研究大部分实证成果支持这一理论。TPB路径模型中，态度、主观规范及行为控制认知三个变项对于行为意图的变异解释量高达(R2=66)，比较其路径系数，行为控制认知最强(0.52)、主观规范次之(0.29)、行为态度最小(0.15)，这充分说明了非个人意志完全控制的行为不仅仅受到行为意图影响，还受到个体能力、机会、资源等控制条件的限制，若实际控制条件充分，行为意向直接决定行为。此外，行为意图与行为控制认知对于锻炼行为的变异解释量只有(R2=16)，其对锻炼行为的解释力偏弱，说明大学生是否能参与体育锻炼，除了本身的行为意图外，可能还有其他的关键因素被忽略。相对于态度对行为意图的影响，主观规范的作用力可能大些(图1)，这反映了体育课氛围、以及同学、朋友和家长的锻炼态度和行为，在一定程度上影响着学生的锻炼行为决策。

由图1可以看出，行为意图、行为控制认知均能有效预测大学生的锻炼行为，相对于行为意图对锻炼行为，行为控制认知的作用可能要有效一些，这反映了大学生过去的锻炼经验和预期障碍认知更大程度上取决于他们参与的锻炼水平，这也说明了个人意志无法控制的因素，如锻炼氛围、锻炼时间、锻炼技能等，可能比内在动机更能促使大学生的锻炼行为。即大学生在参与体育锻炼时并非完全由意志控制，个体必需对特定情境有一定准确性的控制能力，其锻炼行为才能产生。

体育学习倦怠是指大学生在体育课学习过程中由于学习压力或缺乏学习兴趣而对体育课感到厌倦的消极态度和行为。体育学习倦怠对行为意图的直接效应不显著，即大学生不论是否对体育学习感到倦怠，想要参加锻炼的想法并不会因而改变，表明只有减少体育学习倦怠对行为控制认知的阻碍，才能更好地促使学生进行体育锻炼(图3)。由图4可以发现由于体育学习倦怠，大学生对自己是否有能力、时间以及资源参加体育锻炼的确有可能带来负向影响，即体育课学习的低成就感和情绪低落确实可能使得大学生觉得没有时间、动力去参加体育锻炼。本文调查也发现，“当问及影响你参加体育锻炼的因素有哪些？”备选项最多的是没有毅力坚持锻炼，其次是学习压力大，时间不够(下午课多，或实训，或院学生会有活动)；最后是自我锻炼能力差，缺乏组织和技术指导等等。模型中各要素的关系及其效应量的分析结果折射出大学生锻炼行为的现况，如果不能解决学生上体育课的学习效果、课外体育活动的时间以及学校和家庭的支持等问题，就不能帮助其学生养成终身体育锻炼的习惯。

4 结论与建议

本研究运用结构方程模型技术，以计划行为理论为构架分析了大学生体育锻炼的行为模式，以及分析了体育学习倦怠与意图、行为控制认知和锻炼行为的关系，研究结果发现：

4.1 基于计划行为理论的大学生体育锻炼行为模式整体适配度良好。

4.2 TPB路径模型中，行为意图、行为控制认知均能有效预测大学生的锻炼行为，知觉行为控制无须透过行为意图，具有直接影响锻炼行为的效果。

4.3 从各变量对锻炼行为的影响总效应量来看(表2)，依次为行为控制认知(0.30)、体育学习倦怠(-0.17)、主观规范(0.15)、行为意图(0.14)、态度(0.09)。说明，行为控制感和体育学习倦怠对大学生实际锻炼行为的影响程度不容忽视。

4.4 体育学习倦怠对锻炼行为呈显著负相关，但对行为意图没有直接的关系。

由于研究结果建立于横切面研究设计，对于结果的说服力还需纵向研究的检验；另外，体育学习倦怠是否会对大学生的身体健康产生影响，即我们还需要探讨体育学习倦怠、锻炼行为和自觉健康之间关系等等。事实上，促进大学生参加体育锻炼的路径具有高度复杂性，例如，在TPB框架下为改善TPB模型对行为的预测力，学者们已做了如下研究，探讨前因变量的概念化和操作化(如，态度、主观规范、行为控制认知)[20]。增加新变量拓展TPB模型(非理性因素的引入、调节因素或中介因素的引入[21]；结构关系的调整等等[22]。以上研究将为我们全面了解本研究方向和弥补TPB理论意图与行为之间的鸿沟提供了研究效益。因此，进一步延伸计划行为理论，建构更完善，更完整的理论模型来解释大学生锻炼行为是未来研究所需的。

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Empirical Study on the Effects of Learning Burnout on College Students' Exercise Behavior

CHEN Jian-feng

( Humanities &Social Science ,Chang Zhou Textile Garment Institute，Changzhou 213164，China)

Based on the theory of planned behavior for the framework of physical relationship between learning burnout and intention, perceived behavioral control and exercise behavior. 516 college students completed the attitude, subjective norm, perceived behavioral control, behavior intention, physical education learning burnout and exercise behavior scale measurement. Structural equation model analysis showed that: 1) Students Physical Exercise Behavior-based theory of planned behavior model a good fit to the overall. 2) Behavioral intentions, behavior control of cognitive exercise can effectively predict the behavior of college students, then perceived behavioral control without resorting to behavioral intentions, have a direct impact on the effect of exercise behavior; 3) From the total effect of the variables on the exercise behavior level, perceived behavioral control maximum, minimum attitude 4) Physical learning Burnout of exercise behavior was a significant negative correlation, but There is no direct relationship between behavioral intention.

Theory of Planned Behavior; sports learning burnout; exercise behavior; college

2016-12-04

陈建峰(1980-)，男，讲师，体育硕士

G807.4

A

1007-323X(2017)01-0037-05

研究方向：锻炼心理学和现代体育教学