體育學(xué)習(xí)情境下目標(biāo)定向?qū)πW(xué)生自我效能感的影響：運動成就動機的中介作用

王 悅

（武漢市吳家山第四小學(xué) 體育教研室，湖北 武漢430040）

1977年美國心理學(xué)家班杜拉（Albert Bandura）開創(chuàng)性地提出了自我效能感（self-efficacy）這一概念。Bandura 指出，自我效能感是指個體在執(zhí)行某一行為前對自己能夠在什么水平上完成該行為活動所具有的能力判斷，信念或主體自我把握與感受［1］。即個體對自己能否利用所擁有的技能去完成特定任務(wù)或行為自信程度的評價［2］。近年來，很多專家和學(xué)者從積極心理學(xué)的角度，將自我效能感應(yīng)用到心理健康領(lǐng)域，以此來反映不同人群的心理健康狀況。國內(nèi)外的許多研究表明：一般自我效能感比較好的學(xué)生，他們的心理健康狀況也相應(yīng)地較好，而這一觀點同樣得到國內(nèi)學(xué)者唐玉忠和燕晉峰的證實［3］。在梳理自我效能感的關(guān)系研究中，不難發(fā)現(xiàn)，自我效能感是學(xué)習(xí)理論研究領(lǐng)域的一個重要變量。楊學(xué)文研究表明成就目標(biāo)定向是學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)策略的中介變量［4］。姚景，劉旭等研究表明初中生成就目標(biāo)通過學(xué)業(yè)自我效能感間接影響考試焦慮情緒［5］。吳霜研究表明初中生學(xué)業(yè)自我效能感透過成就目標(biāo)定向間接影響學(xué)業(yè)情緒［6］。文獻回顧表明，成就目標(biāo)定向與自我效能感存在緊密的聯(lián)系，因此本文提出假設(shè)H1：小學(xué)生運動成就目標(biāo)定向正向預(yù)測自我效能感。

在教育學(xué)和心理學(xué)領(lǐng)域中，成就動機作為重要的研究方向和研究內(nèi)容而受到專家和學(xué)者們的廣泛關(guān)注和重視。成就動機最早是由Murray 在1938年提出的，它是指人們在完成任務(wù)時力求獲得成功的內(nèi)部動因，即一個人對自己認為重要或有價值的工作，不但愿意去做，而且能夠達到完美地步的一種內(nèi)在推動力量［7］。Atkinson 認為成就動機理論分為兩個傾向，一是追求成功動機（MS），表現(xiàn)為趨向目標(biāo)的行為；二是避免失敗的動機（MF），表現(xiàn)為避免預(yù)料到的失敗結(jié)果，當(dāng)一個人面臨任務(wù)時，這兩種動機通常是同時起作用，如果一個人追求成功的動機高于避免失敗的動機，那么這個人將努力追求特定的目標(biāo)；反之，他會去選擇減少失敗機會的目標(biāo)，當(dāng)這兩種動機力量勢均力敵時，個體便會感受到心理沖突的痛苦，因此，每個人的成就行為最終要受到這兩種動機的綜合作用所決定的［8］。

20 世紀(jì)80年代，Dweck 以能力歸因理論為基礎(chǔ)，結(jié)合當(dāng)時社會認知觀點的最新成果提出了成就目標(biāo)理論。Nicholls 認為，在成就情境中目標(biāo)定向理論有兩種主要的目標(biāo)取向，分別是任務(wù)目標(biāo)定向和自我目標(biāo)定向［9］。成就目標(biāo)定向作為成就動機理論派生的一個分支，發(fā)展至今已形成了相當(dāng)完善的理論系統(tǒng)。該理論認為在成就活動中，當(dāng)個體被認為是任務(wù)取向者時，其由能力知覺與活動類型引起的成功感覺是以自己作為參照標(biāo)準(zhǔn)，其目標(biāo)的組成是以發(fā)展個人技巧獲得洞察力，掌握知識為內(nèi)容，這樣類型的人認為在成就情境中成功，必須通過努力學(xué)習(xí)，充分理解所學(xué)知識以及與同伴合作才能取得成功；當(dāng)個體被認為是自我取向者時，其中心是放在顯示超長能力上，他們對自己的能力判斷，是以社會比較作為參照標(biāo)準(zhǔn)的，這類人主觀界定成功的最終根源是在競爭中用更少的努力去打敗對手或超越對手［10］。梳理文獻發(fā)現(xiàn)，成就目標(biāo)定向與成就動機存在千絲萬縷的關(guān)系，主要表現(xiàn)為個體將自認為有價值的事情設(shè)置為目標(biāo)，從而激發(fā)出為之努力奮斗的行為動機，目標(biāo)是引發(fā)行為動機的直接誘因，因此本研究提出假設(shè)H2：運動成就動機在小學(xué)生成就目標(biāo)定向和自我效能感之間起中介作用。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

本研究選取武漢市380 名小學(xué)生作為調(diào)查樣本，共發(fā)放380 份問卷，收回問卷340 份，回收率為89.5%，剔除有明顯矛盾答案的問卷、有3個以上遺漏題目的問卷、有明顯偏好的問卷，最終有效問卷共314 份，其中，男性160 人（51%），女性154 人（49%）；8 歲91 人（29%），9～10 歲133 人（42.4%），11～12 歲90 人（28.7%）；小學(xué)低年段109 人（34.7%），小學(xué)中年段129 人（41.1%），小學(xué)高年段76 人（24.2%）；運動項目涉及冰球、游泳、跳繩、足球、滑板、滑冰、乒乓球、武術(shù)、羽毛球、跆拳道、踢毽子等。

1.2 研究工具

1.2.1 成就目標(biāo)定向

采用陳堅、姒剛彥（1998）翻譯成中文的《運動中任務(wù)定向和自我定向問卷》（TEOSQ）。該問卷包括目標(biāo)任務(wù)定向和自我目標(biāo)定向兩個維度，共13個題項，其中任務(wù)定向問題為1，3，5，7，9，11，13 題； 自我定向問題為2，4，6，8，10，12 題，采用Likert5 點評分法。本研究對該問卷進行信度和效度檢驗，結(jié)果表明：任務(wù)目標(biāo)定向分量表的a 系數(shù)為0.763，自我目標(biāo)定向分量表的a 系數(shù)為0.744；KMO=0.858，Bartlett 球形度檢驗為1094.980，適合做因子分析； 驗證性因素分析結(jié)果為:CMIN/DF =3.457，RMSEA =0.089，SRMR =0.0676，GFI =0.901，AGFI=0.859，CFI=0.848，IFI=0.850，說明該問卷具有較好的信度和效度。

1.2.2 自我效能感

自我效能感問卷最早可追溯到1981年Schwarzer 編制的一般自我效能感量表（GSES）。1995年該量表被翻譯成中文，多年研究經(jīng)驗表明此量表同樣適用于我國的學(xué)生，整個量表共有10 題，采用Likert5 點評分法。對本問卷進行信度和效度檢驗，結(jié)果表明問卷的Cronbach's a 系數(shù)為0.817；KMO=0.867，Bartlett 球形度檢驗為764.897，適合做因子分析；驗證性因素分析結(jié)果為:CMIN/DF=3.351，RMSEA=0.087，SRMR=0.0598，GFI=0.923，AGFI=0.879，CFI=0.887，IFI=0.889，說明該問卷具有較好的信度和效度。

1.2.3 運動成就動機

采用楊勇（2008）修訂的《運動成就動機量表》，修訂后的量表包括追求成功動機和避免失敗動機兩個維度，共23個題目，其中追求成功分量表13 題，避免失敗分量表10 題，采用Likert5 點評分法。本研究對該問卷進行信度和效度檢驗，結(jié)果表明：追求成功動機分量表的a 系數(shù)為0.789，避免失敗動機分量表的a 系數(shù)為0.843；KMO=8.854，Bartlett 球形度檢驗為1800.788，適合做因子分析； 驗證性因素分析結(jié)果為:CMIN/DF=1.575，RMSEA=0.043，SRMR=0.0529，GFI=0.909，AGFI=0.890，CFI=0.918，IFI=0.919，說明該問卷具有較好的信度和效度。

1.3 研究方法

采用SPSS20.0 和Amos24.0 對數(shù)據(jù)進行分析，統(tǒng)計方法包括描述性統(tǒng)計、相關(guān)分析、回歸分析和結(jié)構(gòu)方程模型分析。

2 研究結(jié)果

2.1 研究變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

表1 研究變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

采用Spearman 相關(guān)分析考察成就目標(biāo)定向（任務(wù)目標(biāo)定向、自我目標(biāo)定向）、運動成就動機（追求成功動機、避免失敗動機）和自我效能感的相關(guān)系數(shù)，如表1 所示。追求成功動機與避免失敗動機在0.05 水平上負相關(guān)，而與任務(wù)目標(biāo)定向、自我目標(biāo)定向和自我效能感在0.01 水平上正相關(guān)； 避免失敗動機與任務(wù)目標(biāo)定向在0.01 水平上負相關(guān)； 任務(wù)目標(biāo)定向與自我目標(biāo)定向、自我效能感在0.01 水平上正相關(guān)；自我目標(biāo)定向與自我效能感在0.01 水平上的正相關(guān)。研究變量之間中度以上的相關(guān)為本研究的中介效應(yīng)檢驗提供了前提條件。

2.2 成就目標(biāo)定向?qū)ψ晕倚芨械幕貧w分析

以小學(xué)生成就目標(biāo)定向為自變量，自我效能感為因變量，采用進入法進行回歸分析。如表2 所示：在控制了其它變量之后，任務(wù)目標(biāo)定向能夠獨立的顯著正向預(yù)測自我效能感 （B=0.610，p<0.001）；自我目標(biāo)定向也可以獨立的顯著正向預(yù)測自我效能感（B=0.331，p<0.001）。然而，比較β 值可以發(fā)現(xiàn)，任務(wù)目標(biāo)定向比自我目標(biāo)定向?qū)ψ晕倚芨械挠绊懜@著（0.551>0.390）。研究假設(shè)H1 得到驗證。

表2 成就目標(biāo)定向?qū)ψ晕倚芨械幕貧w分析

2.3 運動成就動機的中介效應(yīng)檢驗

2.3.1 避免失敗動機的中介效果檢驗

運動成就動機包括追求成功動機和避免失敗動機兩個維度，本研究首先以避免失敗動機為中介變量，用Amos24.0 檢驗小學(xué)生運動成就目標(biāo)定向透過避免失敗動機對自我效能感的影響，如表3 所示。避免失敗動機在運動成就目標(biāo)對自我效能感的中介效果檢驗中，中介效果不顯著。

2.3.2 追求成功動機的中介效果檢驗

表3 避免失敗動機在成就目標(biāo)定向和自我效能感之間的中介效應(yīng)檢驗

成就目標(biāo)定向包含兩個維度，分別是自我目標(biāo)定向和任務(wù)目標(biāo)定向。以追求成功動機為中介變量，用Amos24.0 軟件建立結(jié)構(gòu)方程模型，檢驗追求成功動機在運動成就目標(biāo)定向和自我效能感之間的中介作用。

首先，建立以自我目標(biāo)定向為預(yù)測變量，自我效能感為結(jié)果變量，追求成功動機為中介變量的結(jié)構(gòu)方程模型，見圖1。由圖1 可知，CMIN/DF=1.810，小于5 為好；RMSEA=0.051，小于臨 界 值0.08；SRMR=0.0572，GFI=0.868，AGFI=0.847，CFI=0.859，IFI=0.861，說明模型擬合度尚可接受。

圖1 結(jié)構(gòu)方程模型以及擬合度指標(biāo)

對圖1 中模型的數(shù)據(jù)結(jié)果進行分析如表4 所示，自我目標(biāo)定向?qū)ψ晕倚芨械目傂?yīng)為0.323，間接效果為0.168，直接效果為0.155，Z 值均大于1.96，且95%的置信區(qū)間均顯著，因此，追求成功動機在自我目標(biāo)定向和自我效能感之間起到部分中介作用。

其次，建立以任務(wù)目標(biāo)定向為預(yù)測變量，自我效能感為結(jié)果變量，追求成功動機為中介變量的結(jié)構(gòu)方程模型，見圖2。由圖2 可知，CMIN/DF=1.764，小于5 為好；RMSEA=0.049，小于臨 界 值0.08；SRMR=0.0569，GFI=0.870，AGFI=0.849，CFI=0.863，IFI=0.865，說明模型擬合度尚可接受。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型以及擬合度指標(biāo)

對圖2 中模型的數(shù)據(jù)結(jié)果進行分析如表5 所示，可知任務(wù)目標(biāo)定向?qū)ψ晕倚芨械目傂?yīng)為0.844，間接效果為0.254，直接效果為0.589，Z 值均大于1.96，且95%的置信區(qū)間均顯著，因此，追求成功動機在任務(wù)目標(biāo)定向和自我效能感之間起到部分中介作用，假設(shè)H2 得到驗證。

3 討論

3.1 成就目標(biāo)定向?qū)ψ晕倚芨械闹苯幼饔?/h3>

表4 追求成功動機在自我目標(biāo)定向和自我效能感之間的中介效應(yīng)檢驗

表5 追求成功動機在任務(wù)目標(biāo)定向和自我效能感之間的中介效應(yīng)檢驗

小學(xué)生運動成就目標(biāo)定向能顯著地正向預(yù)測自我效能感，這與馮靜和聶強（2011）的研究結(jié)果一致。這一結(jié)果表明，小學(xué)生樹立明確的運動目標(biāo)，能夠顯著提高他們對自己的正面評價，從而增強他們的自信心，調(diào)動他們參與運動的熱情和積極性。

除此之外，本研究發(fā)現(xiàn)，任務(wù)目標(biāo)定向比自我目標(biāo)定向?qū)ψ晕倚芨械挠绊懜@著。如表2 所示，任務(wù)目標(biāo)定向能顯著地正向預(yù)測自我效能感，預(yù)測變異數(shù)為55.1%，而自我目標(biāo)定向也能顯著地正向預(yù)測自我效能感，預(yù)測變異數(shù)為39.0%，這一結(jié)果表明小學(xué)生樹立任務(wù)目標(biāo)定向比自我目標(biāo)定向更能達到提高自我效能感的目的，這與以往的研究結(jié)果比較一致。張力為、毛志雄研究表明任務(wù)定向是一種積極、主動和比較理想的目標(biāo)定向狀態(tài)，當(dāng)個體為任務(wù)目標(biāo)定向者時，是以發(fā)展個人技能、掌握所學(xué)知識為主要目的，而自我定向是一種消極、脆弱、容易導(dǎo)致個體適應(yīng)不良的目標(biāo)定向狀態(tài)，當(dāng)個體為自我目標(biāo)定向者時，其主要精力是放在顯示超常能力上，這類人主觀成功的最終根源是在競爭中能用更少的努力打敗或超越對手［11］。當(dāng)小學(xué)生樹立任務(wù)目標(biāo)定向時，小學(xué)生會把更多的注意力集中在提高自己的運動技能和掌握的運動知識和技巧上，因此自信心水平提升，自我效能感就越高，任務(wù)目標(biāo)定向?qū)ψ晕倚芨械恼蝾A(yù)測作用就越強。而當(dāng)小學(xué)生持自我目標(biāo)定向時，無形中會把更多的注意力放在付出更少的努力以達到超越他人的目的，但是由于自身真實的運動技能不夠扎實，真實的運動本領(lǐng)不夠過硬，導(dǎo)致他們的自信心水平有所上升，但后勁不足。由此可見，任務(wù)目標(biāo)定向更有利于學(xué)生對自身的運動水平和運動技能做出正確合理的自我評價，從而促進其自我效能感的提升。

3.2 運動成就動機的中介作用

運動成就動機包括追求成功動機和避免失敗動機兩個維度，數(shù)據(jù)分析表明，避免失敗動機在運動成就目標(biāo)定向和自我效能感之間沒有中介效應(yīng)； 而追求成功動機在運動成就目標(biāo)定向和自我效能感之間具有部分中介效應(yīng)，這在一定程度上也進一步表明了小學(xué)生樹立明確的運動成就目標(biāo)，能夠激發(fā)學(xué)生追求成功的內(nèi)部動因和信仰，從而更好地提高學(xué)生對自我完成任務(wù)的正向評價和主觀判斷，增強小學(xué)生努力達成運動目標(biāo)的自信心水平。

如表4 所示，追求成功動機在自我目標(biāo)定向和自我效能感之間具有顯著的中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的52.01%；如表5 所示，追求成功動機在任務(wù)目標(biāo)定向和自我效能感之間也具有部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的30.10%，由此可見，追求成功動機在自我目標(biāo)定向和自我效能感之間的中介效應(yīng)比在任務(wù)定向和自我效能感之間的中介效應(yīng)更顯著。這一結(jié)果表明，當(dāng)小學(xué)生持自我目標(biāo)定向者時，可以通過增強小學(xué)生的追求成功動機，以此顯著提高小學(xué)生的自我效能感。

4 結(jié)論

1）小學(xué)生成就目標(biāo)定向能顯著正向預(yù)測自我效能感。任務(wù)目標(biāo)定向比自我目標(biāo)定向?qū)ψ晕倚芨械念A(yù)測作用更顯著。

2）避免失敗動機在成就目標(biāo)定向和自我效能感之間的中介效果不顯著； 而追求成功動機在小學(xué)生成就目標(biāo)定向和自我效能感之間起部分中介作用。其中，追求成功動機在自我目標(biāo)定向和自我效能感之間的中介效應(yīng)比在任務(wù)定向和自我效能感之間的中介效應(yīng)更顯著。

3）本研究構(gòu)建的中介效應(yīng)模型較好地解釋了小學(xué)生運動成就動機的發(fā)生機制。研究結(jié)果表明，樹立明確的運動目標(biāo)可以增強小學(xué)生追求成功動機水平和自信心水平，從而提高小學(xué)生的自我效能感。