大學(xué)生體育學(xué)習(xí)倦怠影響鍛煉行為的實(shí)證研究

陳建峰

(常州紡織服裝職業(yè)技術(shù)學(xué)院人文社科系，江蘇 常州 213164)

大學(xué)生體育學(xué)習(xí)倦怠影響鍛煉行為的實(shí)證研究

陳建峰

(常州紡織服裝職業(yè)技術(shù)學(xué)院人文社科系，江蘇 常州 213164)

以計(jì)劃行為理論為構(gòu)架分析了體育學(xué)習(xí)倦怠與意圖、行為控制認(rèn)知和鍛煉行為的關(guān)系。516名大學(xué)生完成了態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制認(rèn)知、行為意圖、體育學(xué)習(xí)倦怠和鍛煉行為量表的測量。結(jié)構(gòu)方程模型分析結(jié)果顯示：1)基于計(jì)劃行為理論的大學(xué)生體育鍛煉行為模式整體適配度良好。2)行為意圖、行為控制認(rèn)知均能有效預(yù)測大學(xué)生的鍛煉行為，然知覺行為控制無須透過行為意圖，具有直接影響鍛煉行為的效果； 3)從各變量對鍛煉行為的影響總效應(yīng)量來看，行為控制感最大，態(tài)度最??；4)體育學(xué)習(xí)倦怠對鍛煉行為呈顯著負(fù)相關(guān)，但對行為意圖沒有直接的關(guān)系。

計(jì)劃行為理論；體育學(xué)習(xí)倦怠；鍛煉行為；大學(xué)生

高校體育課是高等教育的一個重要組成環(huán)節(jié)，體育課學(xué)習(xí)是學(xué)生學(xué)習(xí)體育知識、掌握運(yùn)動技能、增進(jìn)身心健康、規(guī)范和改善體育運(yùn)動行為的過程。但反觀目前學(xué)生的體育課學(xué)習(xí)狀況卻不容樂觀，體育課結(jié)束后大多數(shù)學(xué)生退出體育鍛煉，造成大學(xué)生身體狀況在這個期間迅速下降[1, 2]。有調(diào)查發(fā)現(xiàn)，大部分大學(xué)生能認(rèn)知到體育課對“身心健康”“運(yùn)動技能”“鍛煉習(xí)慣”是有幫助的，但有半數(shù)以上的學(xué)生認(rèn)為幫助的效果一般，甚至有小部分學(xué)生認(rèn)為幫助幾乎沒有[3]。而體育學(xué)習(xí)倦怠作為消極的學(xué)習(xí)心理，一直是體育工作者所關(guān)注的熱點(diǎn)，目前對體育學(xué)習(xí)倦怠行為的研究多以描述性和解釋性為主，研究對象主要集中在體育教師、體育專業(yè)學(xué)生，研究內(nèi)容主要關(guān)注體育學(xué)習(xí)倦怠量表編制[4, 5]、現(xiàn)狀調(diào)查和特征分析方面[6, 7]。還沒有學(xué)者定量分析和驗(yàn)證大學(xué)生體育學(xué)習(xí)倦怠和鍛煉行為的效應(yīng)量，更沒有提出將體育學(xué)習(xí)倦怠納入完整的計(jì)劃行為理論(Theory of planned behavior，TPB)架構(gòu)來分析，此外，本文選擇TPB，主要是該理論已經(jīng)被普遍用于預(yù)測和解釋身體鍛煉意圖和行為[8, 9]。

TPB是以期望價(jià)值理論(Expectancy-Value Theory)為問題思考架構(gòu)的社會認(rèn)知理論，也是解釋人類決策過程的社會心理學(xué)理論。TPB認(rèn)為個人的行為意圖是預(yù)測行為的最好方法，行為意圖和行為間存在著高度的相關(guān)性(Ajzen，1991)[10]。TPB動機(jī)層面認(rèn)為，行為意圖受到該行為的態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制認(rèn)知這三個或其中某部分的影響，其中行為控制認(rèn)知是指個人對過去經(jīng)驗(yàn)及從事該行為的效能判斷，主觀規(guī)范是個人在決策行為時所感覺的社會壓力，態(tài)度是指個人對特定行為積極或消極結(jié)果的總體評價(jià)。TPB顯著信念層面認(rèn)為，顯著信念是態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的認(rèn)知和情感基礎(chǔ)，它不僅可以解釋個人為何擁有不同的態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制認(rèn)知，而且還可以為制定行為干預(yù)措施提供有用的信息。TPB意志力層面認(rèn)為，行為控制認(rèn)知對行為意圖具有動機(jī)涵義，行為的執(zhí)行不只決定于一個人的意圖，還受到個人的內(nèi)在因素，如(鍛煉知識、技能、和同伴的支持或者克服環(huán)境阻礙等)這些因素是個人意志力無法完全控制的。此外，在潛意識和情緒反應(yīng)的情境下，知覺行為控制還可以不必以行為意圖為中介直接作用于實(shí)際行為，與行為意圖共同影響實(shí)際行為[10]。

身體鍛煉行為的前因一直是鍛煉心理學(xué)研究的重要領(lǐng)域，由于大部分的體育活動屬于個人的行為，因此有一部分決定于個人的行為動機(jī)、意圖和技能，但是如果我們忽略了一個人所處的環(huán)境因素對個人鍛煉行為決策的影響，那我們研究結(jié)論的解釋力將會受到質(zhì)疑。正如，Armitage等學(xué)者做的元分析(meta-analysis)表明: 態(tài)度、 主觀規(guī)范和行為控制認(rèn)知可以解釋39%～50%的行為意圖變異,行為意圖和行為控制認(rèn)知可以解釋20% ～40%的行為變異[11]，表明人們在實(shí)施某行為時并不總是按照他們的意圖，即人們在實(shí)施某行為時并不是意志能夠完全控制的。

綜上所述，本文試圖以計(jì)劃行為理論及其模型為框架，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Model，SEM)技術(shù)驗(yàn)證體育學(xué)習(xí)倦怠情形下學(xué)生鍛煉行為模式的適用程度，將體育學(xué)習(xí)倦怠作為行為控制認(rèn)知的前因變量，了解學(xué)生的體育學(xué)習(xí)是如何促進(jìn)或防礙行為意圖和鍛煉行為的，這將有助于為學(xué)校、政府體育部門了解學(xué)生的體育學(xué)習(xí)和鍛煉行為上提供參考，同時還能提升體育教學(xué)質(zhì)量和教學(xué)效果。研究框架見圖 1，基于此，本研究提出如下假設(shè)。

圖1 理論模型

根據(jù)Ajzen(1988，1991)TPB觀點(diǎn)[10, 12]，我們可以很清楚知道要增強(qiáng)一個人的意圖或行為，需從態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制認(rèn)知的改變和獲得著手；同時，在通常情況下，人的行為都是人的行為意圖的具體行動表現(xiàn)，個體的態(tài)度越積極、主觀規(guī)范的外界壓力越大、知覺到的行為控制力越強(qiáng)，則執(zhí)行某種行為的意圖就越明顯，行為發(fā)生的可能性就越大。因此我們推斷：

H1：大學(xué)生鍛煉行為的態(tài)度越正面，其鍛煉行為意圖就越強(qiáng)。

H2：大學(xué)生鍛煉行為的主觀規(guī)范越正面，其鍛煉行為意圖就越強(qiáng)。

H3：大學(xué)生鍛煉行為的控制感越強(qiáng)，其鍛煉行為意圖就越強(qiáng)。

H4：大學(xué)生鍛煉行為的意圖越明顯，其鍛煉行為就越強(qiáng)。

H5：大學(xué)生鍛煉行為的控制感越強(qiáng)，其鍛煉行為就越強(qiáng)。

根據(jù)Ajzen (1986)的研究[13]，行為控制認(rèn)知直接影響行為意圖和行為，而行為控制認(rèn)知受控制信念的影響，其中控制信念指的是促進(jìn)或阻礙執(zhí)行某種行為的因素，那我們檢驗(yàn)的假設(shè)是與體育學(xué)習(xí)相關(guān)的阻礙，如，情緒低落、行為不當(dāng)和低成就感；與體育學(xué)習(xí)相關(guān)的促進(jìn)因素，如，態(tài)度、主觀規(guī)范。因此我們的推斷：

H6：大學(xué)生體育學(xué)習(xí)倦怠程度越高，其行為控制感就越低。

H7：大學(xué)生體育學(xué)習(xí)倦怠程度越高，其鍛煉意圖越低。

H8：大學(xué)生體育學(xué)習(xí)倦怠程度越高，其鍛煉行為就越低。

H9：大學(xué)生鍛煉行為的態(tài)度越正面，其行為控制感就越大。

H10：大學(xué)生鍛煉行為的主觀規(guī)范越正面，其行為控制感就越大。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

最終問卷形成后，對常州大學(xué)、南京信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院、常州工程職業(yè)技術(shù)學(xué)院、常州信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院、常州紡織服裝職業(yè)技術(shù)學(xué)院5所高校550名大學(xué)生以體育課行政班為單位進(jìn)行抽樣調(diào)查，共收回有效問卷516份，(男231，女285；農(nóng)村348，城鎮(zhèn)168；大一408，大二108)。

1.2 問卷調(diào)查法

1.2.1 體育學(xué)習(xí)倦怠量表

采用自編的體育學(xué)習(xí)倦怠量表，在量表的設(shè)計(jì)上，首先對以往有關(guān)體育學(xué)習(xí)倦怠的文獻(xiàn)進(jìn)行整理，參考有關(guān)體育學(xué)習(xí)倦怠量表，然后，根據(jù)本文研究所需對量表題項(xiàng)進(jìn)行設(shè)計(jì)，形成25題初試問卷，采用Likert五點(diǎn)評定法。初始問卷形成后，首先對問卷進(jìn)行預(yù)測，選取125名大學(xué)生進(jìn)行試測，有效問卷108份。對回收問卷進(jìn)行項(xiàng)目分析，刪除了鑒別度低的題項(xiàng)，然后進(jìn)行探索性因子分析(經(jīng)檢驗(yàn)， KMO=0.825；Barttett球形檢驗(yàn)的sig=0.000)，最后形成15個題項(xiàng)。例如，“我能有效處理在體育課中學(xué)習(xí)的大部分問題”，量表分3個維度，為情緒低落、行為不當(dāng)和低成就感。驗(yàn)證性因素分析發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)擬合度不太理想。根據(jù)模型的修正指數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷對模型進(jìn)行修正，修正后的結(jié)構(gòu)方程模型擬合指數(shù)為：χ2=140.84，df=51，均方根殘差RMR=0.041，CFI=0.938，NNFI=0.906，IFI=0.938，NFI=0.906，根據(jù)Gefen et al.(2000)[14]及Hair et al.(1998)[15]的建議，若CFI，NNFI，IFI，NFI指標(biāo)大于0.90， RMR指標(biāo)小于0.050，則測量模型可被認(rèn)為提供可接受的模型契合度?？梢?，本研究修訂后量表具有相當(dāng)程度的收斂效度。整體量表信度檢驗(yàn)顯示，量表Cronbach’α系數(shù)為0.878，高于Nunnally (1978)[16]所建議的0.7。此外本研究依據(jù)Anderson and Gerbing(1988)[17]的建議對量表進(jìn)行區(qū)別效度的檢定，即分別將兩兩構(gòu)面的相關(guān)系數(shù)限定為1，然后再比較限定模式與未限定模式之卡方值，進(jìn)行差異性檢定，如果限定模式較未限定模式之卡方值達(dá)顯著水平時，則表示此二構(gòu)面間具有區(qū)別效度，結(jié)果顯示，模型中任兩個潛變量的限定模式與未限定模式的卡方差異值均達(dá)顯著水平(P<0.001)，故具有良好的區(qū)別效度。

1.2.2 鍛煉行為量表

本研究鍛煉行為采用武漢體育學(xué)院梁德清(1992)等人修訂的量表，主要調(diào)查受試一個月參加體育鍛煉的運(yùn)動量，鍛煉行為由“鍛煉強(qiáng)度”、“鍛煉時間”、“鍛煉頻率”、三個方面構(gòu)成，每個方面分5個等級，分別計(jì)為1，2，3，4，5 分 ，其鍛煉行為總分=鍛煉強(qiáng)度×(鍛煉時間-1)×鍛煉頻率，PARS-3的重測信度為0.82。本文從運(yùn)動量角度來考察學(xué)生的鍛煉行為，在調(diào)查鍛煉行為時特別表注“鍛煉時間、次數(shù)等不包括體育課”。

1.2.3 TPB量表

量表來源于Ajzen的TPB量表[18]，請1名大學(xué)英語教師和1名體育心理學(xué)專家對量表進(jìn)行翻譯，確保研究內(nèi)容的一致性，確定Ajzen的 TPB量表的中文修訂版，共14題，量表采用Likert七點(diǎn)計(jì)分，該問卷分為行為態(tài)度量表(2個工具性態(tài)度項(xiàng)目和3個情感性態(tài)度項(xiàng)目)即“對我而言，未來兩周的規(guī)律性體育鍛煉將是……”；3個項(xiàng)目的主觀規(guī)范分量表，即“大多數(shù)對我很重要的人，希望我參加規(guī)律性體育鍛煉 ”；行為控制感分量表由3個項(xiàng)目構(gòu)成，即“在未來兩周，我打算進(jìn)行規(guī)律性體育鍛煉”。隨機(jī)抽取125名大學(xué)生完成了預(yù)測試，以行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制認(rèn)知、意圖和鍛煉行為5因素潛變量，建立TPB一階驗(yàn)證性因素分析，模型擬合指數(shù)如下，χ2=212.83，df=109，P<0.001，CFI=0.947，NNFI=0.934，IFI=0.947，NFI=0.899，近似誤差均方根RMSEA=0.066(小于0.08)，說明模型擬合較好。TPB 各潛變量之間的相關(guān)系數(shù)介于 0.48～0.90，對量表進(jìn)行區(qū)別效度的檢定，顯示卡方值均達(dá)顯著水平(p<0.001)，表明量表區(qū)別效度符合推薦標(biāo)準(zhǔn)。模型各題項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)因素負(fù)荷在0.49～0.91 之間， 5 個構(gòu)念的建構(gòu)信度CR值在0.71～0.90 之間， Cronbach 系數(shù)在0.65～0.89 之間，反映了模型各構(gòu)念信度良好，量表的擬合結(jié)果具有有效性和可靠性，可作為正式的研究測量工具。

1.3 數(shù)理統(tǒng)計(jì)

本研究采用SPSS17和LISREL 8.53軟件中的極大似然法(Maximum Likelihood，ML)對整體樣本的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，主要的統(tǒng)計(jì)方法有雙變量相關(guān)分析和驗(yàn)證性因子分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 數(shù)據(jù)基本描述

為評估各個變量的特征，考察了各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、偏度、峰度(表1)。結(jié)果顯示所有變量的偏度絕對值小于3、峰度絕對值小于10，可以認(rèn)為測量變量基本上服從正態(tài)分布(Kline，1998)，從而保證下文的結(jié)構(gòu)方程分析可得到穩(wěn)健和可靠的估計(jì)結(jié)果。從各研究構(gòu)面的相關(guān)系數(shù)可推理出，計(jì)劃行為理論的5個構(gòu)念之間存在較強(qiáng)的相互關(guān)系，通過行為控制認(rèn)知、行為意圖、運(yùn)動行為、行為態(tài)度和主觀規(guī)范之間的相關(guān)系數(shù)得知，四個變量呈顯著正相關(guān)(p<0.01)，根據(jù)相關(guān)系數(shù)高低，鍛煉行為與行為控制認(rèn)知密切度高于鍛煉行為與行為意圖密切度，通俗來說，影響大學(xué)生鍛煉行為的外在因素高于內(nèi)在因素。體育學(xué)習(xí)倦怠與行為控制認(rèn)知、行為意圖、鍛煉行為、行為態(tài)度和主觀規(guī)范呈顯著負(fù)相關(guān)(p<0.01)，從我們?nèi)粘＿壿媮碚f，學(xué)生的體育學(xué)習(xí)倦怠程度越高， 行為意圖與鍛煉行為就越低。

表1 各研究構(gòu)面的得分均值、標(biāo)準(zhǔn)差、Pearson相關(guān)系數(shù)一覽 (n=516)

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

2.2 模型擬合與假設(shè)檢驗(yàn)

2.2.1 計(jì)劃行為理論的驗(yàn)證

本研究首先驗(yàn)證計(jì)劃行為理論中態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制認(rèn)知對大學(xué)生的行為意圖和鍛煉行為的預(yù)測能力，采用SEM對路徑模型進(jìn)行估計(jì)與檢驗(yàn)，分析結(jié)果(如圖2)。模型擬合指標(biāo)顯示：χ2=4.33，df=2，χ2/df=2.165，p-value =0.115(p>0.05)，表明假設(shè)模型產(chǎn)生的總體協(xié)方差與樣本數(shù)據(jù)方差協(xié)方差矩陣不存在顯著差異，模型和觀測數(shù)據(jù)擬合非常好。RMSEA=0.048；CFI=0.998，NNFI=0.988，IFI=0.998，NFI=0.996均在0.9以上，也表明模型和觀測數(shù)據(jù)擬合很好(侯杰泰，2004)[19]。因此，本研究的模型路徑系數(shù)估計(jì)結(jié)果可以作為進(jìn)一步衡量計(jì)劃行為理論中的各變項(xiàng)關(guān)系。路徑模型中，行為意圖和鍛煉行為的直接前因?qū)@幾個變量方差變異的解釋(平方復(fù)相關(guān)系數(shù)，R2)分別為：0.66和0.16。

圖2 大學(xué)生TPB模式路徑(n=516)

2.2.2 理論模型的驗(yàn)證

本模型的擬合指標(biāo)顯示，χ2=4.74，df=2，χ2/〗df=2.37，p-value=0.093(p>0.05)，綜合模型各項(xiàng)指標(biāo)的判斷，表明假設(shè)模型與樣本數(shù)據(jù)方差協(xié)方差矩陣不存在顯著差異；RMSEA= 0.052，CFI=0.997，NNFI=0.984，IFI=0.997，NFI=0.994均大于0.9，表明了數(shù)據(jù)與模型之間達(dá)到很好的擬合。圖3給出了分析結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)，其中，有9條路徑具有顯著性，這9條路徑顯著性支持了假設(shè)H1((=0.15，P<0.001)、假設(shè)H2((=0.28，P<0.001)、假設(shè)H3((=0.52，P<0.001)、假設(shè)H4((=0.14，P<0.001)、假設(shè)H5((=0.23，P<0.001)、假設(shè)H6((=0.16，P<0.001)、假設(shè)H8((=-0.12，P<0.01)、假設(shè)H9((=0.22，P<0.001)、假設(shè)H10((=0.37，P<0.001)。結(jié)構(gòu)方程模型中有1條路徑不顯著，它是假設(shè)H7。然而，這條路徑的關(guān)系在雙變量相關(guān)分析中具有顯著性(P<0.01，表1)，說明模型中可能有變量起到了中介的作用。路徑模型中， 行為控制認(rèn)知、行為意圖和鍛煉行為的直接前因?qū)@幾個變量方差變異的解釋(R2)分別為：0. 36、0. 66和0.17。

圖3 結(jié)構(gòu)方程路徑(n=516)

圖4 修訂后模型的結(jié)構(gòu)方程路徑(n=516)

2. 3 模型修正

為了使模型間的關(guān)系更加清晰，對概念模型進(jìn)行修訂，隨后，研究采用巢模型法(Nested-model Approach)，即把理論模型中體育學(xué)習(xí)倦怠對行為意圖的直接影響固定為0(不顯著的路徑)，從而構(gòu)造出理論模型的巢模型，并對模型進(jìn)行比較，如果差異不顯著，則認(rèn)為兩個模型間并無顯著差異，選擇路徑最簡模型；若差異性顯著，則選擇路徑較為復(fù)雜的模型，對比原模型，模型的Δχ2/Δdf=1.71，P=0.191，可以斷定理論模型與巢模型兩者差異不顯著，從模型簡潔性和有效性來看，從而接受巢模型，同時修訂后的模型圖所有路徑系數(shù)均具有顯著性，路徑所表示的假設(shè)關(guān)系并沒改變，對因變量的預(yù)測力也沒降低(0.36、0.66和0.17)。因此，修訂后的模型是一個更好的模型(圖4)。

為了進(jìn)一步闡釋問題，我們計(jì)算了自變量對因變量的效應(yīng)，見表2。從總體影響效應(yīng)分析，對鍛煉行為影響效應(yīng)顯著的變量依次為行為控制認(rèn)知(0.30)、體育學(xué)習(xí)倦怠(-0.17)、主觀規(guī)范(0.15)、行為意圖(0.14)、態(tài)度(0.09)，行為控制認(rèn)知和行為意圖直接對鍛煉行為產(chǎn)生正效應(yīng)，而體育學(xué)習(xí)倦怠直接對鍛煉行為產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，其他決定變量對鍛煉行為的影響主要是間接的。行為控制認(rèn)知一方面對鍛煉行為產(chǎn)生直接效應(yīng)，另一方面通過行為意圖的中介作用對鍛煉行為產(chǎn)生效應(yīng)。

表2 自變量對因變量的效應(yīng)量

注：本表數(shù)據(jù)依修正后的模型所得到的完全標(biāo)準(zhǔn)化解。

3 討論

在TPB提出后的30多年里得到了各領(lǐng)域廣泛的應(yīng)用，本研究大部分實(shí)證成果支持這一理論。TPB路徑模型中，態(tài)度、主觀規(guī)范及行為控制認(rèn)知三個變項(xiàng)對于行為意圖的變異解釋量高達(dá)(R2=66)，比較其路徑系數(shù)，行為控制認(rèn)知最強(qiáng)(0.52)、主觀規(guī)范次之(0.29)、行為態(tài)度最小(0.15)，這充分說明了非個人意志完全控制的行為不僅僅受到行為意圖影響，還受到個體能力、機(jī)會、資源等控制條件的限制，若實(shí)際控制條件充分，行為意向直接決定行為。此外，行為意圖與行為控制認(rèn)知對于鍛煉行為的變異解釋量只有(R2=16)，其對鍛煉行為的解釋力偏弱，說明大學(xué)生是否能參與體育鍛煉，除了本身的行為意圖外，可能還有其他的關(guān)鍵因素被忽略。相對于態(tài)度對行為意圖的影響，主觀規(guī)范的作用力可能大些(圖1)，這反映了體育課氛圍、以及同學(xué)、朋友和家長的鍛煉態(tài)度和行為，在一定程度上影響著學(xué)生的鍛煉行為決策。

由圖1可以看出，行為意圖、行為控制認(rèn)知均能有效預(yù)測大學(xué)生的鍛煉行為，相對于行為意圖對鍛煉行為，行為控制認(rèn)知的作用可能要有效一些，這反映了大學(xué)生過去的鍛煉經(jīng)驗(yàn)和預(yù)期障礙認(rèn)知更大程度上取決于他們參與的鍛煉水平，這也說明了個人意志無法控制的因素，如鍛煉氛圍、鍛煉時間、鍛煉技能等，可能比內(nèi)在動機(jī)更能促使大學(xué)生的鍛煉行為。即大學(xué)生在參與體育鍛煉時并非完全由意志控制，個體必需對特定情境有一定準(zhǔn)確性的控制能力，其鍛煉行為才能產(chǎn)生。

體育學(xué)習(xí)倦怠是指大學(xué)生在體育課學(xué)習(xí)過程中由于學(xué)習(xí)壓力或缺乏學(xué)習(xí)興趣而對體育課感到厭倦的消極態(tài)度和行為。體育學(xué)習(xí)倦怠對行為意圖的直接效應(yīng)不顯著，即大學(xué)生不論是否對體育學(xué)習(xí)感到倦怠，想要參加鍛煉的想法并不會因而改變，表明只有減少體育學(xué)習(xí)倦怠對行為控制認(rèn)知的阻礙，才能更好地促使學(xué)生進(jìn)行體育鍛煉(圖3)。由圖4可以發(fā)現(xiàn)由于體育學(xué)習(xí)倦怠，大學(xué)生對自己是否有能力、時間以及資源參加體育鍛煉的確有可能帶來負(fù)向影響，即體育課學(xué)習(xí)的低成就感和情緒低落確實(shí)可能使得大學(xué)生覺得沒有時間、動力去參加體育鍛煉。本文調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，“當(dāng)問及影響你參加體育鍛煉的因素有哪些？”備選項(xiàng)最多的是沒有毅力堅(jiān)持鍛煉，其次是學(xué)習(xí)壓力大，時間不夠(下午課多，或?qū)嵱?xùn)，或院學(xué)生會有活動)；最后是自我鍛煉能力差，缺乏組織和技術(shù)指導(dǎo)等等。模型中各要素的關(guān)系及其效應(yīng)量的分析結(jié)果折射出大學(xué)生鍛煉行為的現(xiàn)況，如果不能解決學(xué)生上體育課的學(xué)習(xí)效果、課外體育活動的時間以及學(xué)校和家庭的支持等問題，就不能幫助其學(xué)生養(yǎng)成終身體育鍛煉的習(xí)慣。

4 結(jié)論與建議

本研究運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型技術(shù)，以計(jì)劃行為理論為構(gòu)架分析了大學(xué)生體育鍛煉的行為模式，以及分析了體育學(xué)習(xí)倦怠與意圖、行為控制認(rèn)知和鍛煉行為的關(guān)系，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

4.1 基于計(jì)劃行為理論的大學(xué)生體育鍛煉行為模式整體適配度良好。

4.2 TPB路徑模型中，行為意圖、行為控制認(rèn)知均能有效預(yù)測大學(xué)生的鍛煉行為，知覺行為控制無須透過行為意圖，具有直接影響鍛煉行為的效果。

4.3 從各變量對鍛煉行為的影響總效應(yīng)量來看(表2)，依次為行為控制認(rèn)知(0.30)、體育學(xué)習(xí)倦怠(-0.17)、主觀規(guī)范(0.15)、行為意圖(0.14)、態(tài)度(0.09)。說明，行為控制感和體育學(xué)習(xí)倦怠對大學(xué)生實(shí)際鍛煉行為的影響程度不容忽視。

4.4 體育學(xué)習(xí)倦怠對鍛煉行為呈顯著負(fù)相關(guān)，但對行為意圖沒有直接的關(guān)系。

由于研究結(jié)果建立于橫切面研究設(shè)計(jì)，對于結(jié)果的說服力還需縱向研究的檢驗(yàn)；另外，體育學(xué)習(xí)倦怠是否會對大學(xué)生的身體健康產(chǎn)生影響，即我們還需要探討體育學(xué)習(xí)倦怠、鍛煉行為和自覺健康之間關(guān)系等等。事實(shí)上，促進(jìn)大學(xué)生參加體育鍛煉的路徑具有高度復(fù)雜性，例如，在TPB框架下為改善TPB模型對行為的預(yù)測力，學(xué)者們已做了如下研究，探討前因變量的概念化和操作化(如，態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制認(rèn)知)[20]。增加新變量拓展TPB模型(非理性因素的引入、調(diào)節(jié)因素或中介因素的引入[21]；結(jié)構(gòu)關(guān)系的調(diào)整等等[22]。以上研究將為我們?nèi)媪私獗狙芯糠较蚝蛷浹a(bǔ)TPB理論意圖與行為之間的鴻溝提供了研究效益。因此，進(jìn)一步延伸計(jì)劃行為理論，建構(gòu)更完善，更完整的理論模型來解釋大學(xué)生鍛煉行為是未來研究所需的。

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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

陳建峰(1980-)，男，講師，體育碩士

G807.4

A

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

研究方向：鍛煉心理學(xué)和現(xiàn)代體育教學(xué)