三重相關(guān)效能對(duì)大學(xué)生休閑時(shí)間身體活動(dòng)行為的影響：跨情境模型的構(gòu)建與檢驗(yàn)

馮玉娟，毛志雄

●博士（生）論壇 Doctor Forum

三重相關(guān)效能對(duì)大學(xué)生休閑時(shí)間身體活動(dòng)行為的影響：跨情境模型的構(gòu)建與檢驗(yàn)

馮玉娟1，2，毛志雄1

考查大學(xué)生體育課對(duì)休閑時(shí)間身體活動(dòng)行為的貢獻(xiàn)，構(gòu)建適合大學(xué)生的跨情境預(yù)測模型，為干預(yù)大學(xué)生的身體活動(dòng)行為提供理論依據(jù)。假設(shè)大學(xué)生體育課上的三重相關(guān)效能（推論自我效能、他人效能、自我效能）可以影響大學(xué)生對(duì)體育課的自主性動(dòng)機(jī)和積極的情緒體驗(yàn)，并進(jìn)而影響其休閑時(shí)間身體活動(dòng)的自主性動(dòng)機(jī)和行為。研究采用心理測量法，選取482名大學(xué)生參與研究，研究材料為《三重相關(guān)效能量表》、《因果關(guān)系感知量表》、《鍛煉誘導(dǎo)情緒量表》、《鍛煉動(dòng)機(jī)量表》和《體育活動(dòng)等級(jí)量表-3》，通過結(jié)構(gòu)公式模型檢驗(yàn)各變量之間的關(guān)系。研究結(jié)果顯示：假設(shè)模型的擬合優(yōu)度良好，對(duì)身體活動(dòng)行為的解釋力為18%；體育課的自主動(dòng)機(jī)和情緒體驗(yàn)可顯著預(yù)測休閑時(shí)間的身體活動(dòng)自主動(dòng)機(jī)，兩者共解釋其34%的總變異；自我效能可顯著正向預(yù)測休閑時(shí)間的身體活動(dòng)行為。結(jié)論：假設(shè)模型是適合大學(xué)生身體活動(dòng)行為的預(yù)測干預(yù)模型；自我效能和他人效能通過動(dòng)機(jī)和情緒的跨情境遷移作用，積極影響大學(xué)生對(duì)身體活動(dòng)行為的參與。研究為干預(yù)大學(xué)生身體活動(dòng)行為的增加提供了理論依據(jù)，建議干預(yù)時(shí)重點(diǎn)提高體育課上大學(xué)生的自我效能，并促使其產(chǎn)生積極的情緒體驗(yàn)，后續(xù)研究應(yīng)加入縱向干預(yù)研究驗(yàn)證假設(shè)。

三重相關(guān)效能；身體活動(dòng)行為；自主性動(dòng)機(jī)；情緒體驗(yàn)；跨情境模型

1 問題的提出

1.1 研究背景

缺乏身體活動(dòng)和久坐少動(dòng)的生活方式已成為世界公認(rèn)的公共衛(wèi)生和社會(huì)問題[1-3]。改善包括身體活動(dòng)在內(nèi)的健康習(xí)慣和心理狀態(tài)，尋求個(gè)體與整個(gè)環(huán)境的和諧統(tǒng)一，以提升個(gè)體的生命質(zhì)量是目前研究者關(guān)注的課題[4]。大學(xué)生的“健康促進(jìn)”和“習(xí)慣促進(jìn)”對(duì)大學(xué)生的一生影響深遠(yuǎn)[5]，且行為習(xí)慣會(huì)移行到中老年期[6-7]。因此，尋找促進(jìn)大學(xué)生身體活動(dòng)行為的心理因素并構(gòu)建適合該群體的預(yù)測干預(yù)模型非常必要。

為了促進(jìn)身體活動(dòng)行為的增加，心理學(xué)家提出了很多促使健康行為發(fā)生改變的理論模型。從行為的動(dòng)態(tài)化發(fā)展可分為2大類，即連續(xù)體理論模型和階段性理論模型[8]。連續(xù)體理論包括計(jì)劃行為理論（the theory of planned behavior）、自我效能理論（the self-efficacy theory）和自我決定理論（self-determination theory）等多個(gè)理論模型，關(guān)注多個(gè)因素對(duì)行為的共同影響及因素之間的復(fù)雜關(guān)系，將行為的變化區(qū)分為有和無2個(gè)過程，對(duì)行為有較高的解釋力[9]。階段性理論包括轉(zhuǎn)換理論模型（the trans-theoretical model）和健康過程行動(dòng)理論（the health action process approach）等多個(gè)理論模型，更關(guān)注行為的動(dòng)態(tài)性變化，認(rèn)為不同的心理因素作用于不同的階段，行為的階段性劃分使干預(yù)更為具體[8]。除了連續(xù)性模型和階段性模型之外，還有M.STANDAGE等[10]提出的轉(zhuǎn)換情境模型（trans-contextual model），該模型關(guān)注相似情境的行為遷移。

上述理論模型為身體活動(dòng)行為的促進(jìn)做出了貢獻(xiàn)，但仍存在以下不足。（1）某些理論模型在構(gòu)建時(shí)可能未考慮生活情境的影響，如轉(zhuǎn)換理論模型。就大學(xué)生而言，不管他們處于什么階段，都受限于所處的體育教育內(nèi)和體育教育外的休閑情境，這2種情境的交互作用可能會(huì)影響其行為的發(fā)生和變化。（2）有些模型未充分考慮教育情境中體育教師所提供的影響力。體育教師對(duì)學(xué)生的影響，首先體現(xiàn)在體育課堂教學(xué)中，忽視課堂教學(xué)的作用，僅在課外干預(yù)學(xué)生的活動(dòng)，顯然是一種資源的浪費(fèi)。

盡管大學(xué)生在體育課上的經(jīng)歷非常重要，而這些經(jīng)歷可能與其身體活動(dòng)相關(guān)的變化（如參與、堅(jiān)持、復(fù)發(fā)）緊密相連，但相關(guān)研究仍舊較少[11-12]。結(jié)合大學(xué)生所處的環(huán)境，充分考慮體育課上體育教師對(duì)學(xué)生的影響，因地制宜地進(jìn)行有針對(duì)性的干預(yù)，對(duì)促進(jìn)大學(xué)生的身體活動(dòng)行為改變和堅(jiān)持具有重要意義[13]。

本研究在自我效能理論、自我決定理論和轉(zhuǎn)換情境理論的基礎(chǔ)上，充分考慮大學(xué)生所處的不同情境，以及不同情境內(nèi)影響行為的不同因素，構(gòu)建跨情境的理論模型。

1.2 跨情境理論模型的構(gòu)建

自我效能理論認(rèn)為，自我效能（self-efficacy）對(duì)個(gè)體身體活動(dòng)行為的增加或堅(jiān)持非常重要[11，14-15]。因此，自我效能是研究者在構(gòu)建理論模型時(shí)不能忽略的因素。有研究發(fā)現(xiàn)，自我效能的來源除了個(gè)體對(duì)自身的認(rèn)知外，還會(huì)通過不同交互情境中的其他效能實(shí)現(xiàn)增益[16]，這一點(diǎn)引導(dǎo)研究者將研究的焦點(diǎn)擴(kuò)展到個(gè)體所處的環(huán)境中的其他效能。

R.W.LENT等[17]認(rèn)為，在體育教育環(huán)境內(nèi)，學(xué)生的自我效能會(huì)影響他們對(duì)自己完成某項(xiàng)任務(wù)或執(zhí)行某種行為的信心，除此之外，學(xué)生對(duì)他們的老師也形成了2種相關(guān)的效能信念：學(xué)生對(duì)老師能否完成某項(xiàng)任務(wù)或具有某種能力所持的信心，即他人效能（other-efficacy）；學(xué)生也會(huì)評(píng)估他們的老師對(duì)他們（指學(xué)生）的能力是否有信心，即推論自我效能（relation-inferred self-efficacy，RISE），這反映了學(xué)生的一種元知覺。自我效能、他人效能和推論自我效能稱為三重相關(guān)效能（tripartite relational efficacy，TRE）（見圖1）。R.W.LENT等[17]假設(shè)，當(dāng)個(gè)體報(bào)告了更積極的相關(guān)效能信念時(shí)，他們對(duì)自己的能力會(huì)更有信心。

圖1 三重效能結(jié)構(gòu)模型

大學(xué)生的體育課與休閑時(shí)的體育活動(dòng)，2種情境既相互聯(lián)系又有所區(qū)別，區(qū)別在于體育課上有體育教師的影響作用。師生之間的相互作用可以促使學(xué)生三重效能的激發(fā)，教師可以通過合適的方式，提高學(xué)生的自我效能，而自我效能與行為是密切相關(guān)的。B.JACKSON等[11]研究發(fā)現(xiàn)，三重效能對(duì)相似情境行為（如體育課和休閑時(shí)的身體活動(dòng)）的預(yù)測是積極的，即體育課三重效能跨情境直接預(yù)測休閑時(shí)身體活動(dòng)（PA）。

自我決定理論認(rèn)為，基于內(nèi)部興趣和追求個(gè)體價(jià)值的動(dòng)機(jī)，會(huì)促使個(gè)體認(rèn)同某種行為并完全自愿地實(shí)施該行為，這種動(dòng)機(jī)就是自主性動(dòng)機(jī)[18]，自主性動(dòng)機(jī)與行為的關(guān)系適用于各種情境。在健康促進(jìn)領(lǐng)域，已有研究支持自我效能與自主性動(dòng)機(jī)在概念上的整合[19]。一系列研究表明，個(gè)體在體育教育情境中對(duì)自身的能力越有信心，他對(duì)體育課的自主性動(dòng)機(jī)就會(huì)越強(qiáng)[18，20]。有多項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，三重效能模型中，每個(gè)因素均可獨(dú)立地預(yù)測體育課的自主動(dòng)機(jī)[17，21-22]，而學(xué)生感受到的三重效能越高，也越能產(chǎn)生積極的情緒體驗(yàn)，如享受、活力等[22]。因此，體育教育情境內(nèi)各變量之間的關(guān)系見圖2。

圖2 體育教育情境內(nèi)各變量的關(guān)系

轉(zhuǎn)換情境理論認(rèn)為，在體育教育情境中的自主性動(dòng)機(jī)能夠預(yù)測休閑時(shí)間的體育動(dòng)機(jī)和體育行為[23-25]，而對(duì)休閑時(shí)間動(dòng)機(jī)的提高也能引起校外身體活動(dòng)意向和行為的提高[13，26]，從而有助于學(xué)生建立身體活動(dòng)的習(xí)慣[23-24，26-28]。自主性動(dòng)機(jī)會(huì)跨情境（體育教育到休閑時(shí)間）轉(zhuǎn)移的效果已經(jīng)得到研究者的支持[23-24]。體育課上體驗(yàn)到的積極情緒能使人提高休閑時(shí)間身體活動(dòng)行為的自主性動(dòng)機(jī)，從而促使鍛煉行為的增加[29-32]（見圖3）。

圖3 動(dòng)機(jī)和情緒跨情境的遷移和對(duì)行為的預(yù)測

因此，學(xué)生在體育課上感受到的三重效能對(duì)休閑時(shí)行為實(shí)現(xiàn)預(yù)測的心理機(jī)制就是三重效能對(duì)休閑時(shí)身體活動(dòng)行為的跨情境直接預(yù)測，通過自主性動(dòng)機(jī)的跨情景遷移和積極情緒的動(dòng)機(jī)作用，實(shí)現(xiàn)跨情境間接預(yù)測。

綜上所述，本研究提出大學(xué)生身體活動(dòng)行為的預(yù)測干預(yù)模型，即三重效能到休閑時(shí)間身體活動(dòng)行為的跨情境模型，命名為TRE-LTPA（tripartite relational efficacy-leisure time physical activity）（見圖5）。

圖4 跨情境模型TRE-LTPA

本研究假設(shè)，TRE-LTPA模型是適合大學(xué)生的預(yù)測干預(yù)模型，大學(xué)生體育課上的三重效能可以預(yù)測其休閑時(shí)間的身體活動(dòng)行為；大學(xué)生的三重效能通過體育課的自主性動(dòng)機(jī)、積極情緒體驗(yàn)和休閑時(shí)間身體活動(dòng)的自主性動(dòng)機(jī)等變量的中介作用，影響其休閑時(shí)間的身體活動(dòng)行為。

1.3 研究意義

本研究擬構(gòu)建并檢驗(yàn)大學(xué)生群體的跨情境模型，將該領(lǐng)域內(nèi)模型的構(gòu)建從單一情境擴(kuò)展到多種情境，旨在為體育教師充分利用體育課堂教學(xué)資源，實(shí)施有針對(duì)性的干預(yù)提供理論依據(jù)。

2 研究對(duì)象與方法

本研究屬于橫斷研究，采取心理測量法，研究過程分為預(yù)測試階段和正式測試2個(gè)階段。預(yù)測試階段的主要任務(wù)是對(duì)量表的信效度檢驗(yàn)和引進(jìn)量表的跨文化檢驗(yàn)。

2.1 預(yù)測試

2.1.1 研究參與者 調(diào)查山東師范大學(xué)和山東工藝美術(shù)學(xué)院的非體育專業(yè)大學(xué)生320人，回收后剔除不合格問卷，有效問卷302份，有效率為94.38%，其中男187人，女115人，年齡在18～22歲之間。

2.1.2 研究材料和研究結(jié)果 研究所用量表中，《自我效能量表》、《他人效能量表》、《推論自我效能量表》和《因果關(guān)系感知量表》4個(gè)測量工具均屬首次引進(jìn)[11]，需在中國文化背景下進(jìn)行修正。遵照往返式翻譯的要求將上述4個(gè)量表翻譯，形成初始量表；進(jìn)行量表結(jié)構(gòu)的信效度檢驗(yàn)。

推論自我效能由《推論自我效能量表》測得，原量表共9道題目，經(jīng)檢驗(yàn)，刪除雙載荷的題目，余6題，其內(nèi)部一致性系數(shù)α= 0.893；模型的擬合優(yōu)度為χ2=35.466/df=3.941，P＜0.05，GFI= 0.961，NFI=0.963，IFI=0.972，TLI=0.953，CFI=0.972，RMSE= 0.099，擬合指數(shù)可以接受。

他人效能由《他人效能量表》測得，原量表共9題，經(jīng)檢驗(yàn)，刪除雙載荷題目，余6題，其內(nèi)部一致性系數(shù)α=0.892；模型擬合指標(biāo)為χ2=19.002/df=2.111，P＜0.05，GFI=0.980，NFI=0.979，IFI=0.989，TLI=0.982，CFI=0.989，RMSEA=0.061，模型與數(shù)據(jù)適配。

自我效能由《自我效能量表》測得，保留原量表的9題，其內(nèi)部一致性系數(shù)α=0.909；單因素模型擬合指數(shù)χ2=66.026，/df= 2.539，P＜0.05，GFI=0.953，NFI=0.954，IFI=0.971，TLI=0.960，CFI=0.971，RMSEA=0.072，擬合指數(shù)良好。

體育課自主動(dòng)機(jī)由《因果關(guān)系感知量表》測得[33]，該量表由4個(gè)分量表構(gòu)成，共16題，刪除投射調(diào)節(jié)因子載荷較低的1個(gè)題目，其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.628～0.866；模型擬合指標(biāo)χ2= 210.452，χ/df=2.476，P＜0.05，NFI=0.901，IFI=0.938，TLI= 0.923，CFI=0.938，RMSEA=0.070，模型與數(shù)據(jù)適配。

積極情緒體驗(yàn)由《鍛煉誘導(dǎo)情緒量表》測得[34]，本研究只用了該量表的活力激發(fā)分量表和積極投入分量表，分別由3題構(gòu)成，內(nèi)部一致性系數(shù)分別0.734和0.794；其中，活力激發(fā)分量表提取一個(gè)公因子，累計(jì)方差解釋率為65.259%，積極投入量表提取一個(gè)公因子，累計(jì)方差解釋率為71.243%。

休閑時(shí)間的身體活動(dòng)動(dòng)機(jī)由《鍛煉動(dòng)機(jī)量表》（SRQ-E）測得[35]，該量表分為4個(gè)分量表，共16題，分別測量外部動(dòng)機(jī)（4題）、投射動(dòng)機(jī)（4題）、認(rèn)同動(dòng)機(jī)（4題）和內(nèi)部動(dòng)機(jī)（4題），其內(nèi)部一致性系數(shù)在0.692～0.790之間；模型的擬合指數(shù)為χ2=261.470，χ/df=2.696，P＜0.05，GFI=0.902，NFI= 0.862，IFI=0.907，TLI=0.885，CFI=0.907，RMSEA=0.075，擬合指數(shù)可以接受。

休閑時(shí)身體活動(dòng)的參與水平由《體育活動(dòng)等級(jí)量表-3》（PARS-3）測得，該量表由梁德清[36]編制，共3題。由于該量表已經(jīng)過多次效度檢驗(yàn)，是相對(duì)成熟的測量工具，本研究未對(duì)其進(jìn)行再次檢驗(yàn)。

由于研究參與者可能會(huì)對(duì)結(jié)果存在一定的社會(huì)期許，本研究參照毛志雄[37]和許昭[31]等研究者的做法，由《馬洛-克羅恩社會(huì)贊許量表》控制其社會(huì)期許反應(yīng)傾向（social desired reaction tendency，SDRT），共13題。

為降低順序效應(yīng)，7個(gè)量表在2周之內(nèi)分3次測量，每次間隔1周。時(shí)間1測量《體育活動(dòng)等級(jí)量表-3》和《自我效能量表》，時(shí)間2測量《鍛煉誘導(dǎo)情緒量表》、《他人效能量表》和《身體活動(dòng)動(dòng)機(jī)量表》，時(shí)間3測量《推論自我效能量表》、《體育課自主動(dòng)機(jī)量表》和《馬洛-克羅恩社會(huì)贊許量表》

2.2 正式測試

選取某師范大學(xué)、某藝術(shù)學(xué)院和某工程學(xué)院等5所大學(xué)的學(xué)生560名，征得本人同意后，發(fā)放問卷560份，實(shí)施心理測驗(yàn)，測量程序和研究材料與預(yù)測試相同。剔除無效問卷和社會(huì)贊許性較高的問卷后，回收有效問卷482份，回收率為86.07%，平均年齡為（19.90±1.115）。

休閑時(shí)間《身體活動(dòng)動(dòng)機(jī)量表》的信度系數(shù)分別為0.659、0.670、0.800和0.778，《體育課自主動(dòng)機(jī)量表》信度系數(shù)分別為0.628、0.858、0.866和0.790，《推論自我效能量表》、《他人效能量表》和《自我效能量表》的信度系數(shù)分別為0.912、0.782和0.944，《鍛煉誘導(dǎo)情緒量表》其活力維度和精力維度的信度系數(shù)分別為0.764、0.774。

3 研究結(jié)果

3.1 模型TRE-LTPA所有變量之間的相關(guān)

除自我效能與推論自我效能有較高相關(guān)之外，三重效能預(yù)測模型其他各變量兩兩之間均為小到中等程度的相關(guān)，可進(jìn)一步做結(jié)構(gòu)公式模型的檢驗(yàn)（見表1）。

表1 模型TRE-LTPA各變量之間的相關(guān)及描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 模型TRE-LTPA變量之間的直接效應(yīng)

大學(xué)生身體活動(dòng)行為預(yù)測模型的各擬合指標(biāo)為：χ2= 180.015，χ/df=3.00，P＜0.05，GFI=0.949，NFI=0.961，IFI= 0.974，TLI=0.960，CFI=0.973，RMSEA=0.064，模型擬合指標(biāo)良好，假設(shè)模型可以接受。

路徑圖顯示，在19條直接預(yù)測路徑中，有13條路徑系數(shù)是顯著的，研究結(jié)果部分支持了研究假設(shè)（見圖6）。

圖5 TRE-LTPA的跨情境模型變量間的關(guān)系

三重效能的內(nèi)部結(jié)構(gòu)得到了支持，即他人效能和推論自我效能兩者之間呈顯著正相關(guān)，兩者可顯著預(yù)測學(xué)生的自我效能，并共同解釋了自我效能70%的總變異。

體育教育情境（體育課），三重效能結(jié)構(gòu)共解釋了體育課自主動(dòng)機(jī)30%的總變異，解釋了情緒體驗(yàn)33%的總變異。其中，三重效能結(jié)構(gòu)中，學(xué)生的RISE和他人效能顯著正向預(yù)測了自我效能。

休閑時(shí)間：體育課的自主動(dòng)機(jī)和情緒體驗(yàn)共解釋了休閑時(shí)PA的自主動(dòng)機(jī)34%的總變異；三重效能結(jié)構(gòu)中，只有自我效能可顯著正向預(yù)測休閑時(shí)間的PA；體育課的自主動(dòng)機(jī)和積極情緒體驗(yàn)顯著正向預(yù)測休閑時(shí)PA的自主動(dòng)機(jī)，動(dòng)機(jī)的跨情境遷移和情緒的跨情境動(dòng)機(jī)作用得到了支持；假設(shè)模型最終共解釋休閑時(shí)PA18%的總變異。

以上結(jié)果說明，研究結(jié)果部分支持了研究假設(shè)。

3.3 三重效能對(duì)休閑時(shí)身體活動(dòng)行為跨情境的間接效應(yīng)

三重效能結(jié)構(gòu)到休閑時(shí)PA之間的總的間接效應(yīng)中，他人效能和自我效能與休閑時(shí)PA之間的總間接效應(yīng)是顯著的；推論自我效能與休閑時(shí)PA之間的總間接效應(yīng)是不顯著的。推論自我效能對(duì)休閑時(shí)PA的跨情境間接預(yù)測效應(yīng)占兩者之間總效應(yīng)值的52.2%，他人效能為66.7%，自我效能為38.5%。假設(shè)模型產(chǎn)生13條具體間接路徑，三重效能實(shí)現(xiàn)對(duì)休閑時(shí)PA的跨情境預(yù)測，是通過體育課自主動(dòng)機(jī)、積極情緒體驗(yàn)和休閑時(shí)PA自主動(dòng)機(jī)的中介作用實(shí)現(xiàn)的（見表2）。

表2 三重效能結(jié)構(gòu)對(duì)LTPA行為的間接效應(yīng)

4 分析與討論

4.1 模型TRE-LTPA總討論

目前，國內(nèi)身體活動(dòng)領(lǐng)域內(nèi)的研究中，有關(guān)三重效能的結(jié)構(gòu)及其與身體活動(dòng)行為的關(guān)系研究很少，本研究引進(jìn)三重效能關(guān)系結(jié)構(gòu)，并對(duì)其結(jié)構(gòu)進(jìn)行跨文化檢驗(yàn)，通過一系列假設(shè)構(gòu)建了跨情境大學(xué)生身體活動(dòng)行為的預(yù)測干預(yù)模型。

研究結(jié)果顯示，身體活動(dòng)行為預(yù)測干預(yù)模型擬合指標(biāo)良好，假設(shè)模型最終解釋了休閑時(shí)身體活動(dòng)行為18%的變異，TRE-LTPA跨情境模型是適合大學(xué)生群體的預(yù)測干預(yù)模型。結(jié)果還顯示：大學(xué)生感知到的推論自我效能和對(duì)老師的他人效能能夠顯著預(yù)測大學(xué)生的自我效能；三重效能中，自我效能可以直接跨情境預(yù)測休閑時(shí)的身體活動(dòng)行為；三重效能通過體育課動(dòng)機(jī)和情緒的跨情境遷移作用，實(shí)現(xiàn)對(duì)休閑時(shí)身體活動(dòng)行為的跨情境間接預(yù)測。以上研究結(jié)果部分支持了研究假設(shè)。

4.2 體育教育情境內(nèi)，三重效能的關(guān)系及其對(duì)休閑時(shí)PA行為的直接預(yù)測

就體育課的交互情境而言，學(xué)生感受到的推論自我效能和他人效能同時(shí)對(duì)自我效能具有潛在效應(yīng)。當(dāng)學(xué)生在體育課上感知到老師有很高的能力（他人效能）時(shí)，學(xué)生也會(huì)對(duì)自己的能力更有信心；當(dāng)學(xué)生感知到老師認(rèn)為自己有能力完成任務(wù)（推論自我效能）時(shí)，學(xué)生的自我效能也會(huì)更高。R.W.LENT等[17]研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體對(duì)他人效能和推論自我效能的較高感知，是對(duì)個(gè)體自我效能的支持，同時(shí)也會(huì)促進(jìn)個(gè)體最終行為能力的提高。多項(xiàng)研究支持了上述觀點(diǎn)，運(yùn)動(dòng)員、教練員、鍛煉者等對(duì)他們相互依賴的人（如教練員、運(yùn)動(dòng)員、指導(dǎo)員）具有較高的信心時(shí)，他們對(duì)自己的能力也會(huì)有較高的自信心；而當(dāng)個(gè)體從對(duì)方感知到的推論自我效能較高時(shí)，個(gè)體也會(huì)有較高的自我效能[38-39]。本研究結(jié)果與上述研究一致，該結(jié)果也支持了班杜拉的自我效能理論，即個(gè)人效能的來源是在人際交互環(huán)境內(nèi)，通過施加自我效能的增效實(shí)現(xiàn)的[40]，而他人效能和推論自我效能正是實(shí)現(xiàn)這種增效的變量。

但是，對(duì)休閑時(shí)身體活動(dòng)行為的直接預(yù)測來說，三重效能中，只有自我效能對(duì)身體活動(dòng)行為的預(yù)測是顯著的，而推論自我效能和他人效能均未顯著預(yù)測身體活動(dòng)行為。本研究與B.JACKSON等[11]研究者的結(jié)果正好相反。研究結(jié)果的不一致說明，可能中國學(xué)生在參與休閑時(shí)的身體活動(dòng)行為時(shí)，更關(guān)注自己本身的能力，體育教師的能力和他們感知到的體育教師對(duì)自己的評(píng)價(jià)是無關(guān)緊要的，而推論自我效能和他人效能最大貢獻(xiàn)在于，可以實(shí)現(xiàn)體育教育情境內(nèi)自我效能的增效。

結(jié)果提示，在體育課上，教師對(duì)學(xué)生的能力的評(píng)估和教學(xué)能力的展現(xiàn)要重在保護(hù)學(xué)生的自我效能，增強(qiáng)學(xué)生對(duì)自己能力的自信心。

4.3 三重效能跨情境的間接效應(yīng)對(duì)行為的預(yù)測

三重效能可通過體育課自主動(dòng)機(jī)、積極情緒體驗(yàn)、休閑時(shí)間身體活動(dòng)的自主動(dòng)機(jī)等變量的中介作用實(shí)現(xiàn)對(duì)行為跨情境的間接預(yù)測。研究結(jié)果顯示，他人效能和自我效能對(duì)休閑時(shí)間身體活動(dòng)行為的預(yù)測是正向的，而推論自我效能通過中介變量對(duì)身體活動(dòng)行為的預(yù)測是負(fù)向的。本研究結(jié)果與B.JACKSON等[11]不完全一致。

就他人效能來說，學(xué)生對(duì)老師的能力具有較高的信心時(shí)，學(xué)生對(duì)體育課會(huì)產(chǎn)生較高的“內(nèi)部定向”[20，39]，這種“內(nèi)部定向”會(huì)促進(jìn)提高學(xué)生的自主動(dòng)機(jī)，也會(huì)使學(xué)生對(duì)老師和在人際交互過程中感受到的積極情感轉(zhuǎn)化為對(duì)體育課的積極情感（如興趣、享受等），這種自主性動(dòng)機(jī)和積極情感也會(huì)遷移到休閑時(shí)間，從而促進(jìn)身體活動(dòng)行為的增加。R.W.LENT等[17]和B.JACKSON等[20]的研究都支持了這一觀點(diǎn)。因此在體育課上，教師對(duì)自己能力的展現(xiàn)應(yīng)重在誘發(fā)學(xué)生對(duì)體育課的興趣和樂趣，以使其提高內(nèi)部動(dòng)機(jī)，從而最終提高對(duì)行為的參與。

自我效能通過中介變量的作用，對(duì)休閑時(shí)身體活動(dòng)行為的跨情境預(yù)測效果也得到了支持，該結(jié)果不僅支持了自我效能和自主動(dòng)機(jī)概念上的整合，還明確了體育教育情境中的行為到休閑時(shí)行為的遷移機(jī)制，研究結(jié)果與跨情境模型是一致的[10]。自我效能在教育情境中的作用已經(jīng)得到多項(xiàng)研究的支持[29]，學(xué)生對(duì)自己能力的自信心可以直接預(yù)測自主動(dòng)機(jī)，即當(dāng)學(xué)生對(duì)自己的能力充滿信心時(shí)，其行為是由“內(nèi)部動(dòng)機(jī)”（如興趣、樂趣等）驅(qū)動(dòng)，而不是“外部動(dòng)機(jī)”（如壓力、愧疚等）。

本研究值得注意的研究結(jié)果是，推論自我效能對(duì)休閑時(shí)身體活動(dòng)行為的跨情境間接預(yù)測的方向與研究假設(shè)不一致。這與B.JACKSON等[20]的結(jié)果相矛盾，導(dǎo)致這一結(jié)果的原因可能是，中國學(xué)生將推論自我效能理解為控制性的信息。當(dāng)學(xué)生在體育課上感知到“我的老師對(duì)我在體育課上的能力有信心”時(shí)，學(xué)生可能會(huì)產(chǎn)生“一定不要辜負(fù)老師的期望”的想法，這種想法反而會(huì)給學(xué)生帶來壓力，一旦感覺自己能力與老師的期望有差距時(shí)，便會(huì)產(chǎn)生愧疚等情緒，這種壓力激發(fā)的是投射調(diào)節(jié)（introjected regulation），而不是內(nèi)部動(dòng)機(jī)。結(jié)果提示，體育教師不要對(duì)學(xué)生提出過高的期望，從而使學(xué)生產(chǎn)生太大的壓力，降低學(xué)生的自主性動(dòng)機(jī)。

綜上所述，體育課上體育教師要給予學(xué)生適度的鼓勵(lì)和信任，并同時(shí)提高自身業(yè)務(wù)能力，從而激發(fā)學(xué)生的自我效能；體育教師應(yīng)安排適當(dāng)?shù)幕顒?dòng)負(fù)荷，從而保護(hù)學(xué)生在體育課上產(chǎn)生的積極情緒（如精力感、活力感）；體育教師應(yīng)創(chuàng)造積極的情感環(huán)境，以保護(hù)和提高學(xué)生對(duì)體育課的自主動(dòng)機(jī)，如提供情感支持、理解信任學(xué)生等；體育教師應(yīng)安排能引起學(xué)生興趣的活動(dòng)項(xiàng)目和設(shè)置有趣的練習(xí)方式（如游戲、比賽等）；體育教師應(yīng)根據(jù)學(xué)生自身水平，降低活動(dòng)難度、增加學(xué)生成功體驗(yàn)，從而增加學(xué)生對(duì)自身能力的信心。

5 結(jié)論與建議

（1）TRE-LTPA跨情境模型是適合大學(xué)生身體活動(dòng)行為的預(yù)測干預(yù)模型。（2）學(xué)生感知到的推論自我效能和他人效能越高，他們對(duì)自己完成某項(xiàng)任務(wù)的信心就越高，而大學(xué)生對(duì)自己能力的信心越高，其對(duì)身體活動(dòng)的參與水平就越高。（3）自我效能和他人效能通過動(dòng)機(jī)和情緒的跨情境遷移作用，積極影響大學(xué)生對(duì)身體活動(dòng)行為的參與。

本研究的不足之處：橫斷研究，因此在驗(yàn)證最終的因果關(guān)系時(shí)存在局限；所有變量皆用量表測得，結(jié)果難免存在共同方法偏誤。建議后續(xù)研究應(yīng)根據(jù)模型實(shí)施縱向干預(yù)研究，建議測量工具多樣化，以降低共同方法偏誤（如身體活動(dòng)行為可以用觀測或者加速度計(jì)[41]等代替主觀報(bào)告）；由于推論自我效能與原假設(shè)方向相反，建議后續(xù)研究繼續(xù)對(duì)三重效能結(jié)構(gòu)進(jìn)行檢驗(yàn)。

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Effect of Tripartite Efficacy Beliefs on Physical Activity of College Students in Leisure-Time：Construction and ConfirmationofaCross-SituationModel

FENG Yujuan1，2，MAO Zhixiong1
（1.Section of Sport Psychology，Sport Science College，Beijing Sport University，Beijing 100084，China；2.Section of PE，Shandong Uni?versity of Art and Design，Jinan 250300，China）

This study validated the contribution of university students'physical education（PE）to leisure time physical activity（LTPA），and built a cross-situation model for college students.The psychological test method was adopted；College students（n=482，Mage=19.90±1.115）completed instruments assessing tripartite efficacy beliefs，autonomous motivation，their emotional experience toward PE，their motivation toward，and engagement in，leisure-time physical activity.Structural equation modeling revealed that：（a）The hypothesized model with acceptable fitness indices forecasted 18%variance of LTPA；（b）Autonomous motives and emotional experience toward PE significantly positively predicted autonomous motives of LTPA that was explained 34%vari?ance；And（c）self-efficacy positively predicted LTPA.Conclusions：The Cross-situational Model can be used as the theoretical base of intervening college students’PA due to its effective prediction on their LTPA；Self-efficacy&other-efficacy can positively improves leisure-time physical activity of college stu?dents by migrating of motivation and emotional experience.Longitudinal follow-up studies should be added to the intervention study to test the hypothesis.

Tripartite Efficacy Beliefs；physical activity；autonomous motives；emotional experience；cross-situational model

G 804.8

：A

：1005-0000（2015）01-052-06

10.13297/j.cnki.issn1005-0000.2015.01.010

2014-09-06；

2014-12-16；錄用日期：2014-12-17

北京體育大學(xué)博士研究生專項(xiàng)自主課題（項(xiàng)目編號(hào)：2014BS013）

馮玉娟（1977-），女，山東壽光人，講師，在讀博士研究生，研究方向?yàn)殄憻捫睦韺W(xué)。

1.北京體育大學(xué)運(yùn)動(dòng)人體科學(xué)學(xué)院運(yùn)動(dòng)心理學(xué)教研室，北京100084；2.山東工藝美術(shù)學(xué)院公共課教學(xué)部體育教研室，山東濟(jì)南250014。