高校公共体育课学生学业自我效能感对学习态度的影响研究—以洛阳师范学院为例

杨 琦

(洛阳师范学院公共体育教研部， 河南洛阳 471934)

0 引言

近年来， 我国青少年缺乏充足的体育锻炼， 锻炼意识薄弱， 青少年的体质健康状况不容乐观. 2019年6月24日出台的《国务院关于深化教育教学改革全面提高义务教育质量的意见》提出强化体育锻炼， 严格执行体质健康合格标准， 并要求开足开齐体育课[1]. 高校公共体育课作为培养大学生体育意识和建设校园体育文化的重要载体， 对于学生加强健康意识、 掌握运动技能、 践行新时代体质健康标准发挥着不可忽视的作用. 但是， 受“体育课是副课”这种传统观念的影响， 学生们对体育课的重视程度不高， 学习态度消极. 如何让学生重视体育课， 端正学生体育课学习态度成为每位体育教师的共同目标.

自我效能感是个体对自己是否有能力完成某一行为所进行的衡量与评估， 其结果又能调节人们对行为的选择、 投入努力的大小， 并且决定其在特定任务中所表现出的能力[2]. 提高青少年对体育的自我效能感， 能有效提高其对体育的热爱， 提升其对体育锻炼的认知， 促进其自觉形成坚持体育锻炼的良好习惯. 自我效能感的概念最早是1977年美国著名心理学家班杜拉(Bandura)提出的， 而学业自我效能感是自我效能感理论中的一个重要分支， 是学生对自身应付特定学业问题的能力及从事相应学习活动可能达到的完善程度的评价[3]. 学业自我效能感反应了学生学习的自信心， 决定了其努力学习的可能性. 刘慧娟研究了大学生学业自我效能感与学习态度的关系， 研究表明两者关系成显著正相关， 学业自我效能感能显著正向预测学习态度[4].

经过文献检索， 学业自我效能感在数学、 物理、 英语等学科中都有相应的研究， 研究调查对象也从中小学至高职、 大学院校， 但是应用在高校公共体育课中的研究非常有限[5-7]. 高校公共体育课是以身体练习为主要手段促进学生身心健康发展， 主要目的是学习运动技能、 培养学生日常锻炼的习惯. 本研究探索非体育专业学生的体育学业自我效能感水平是否存在差异性， 并探讨体育学业自我效能感与体育课学习态度的关系.

1 研究对象与研究方法

1.1 研究对象

本研究以非体育专业的高校本科生在公共体育课程的学习中学业自我效能感与学习态度作为研究对象.

1.2 研究方法

1.2.1 文献研究法

根据研究目的， 通过洛阳师范学院图书馆、 中国知网等平台查阅国内有关体育学业自我效能感和学习态度的期刊论文和著作， 为本研究的顺利展开提供了可靠的理论依据.

1.2.2 问卷调查法

通过分析， 选用Pintrich(1990)编制梁宇颂修订的《学业自我效能感量表》[8]和王宏江编制的《中学生体育课学习态度量表》[9]， 这些量表都进行过大规模的发放并进行了验证， 具有代表性. 但是， 为了符合本文的研究对象和研究目的， 需对以上量表进行适当的补充和修改， 使其更加符合本研究的实际情况.

调查问卷分为三个部分， 第一部分为调查对象的基本情况； 第二部分为体育学业自我效能感问卷， 共19题； 第三部分为体育课学习态度问卷， 共15题. 计分采用李克特五级量表， 分为“非常认同”、 “基本认同”、 “不确定”、 “基本不认同”、 “非常不认同”5个级别， 每个级别赋予的分值分别为5、 4、 3、 2、 1.

本研究选取洛阳师范学院修读公共体育课的420位学生作为调查对象， 回收问卷398份， 回收率94.8%.

1.2.3 对比分析法

通过男女分组和每周运动次数分组进行对比研究.

1.2.4 数理统计法

运用EXCEL办公软件、 SPSS 21.0和Amos 21.0统计软件对收集的数据进行分析与处理.

2 研究结果与分析

2.1 描述性统计分析

对回收的398份有效调查问卷进行整理. 从表1可以看出， 男生68人， 占17%； 女生330人， 占83%， 符合师范类院校男女比例特点. 洛阳师范学院公共体育课仅针对大一大二学生， 大一学生191人， 占48%； 大二学生207人， 占52%. 每周运动0次学生18人， 占4.5%； 每周运动1～2次的学生263人， 占66%； 每周运动3次及3次以上的学生117人， 占29.3%.

表1 调查对象基本情况表

2.2 因子分析及模型构建

2.2.1 体育学业自我效能感维度分析

对问卷第二部分体育学业自我效能感问卷所得数据进行Bartlett球形检验和KMO检验. KMO值为0.915， 近似卡方为3 025.313， P<0.01， 说明球形假设被拒绝， 适合做因子分析.

以特征值为1为标准， 采用最大方差法旋转进行探索性因子分析. 抽取出3个公因子， 3个公因子的累计贡献率为54.066%. 在人文社科类研究中， 累计贡献率达50%以上即可达到可接受水平[10]. 第一个公因子含7道题， 贡献率为20.886%， 内容涉及“运用技能”、 “分析错误”、 “提升自我”、 “自我检查”、 “练习动作”等. 因此， 将第一个公因子命名为“行为自我效能感”； 第二个公因子含7道题， 贡献率为18.87%， 内容涉及“有信心取得好成绩”、 “有解决困难的能力”、 “不怀疑自己能力”、 “能坚持锻炼”等. 因此， 将第二个公因子命名为“认知自我效能感”； 第三个公因子含5道题， 贡献率为14.31%， 内容涉及“掌握课堂内容”、 “完成技能”、 “课上认真学习”、 “动作协调优美”等. 因此， 第三个公因子命名为“课堂表现自我效能感”. 体育学业自我效能感问卷α系数为0.898， 三个公因子的α系数分别为0.844、 0.861、 0.756， 具有良好的信度.

采用最大似然法进行验证性因子分析. 经过模型修正， 所得指标为CMIN/DF=1.975， P=0.00， CFI=0.952， AGFI=0.904， GFI=0.927， RMSEA=0.050， 均达到可接受的拟合标准， 可以认为体育学业自我效能感模型具有较好的构想效度.

2.2.2 体育课学习态度维度分析

对问卷第三部分体育课学习态度问卷所得数据进行Bartlett球形检验和KMO检验. KMO值为0.931， 近似卡方为3710.708， P<0.01， 说明球形假设被拒绝， 适合做因子分析.

以固定收取3个因子数量为标准， 采用最大方差法旋转进行探索性因子分析， 3个公因子的累计贡献率为67.611%. 第一个公因子含6道题， 贡献率为24.027%， 内容涉及“增进运动能力”、 “建立运动观念”、 “增进体适能”、 “避免运动伤害”、 “发展运动潜能”等. 因此， 将第一个公因子命名为“体育认知”； 第二个公因子含5道题， 贡献率为23.292%， 内容涉及“体验运动乐趣”、 “增进感情”、 “学习合作”、 “满足需求”等. 因此， 将第二个公因子命名为“体育情感”； 第三个公因子含5道题， 贡献率为20.29%， 内容涉及“主动回答问题”、 “主动示范动作”、 “课外练习”、 等. 因此， 第三个公因子命名为“体育行为”. 体育课学习态度问卷α系数为0.926， 三个公因子的α系数分别为0.854、 0.908、 0.852， 具有良好的信度.

采用最大似然法进行验证性因子分析. 经过模型修正， 所得指标为CMIN/DF=2.614， P=0.00， CFI=0.961， AGFI=0.906， GFI=0.930， RMSEA=0.064， 均达到可接受的拟合标准， 可以认为体育课学习态度模型具有较好的构想效度.

2.2.3 体育学业自我效能感与体育课学习态度的结构模型构建

图1是体育学业自我效能感与体育课学习态度的结构模型. 模型的CMIN/DF=2.228， P=0.00， CFI=0.908； AGFI=0.830； GFI=0.850； RMSEA=0.056， 基本达到了可接受的拟合标准. 体育学业自我效能感对体育课学习态度的关联性结果表明， 标准化路径系数为0.78， 显著性水平P<0.01， 表示体育学业自我效能感正向影响体育课学习态度.

图1 体育学业自我效能感与体育课堂习态度的结构模型

2.3 分组对比分析

根据因子分析得到的维度， 以构成各维度的问卷题目计算均值和标准差. 体育学业自我效能感3个维度中， “行为自我效能感”为3.64±0.61， “认知自我效能感”为3.61±0.665， “课堂表现自我效能感”为3.73±0.711， 属于中等偏上； 体育课学习态度的3个维度中， “体育认知”为4.19±0.531， “体育情感”为4.18±0.649， “体育行为”为3.55±0.806， 体育认知和体育情感维度得分较高， 但是在体育行为上的态度得分偏低.

根据男女分组进行T检验， 所得结果如表2所示. 男生组6个维度的均值都高于女生组， 除了“课堂表现自我效能感”以外， 其他5个维度都存在显著性差异.

根据每周运动次数分组进行T检验， 所得结果如表3所示. 每周运动3次及3次以上的学生在6个维度的均值都高于每周运动3次以下的学生， 除了“体育情感”以外， 其他5个维度都存在显著性差异.

表2 男女分组T检验

***： P<0.005

表3 每周运动次数分组T检验

***： P<0.005； **<0.05

2.4 各维度间的相关性分析

将各个维度进行相关分析， 如表4所示. 行为自我效能感与体育认知、 体育情感、 体育行为相关系数依次为0.569、 0.542、 0.609， 其中与体育行为的相关性最高； 认知自我效能感与体育认知、 体育情感、 体育行为的相关系数依次为0.522、 0.496、 0.514. 这说明学生行为自我效能感和认知自我效能感越高， 对体育课认知态度、 情感态度、 行为态度有积极的促进作用. 值得注意的是， 课堂表现自我效能感与体育认知、 体育情感、 体育行为的相关系数依次为0.370、 0.329、 0.294， 相关性较弱.

表4 体育学业自我效能感和体育课学习态度各维度相关性

**: 在0 .01 水平(双侧)上显著相关.

3 结论与建议

3.1 结论

(1)从学生对体育学业自我效能感的贡献率来看， “行为自我效能感”贡献率最高， 其次为“认知自我效能感”， “课堂表现自我效能感”贡献最小. 这三个维度得分均值基本上中等偏上， “课堂表现自我效能感”得分最高， “认知自我效能感”得分最低. 在对比研究中， “行为自我效能感”和“认知自我效能感”存在性别差异， 男生得分显著高于女生； “行为自我效能感”、 “认知自我效能感”和“课堂表现自我效能感”存在运动频率差异， 每周运动3次及以上的学生得分显著高于每周运动3次以下的学生.

(2)从学生对体育课学习态度的贡献率来看， “体育认知”贡献率最高， 其次为“体育情感”， “体育行为”贡献最小. 这三个维度中“体育认知”和“体育情感”得分均值超过4分， “体育行为”的得分最低. 在对比研究中， “体育认知”、 “体育情感”、 “体育行为”均存在性别差异， 男生得分显著高于女生； “体育认知”和“体育行为”存在运动频率差异， 每周运动3次及3次以上的学生得分显著高于每周运动3次以下的学生.

(3)学生的体育学业自我效能感对体育课学习态度存在显著的正影响效应. 回归路径标准化系数为0.78， 显著性水平P<0.01， 而且体育学业自我效能感各维度和体育课学习态度各维度彼此均存在显著的正相关. 但是， 体育学业自我效能感中的课堂表现自我效能感与体育课学习态度的各维度相关性较弱， 说明学生在课堂表现自我效能感对体育课认知态度、 情感态度、 行为态度的影响较小.

3.2 建议

洛阳师范学院女生人数远大于男生， 在实际公共体育课堂教学中应注意以下几点： (1)男女生课堂表现自我效能感相当， 授课中应尽量避免性别差异化， 在技能学习、 课堂练习等过程中应平等对待男女生. (2)男生对体育课学习态度更积极， 授课中应让女生能更多地了解体育运动的益处， 多组织团队运动项目， 使女生通过团队合作更多地体验到运动乐趣并增进友情. (3)仅仅提高课堂表现自我效能感并不能更好地影响学生对体育课的学习态度， 体育教师不能只关注于课堂之上， 应更多地关注学生课外活动， 引导、 鼓励女生坚持参加各种课外体育运动， 了解更多的体育知识和运动项目， 并亲身体验运动乐趣、 获取胜利的喜悦和成功的经验， 提高体育学业自我效能感， 从而积极影响对体育课的学习态度.