“TARGET”模式體育干預(yù)對(duì)青少年目標(biāo)定向和自信水平的影響

魏 瑤，洪冬美

（湖南理工學(xué)院 體育學(xué)院，湖南 岳陽(yáng) 414006）

大學(xué)生正處于探索自我和確立自我的重要時(shí)期。他們更多地把自我意識(shí)作為認(rèn)識(shí)對(duì)象，考慮自身價(jià)值。其中，自信是個(gè)體對(duì)自己的積極肯定和確認(rèn)程度［1］，它作為一種相對(duì)穩(wěn)定的人格特征，對(duì)大學(xué)生的就業(yè)、生活態(tài)度和心理健康影響顯著相關(guān)。大量研究表明，個(gè)體的目標(biāo)取向?qū)κ『统晒Φ臉?biāo)準(zhǔn)存在差異，可能通過(guò)能力認(rèn)知與情感上會(huì)產(chǎn)生不同的模式，最終影響個(gè)體自信水平［2］。體育鍛煉對(duì)個(gè)體自信的影響，主要從個(gè)體自信結(jié)構(gòu)、年齡、性別、項(xiàng)目以及運(yùn)動(dòng)技能水平等進(jìn)行研究［3，4］。同時(shí)，研究表明，“TARGET”模式在營(yíng)造任務(wù)動(dòng)機(jī)氣氛，提高任務(wù)目標(biāo)定向效果顯著［5，6］。這些研究對(duì)提高青少年自信水平，維護(hù)心理健康具有重要意義。本研究通過(guò)“TARGET”模式體育干預(yù)，營(yíng)造不同運(yùn)動(dòng)動(dòng)機(jī)氣氛，驗(yàn)證以下假設(shè):①體育鍛煉條件下的“TARGET”模式干預(yù)對(duì)個(gè)體目標(biāo)定向產(chǎn)生效應(yīng)；②體育鍛煉、目標(biāo)定向水平和“TARGET”干預(yù)模式影響青少年自信水平；③“TARGET”模式干預(yù)、任務(wù)定向水平和體育鍛煉對(duì)自信水平影響存在交互作用。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

隨機(jī)抽取湖南理工學(xué)院自然班學(xué)生160人，并確定前測(cè)任務(wù)定向得分前27%和后27%的學(xué)生共85人為研究被試，但是為了保證實(shí)驗(yàn)的生態(tài)學(xué)效度，我們擴(kuò)大實(shí)驗(yàn)干預(yù)對(duì)象（包括任務(wù)定向得分中間46%的學(xué)生）。其中，實(shí)驗(yàn)組48人，對(duì)照組37人。

1.2 研究工具

采用①《個(gè)人評(píng)價(jià)問(wèn)卷》（PEI）:該問(wèn)卷由Shrauger編制（1990），用于評(píng)估個(gè)體的自信水平，包含學(xué)業(yè)表現(xiàn)、體育運(yùn)動(dòng)、外表、愛(ài)情關(guān)系、社會(huì)相互作用、與人交談、總體自信水平和心境狀態(tài)等8個(gè)分量表，有研究報(bào)告問(wèn)卷分量表Cronbach α系數(shù)在0.67～0.89，總量表的重測(cè)相關(guān)在0.90～0.93［7］；②《運(yùn)動(dòng)中目標(biāo)取向量表》:該問(wèn)卷由陳堅(jiān)、姒剛彥（1998）修訂 （TEOSQ）的中文版［8］，共13題，兩個(gè)分量表的 Cronbach α系數(shù)分別為0.73和0.75。

1.3 實(shí)驗(yàn)程序

本研究采用2×2×2重復(fù)測(cè)量一個(gè)因素的三因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，實(shí)驗(yàn)分四組被試、八種處理。其中，干預(yù)模式（“TARET”A1、常規(guī)A2）和任務(wù)定向（高分B1、低分B2）是被試間變量；體育鍛煉是重復(fù)測(cè)量變量（前C1、后C2）的被試內(nèi)變量。全部被試實(shí)驗(yàn)前進(jìn)行目標(biāo)定向、自信和運(yùn)動(dòng)成績(jī)測(cè)試。實(shí)驗(yàn)組采用“TARGET”教學(xué)模式，對(duì)照組采用常規(guī)教學(xué)模式，進(jìn)行為期半年的體育選項(xiàng)教學(xué)?？刂聘蓴_變量，測(cè)量處理前后各組被試的任務(wù)、自我定向得分和自信各維度得分。

1.4 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS 19.0for windows，對(duì)全部變量數(shù)據(jù)進(jìn)行常規(guī)描述性統(tǒng)計(jì)，并對(duì)體育鍛煉、干預(yù)方式和任務(wù)定向三個(gè)自變量進(jìn)行重復(fù)測(cè)量的三因素方差分析，分析因素主效應(yīng)和交互作用，并對(duì)交互顯著進(jìn)行簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)。

2 結(jié) 果

2.1 不同性別、年級(jí)、專業(yè)和運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目的影響

結(jié)果顯示:除了被試實(shí)驗(yàn)前、后的任務(wù)定向存在性別（t前＝-3.76p＜0.01；t后＝-2.24p＜0.05）和運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目（t前＝1.99p＜0.05；t后＝2.73p＜0.05）差異顯著外，其余變量的性別、年級(jí)、專業(yè)和項(xiàng)目的差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（p＞0.05）見表1。

表1 實(shí)驗(yàn)前后不同性別、年級(jí)、專業(yè)和項(xiàng)目的目標(biāo)定向和總體自信統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2.2 實(shí)驗(yàn)干預(yù)的整體效應(yīng)差異性分析

實(shí)驗(yàn)前后被試目標(biāo)定向和自信各維度指標(biāo)配對(duì)t檢驗(yàn)結(jié)果顯示:運(yùn)動(dòng)成績(jī)（t＝5.302P＜0.01）、任務(wù)定向（t＝3.25 P＜0.01）、總體自信（t＝3.707P＜0.01）、社會(huì)互助（t＝3.051P＜0.01）、個(gè)人外表（t＝5.277P＜0.01）、體育運(yùn)動(dòng)（t＝2.995P＜0.01）和心境狀態(tài)（t＝2.623P＜0.05）差異具有顯著；而自我定向、學(xué)業(yè)表現(xiàn)、與人交談和愛(ài)情關(guān)系差異不具有顯著（P＞0.05）見表2。

2.3 體育鍛煉、任務(wù)定向和干預(yù)模式三因素方差分析

運(yùn)用重復(fù)測(cè)量的三因素方差分析，分解干預(yù)模式、任務(wù)定向和體育鍛煉主效應(yīng)，體育鍛煉與干預(yù)模式、體育鍛煉與任務(wù)定向的二重交互作用，以及體育鍛煉、任務(wù)定向和干預(yù)模式間的三重交互作用。由于只有總體自信、社會(huì)互助、個(gè)人外表、體育運(yùn)動(dòng)和心境狀態(tài)差異顯著，僅分析這五個(gè)因變量的方差分析，見表3。

首先，主效應(yīng)檢驗(yàn)顯示:體育鍛煉的總體自信主效應(yīng)（F（1，81）＝14.71P＜0.001）、社會(huì)互助主效應(yīng)（F（1，81）＝10.13P＜0.01）、個(gè)人外表主效應(yīng)（F（1，81）＝34.86P＜0.01）、體育運(yùn)動(dòng)主效應(yīng)（F（1，81）＝8.78P＜0.01）、心境狀態(tài)主效應(yīng)（F（1，81）＝6.215P＜0.05）都呈顯著性；任務(wù)定向只在心境狀態(tài)（F（1，81）＝4.56P＜0.05）主效應(yīng)顯著、其他維度都不顯著；干預(yù)方式主效應(yīng)都不顯著（P＞0.05）。

其次，體育鍛煉與干預(yù)方式和任務(wù)定向二重交互作用檢驗(yàn)顯示:體育鍛煉與干預(yù)方式在心境狀態(tài)上呈顯著性（F（1，81）＝4.06P＞0.05），進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析，在“TARGET”模式下體育鍛煉效益顯著（F（1，83）＝10.51P＜0.01），而在傳統(tǒng)模式下體育鍛煉效益不顯著（P＞0.05）。體育鍛煉與任務(wù)定向交互作用檢驗(yàn)顯示:①在總體自信維度上呈顯著性（F（1，81）＝5.68P＜0.05），進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析可知，在低任務(wù)定向被試中，體育鍛煉的效益顯著（F（1，83）＝19.56P＜0.01），而在高任務(wù)定向被試中體育鍛煉效益不顯著（P＞0.05），說(shuō)明低任務(wù)定向影響體育鍛煉效應(yīng)，高任務(wù)定向并不影響；②在個(gè)人外表維度上呈顯著性（F（1，81）＝16.02P＜0.01），進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析顯示，低任務(wù)定向的被試中體育鍛煉效應(yīng)顯著（F（1，83）＝44.50P＜0.01），而在高任務(wù)定向的被試中體育鍛煉效應(yīng)不顯著（F（1，83）＝1.93 P＞0.05），說(shuō)明低任務(wù)定向?qū)w育鍛煉效應(yīng)產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。

表2 全部被試實(shí)驗(yàn)前后各變量統(tǒng)計(jì)結(jié)果（n＝85）

表3 全部處理組被試自信五維度得分均值差異性檢驗(yàn)結(jié)果

第三，體育鍛煉、任務(wù)定向和干預(yù)方式三重交互檢驗(yàn)顯示:①在總體自信維度上三重交互作用呈顯著性（F（1，81）＝3.96P＜0.05）；進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析得知，在“TARGET”模式干預(yù)時(shí)，低任務(wù)定向被試的體育鍛煉效應(yīng)顯著（F（1，81）＝10.19P＜0.01），高任務(wù)定向被試的體育鍛煉效應(yīng)不顯著（P＞0.05）；在傳統(tǒng)教學(xué)模式干預(yù)時(shí)，在低任務(wù)被試和高任務(wù)被試中，體育鍛煉效應(yīng)都不顯著（P＞0.05）。②在個(gè)人外表維度上的三重交互作用顯著（F（1，81）＝5.71P＜0.05），進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，采用“TARGET”模式時(shí)，在低任務(wù)定向的被試中體育鍛煉效應(yīng)顯著（F（1，81）＝5.68P＜0.05），在高任務(wù)定向的被試中體育鍛煉效應(yīng)不顯著（P＞0.05）；采用傳統(tǒng)模式時(shí)，在低任務(wù)被試和高任務(wù)被試中體育鍛煉效應(yīng)都不顯著（P＞0.05）。

3 討 論

首先，本研究中被試的自信水平在性別、年級(jí)、專業(yè)和項(xiàng)目并沒(méi)呈現(xiàn)差異，這可能與被試含量偏少以及來(lái)源同質(zhì)性總體有關(guān)。實(shí)驗(yàn)前后配對(duì)t檢驗(yàn)驗(yàn)顯示體育鍛煉等因素處理效應(yīng)顯著，說(shuō)明體育鍛煉等因素對(duì)被試自信水平提升有明顯效應(yīng)。并且，實(shí)驗(yàn)前后的整體效應(yīng)主要體現(xiàn)在被試總體自信水平和個(gè)人外表、社會(huì)互助、體育運(yùn)動(dòng)和心境狀態(tài)等維度上。這表明實(shí)驗(yàn)處理因素并不能對(duì)自信全部維度產(chǎn)生效應(yīng)，說(shuō)明影響青少年自信水平因素多樣性和作用機(jī)制復(fù)雜性。

其次，體育鍛煉在總體自信、個(gè)人外表、社會(huì)互助、體育運(yùn)動(dòng)和心境狀態(tài)主效應(yīng)顯著，說(shuō)明體育鍛煉對(duì)大多數(shù)自信維度有直接效應(yīng)，是增強(qiáng)青少年自信水平重要因素。干預(yù)方式不直接影響自信水平的原因可能是，在體育運(yùn)動(dòng)情境下，干預(yù)方式并單獨(dú)發(fā)揮作用，只作為調(diào)節(jié)變量與其他因素作用，間接影響自信各維度。任務(wù)定向僅對(duì)被試的心境狀態(tài)有直接影響，而對(duì)自信其余維度都無(wú)直接影響，可能是在大學(xué)生被試中，任務(wù)定向?qū)儆谙鄬?duì)穩(wěn)定的動(dòng)機(jī)目標(biāo)傾向，并不直接影響個(gè)體自信水平；而任務(wù)定向?qū)π木碃顟B(tài)產(chǎn)生直接影響的原因可能是，不同任務(wù)定向的被試，在面臨同樣的外部應(yīng)激環(huán)境時(shí)，對(duì)不良情緒調(diào)節(jié)策略和運(yùn)用效果存在差異，導(dǎo)致心境狀態(tài)有所不同。

第三，體育鍛煉與任務(wù)定向二重交互效應(yīng)分析表明，體育鍛煉對(duì)被試總體自信和個(gè)人外表的效應(yīng)受任務(wù)定向因素調(diào)節(jié)，低任務(wù)定向?qū)w育鍛煉效應(yīng)存在間接促進(jìn)效應(yīng)，其原因可能與低任務(wù)定向被試本身具有較低自信水平有關(guān)。體育鍛煉與干預(yù)方式二重交互效應(yīng)分析表明，在個(gè)人外表和心境狀態(tài)兩個(gè)自信維度上，“TARGET”模式的體育鍛煉促進(jìn)效應(yīng)顯著，而傳統(tǒng)教學(xué)模式并沒(méi)呈現(xiàn)，其原因可能在采用“TARGET”模式的被試組中，由于營(yíng)造了較強(qiáng)的任務(wù)定向氣氛，淡化個(gè)體社會(huì)比較，這降低個(gè)體社會(huì)評(píng)價(jià)而產(chǎn)生緊張焦慮等負(fù)性情緒的可能性，進(jìn)而增加良好心境狀態(tài)形成的可能性。而“TARGET”模式在個(gè)人表現(xiàn)維度調(diào)節(jié)體育鍛煉效應(yīng)的原因，可能是在“TARGET”模式下，提高被試的任務(wù)定向氣氛，個(gè)體形成更強(qiáng)的任務(wù)定向目標(biāo)傾向。而被試對(duì)個(gè)人外表的認(rèn)知態(tài)度，傾向滿足于自我外表的改善，忽略與社會(huì)他人比較的認(rèn)知傾向，提高了青少年的自我滿意和自我肯定水平［9］；而體育鍛煉在提升身體自我上的良好效果，進(jìn)一步促進(jìn)個(gè)體外表的自信水平。

第四，在總體自信和個(gè)人外表自信維度上三重交互作用顯著，說(shuō)明任務(wù)定向和干預(yù)方式對(duì)體育鍛煉效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用明顯，而且表現(xiàn)在低任務(wù)定向和“TARGET”模式干預(yù)被試的總體自信和個(gè)人外表中。其原因可能是，在低任務(wù)定向的被試組，采用“TARGET”模式對(duì)提高任務(wù)定向水平效果明顯，而被試的任務(wù)定向顯著變化又更能促進(jìn)體育鍛煉中被試總體自信和個(gè)人外表自信的提高，這進(jìn)一步驗(yàn)證研究假設(shè)。

最后，盡管本研究發(fā)現(xiàn)，“TARGET”模式和常規(guī)模式對(duì)青少年自信水平提高都無(wú)直接效應(yīng)，但與常規(guī)模式相比，“TARGET”模式提高了低任務(wù)定向被試得分，而對(duì)高任務(wù)定向得分被試無(wú)影響，這說(shuō)明對(duì)高任務(wù)掌握傾向特質(zhì)的被試，“TARGET”模式干預(yù)顯得有些多余，郭德俊等的研究也呈現(xiàn)相同結(jié)果［10］。后續(xù)研究需進(jìn)一步開發(fā)在體育鍛煉情境下，既能提高自信又能改善任務(wù)定向干預(yù)方法。

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