摘 要：為探討高校運動員訓(xùn)練滿意度與競技動機的關(guān)系，研究采用訓(xùn)練滿意度量表和競技動機量表對1 000名高校運動員進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果表明：（1）高校運動員的訓(xùn)練滿意度、競技動機均受地域特征的影響。（2）高校運動員訓(xùn)練滿意度與競技動機顯著正相關(guān)，Pearson相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.724。（3）高校運動員的訓(xùn)練滿意度各維度均作為解釋變量顯著解釋競技動機55.4%的變異，訓(xùn)練滿意度對競技動機具有較好的預(yù)測效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：訓(xùn)練滿意度 競技動機 回歸分析 相關(guān)分析

中圖分類號：G807 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1672-3791（2016）08（a）-0162-02

目前，針對高校運動員的研究正隨著高校運動隊的發(fā)展與壯大不斷豐富，但這些研究中對高校運動員的訓(xùn)練滿意度與競技動機的關(guān)系卻少有關(guān)注，但訓(xùn)練滿意度和競技動機在體育領(lǐng)域的研究開始較早，Whittal：N.R，Orlick.T.D（1978）[1]指出運動員訓(xùn)練滿意度是運動員對其全部的訓(xùn)練經(jīng)歷所產(chǎn)生一系列的認(rèn)知評價。國內(nèi)學(xué)者解繽（2007）[2]認(rèn)為運動員訓(xùn)練滿意度是運動員對訓(xùn)練本身密切相關(guān)的因素，是進(jìn)行綜合評價的情緒性反應(yīng)，它對運動員的心理健康，個人成長與發(fā)展同樣有著重要意義。競技動機方面，Alderman，Wood（1976）則發(fā)現(xiàn)，刺激運動員參與運動的刺激因子有合群（交朋友）、出色（在某事上有所成功）、喚醒（追求興奮的感覺）以及自尊（對成就的認(rèn)可），對不同的運動類型、性別以及不同年齡段的研究均發(fā)現(xiàn)了類似的動機，包括個體差異因子和社會環(huán)境因子。

1 研究對象及方法

1.1 研究對象

研究對象均符合以下任何一項條件：（1）年齡在18歲以上在校學(xué)生。（2）國家二級以上運動水平。（3）在高校參加訓(xùn)練至少1年。

1.2 研究工具

高校運動員訓(xùn)練滿意度量表包括訓(xùn)練狀況、教練因素、自身情況和后勤條件四個維度，共24題。高校運動員競技動機量表包括目標(biāo)取向、競技水平、情感傾向、社會認(rèn)可四個維度，共52題。量表均采用Likert五級評分法，將每項指標(biāo)從“非常不同意”到“非常同意”分別計1～5分。

研究采用結(jié)構(gòu)方程模式（structural equation model，SEM）作為研究模型的分析，預(yù)試問卷采用立意抽樣方式，發(fā)放問卷1 000份，有效問卷827份，回收的有效問卷數(shù)據(jù)運用SPSS 22.0分析。預(yù)試問卷經(jīng)項目分析，再進(jìn)行信度分析，各量表Crobanch’s α信度介于0.85～0.92，各項數(shù)值顯示符合問卷施測的要求，可以作為正式施測的量表。

1.3 研究方法

1.3.1 文獻(xiàn)資料法

進(jìn)行相關(guān)文獻(xiàn)的收集和整理，對前人的研究進(jìn)行了解和總結(jié)，為后續(xù)的問卷制定提供理論依據(jù)。

1.3.2 問卷調(diào)查法

根據(jù)研究目的，查閱相關(guān)文獻(xiàn)資料，設(shè)計了《高校運動員訓(xùn)練滿意度量表》、《高校運動員競技動機量表》問卷，整個設(shè)計嚴(yán)格遵循了問卷設(shè)計的基本原則和要求，并建立有效的數(shù)據(jù)庫。

1.3.3 數(shù)理統(tǒng)計法

采用SPSS 18.0 軟件對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計、常規(guī)處理，并對數(shù)據(jù)結(jié)果進(jìn)行分析。

2 研究結(jié)果與分析

2.1 高校運動員訓(xùn)練滿意度與競技動機特征的描述

不同出生地之間的高校運動員，訓(xùn)練滿意度（t=3.193，df=825，P =0.001）和競技動機（t =3.539，df=825，P =0.000）的差異均達(dá)到顯著水平，且出生于農(nóng)村的高校運動員訓(xùn)練滿意度和競技動機均顯著高于出生于城市的高校運動員。南北方的高校運動員在訓(xùn)練滿意度（F（1，825）=54.751，P =0.000）和競技動機（t =8.691，df=825，P =0.000）上存在非常顯著性差異，北方高校運動員對二者的評價顯著好于南方高校運動員。不同運動等級高校運動員的訓(xùn)練滿意度（F（3.823）=3.071，P =0.027）和競技動機（F（3.823）=3.821，P =0.035）差異均顯著，有趣的是國家一級運動員在訓(xùn)練滿意度和競技動機評價上顯著好于國家二級運動員及運動健將。（如表1）

2.2 高校運動員訓(xùn)練滿意度與競技動機的相關(guān)分析

通過研究訓(xùn)練滿意度和競技動機兩者之間的以及各維度間的相關(guān)關(guān)系來確定訓(xùn)練滿意度與競技動機間的關(guān)系?？紤]到訓(xùn)練滿意度、訓(xùn)練態(tài)度和競技動機各維度題項數(shù)目的差異，在獲取各維度均值基礎(chǔ)上獲取題項均分以便比較（表3）。均分比較（題項均分=3.88）：教練因素、競技水平、情感傾向和社會認(rèn)可的題項均分均大于總體題項均分，而訓(xùn)練狀況、后勤條件、個體情況、目標(biāo)取向的題項均分均小于總體題項均分。Pearson相關(guān)檢驗顯示訓(xùn)練滿意度和競技動機顯著相（r=0.72，P<0.01）（表2），并且訓(xùn)練滿意度與競技動機各維度兩兩存在顯著正相關(guān)（P<0.01）（表3）。說明高校運動員訓(xùn)練滿意度與競技動機存在正向相關(guān)。

2.3 高校運動員訓(xùn)練滿意度對競技動機的回歸分析

為進(jìn)一步研究分析訓(xùn)練滿意度是如何影響競技動機以及對其各維度會產(chǎn)生怎樣的影響。因此，在統(tǒng)計分析上，應(yīng)采取多元回歸，并采用逐步回歸的方法來完成。如表4所示，Durbin-Waston=

1.973≈2，可以認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)的誤差是獨立的，符合多元回歸的基本條件。分析中F值均達(dá)到顯著水平（P<0.001），說明回歸模型有效。訓(xùn)練狀況、教練因素、個體情況、后勤條件四個維度的回歸系數(shù)均顯著區(qū)別于零，因此，可以作為解釋變量引入方程，從而建立回歸方程：競技動機=81.847+0.699*訓(xùn)練狀況+1.463*教練因素+1.758*個體情況+1.488*后勤條件?；貧w方程調(diào)整后的擬合系數(shù)為0.554，表示回歸方程解釋了因變量55.4%的變異，并且在0.001水平下顯著。證明回歸方程具有較好的效果。（如表4）

3 結(jié)語

（1）高校運動員的訓(xùn)練滿意度、競技動機均受地域特征的影響：出生于城市、生活在一線城市、地處北方的高校運動員的訓(xùn)練滿意顯著高于出生于農(nóng)村、生活在二三線城市、地處南方的高校運動員，且競技動機也更加強烈。

（2）高校運動員訓(xùn)練滿意度與競技動機顯著正相關(guān)，二者的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.724，表明高校運動員訓(xùn)練滿意度與競技動機之間存在中度的相關(guān)性。

（3）高校運動員訓(xùn)練滿意度的四個維度：訓(xùn)練狀況、教練因素、個體情況和后勤條件均對競技動機具有顯著的解釋效益，且回歸效果較好，能夠解釋競技動機55.4%的變異。說明高校運動員的訓(xùn)練滿意度能夠很好預(yù)測其競技動機。

參考文獻(xiàn)

[1]Whittal，N.R.， Orlick，T.D.The sport satisfaction inventery.In G.C.Roberts and K.M.Newell（Eds.），Psychology of motor behavior and sport[J].Champaign，III：Human Kinetics，1978：144-155.

[2]解繽.個人項目專業(yè)運動員訓(xùn)練比賽滿意度的因素結(jié)構(gòu)及對相關(guān)變量的預(yù)測[D].北京：北京體育大學(xué)，2007.