胡安義， 汪曉琳

(1.湖北師范大學(xué) 體育學(xué)院,湖北 黃石　435002; 2.湖北工程學(xué)院 體育學(xué)院, 湖北 孝感　432100)

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基于逐步回歸對中國高校部分大學(xué)生體育態(tài)度研究

胡安義1， 汪曉琳2

(1.湖北師范大學(xué) 體育學(xué)院,湖北 黃石435002; 2.湖北工程學(xué)院 體育學(xué)院, 湖北 孝感432100)

運用文獻(xiàn)資料法、調(diào)查問卷法和數(shù)理統(tǒng)計法對中國不同專業(yè)(分為自然科學(xué)和社會科學(xué))和性別大學(xué)生的體育態(tài)度進(jìn)行比較分析，通過逐步回歸分析影響大學(xué)生體育態(tài)度的主要因素。在進(jìn)行分析時，找到偏回歸系數(shù)最高的并進(jìn)行顯著性分析，每一個變量都進(jìn)行F檢驗，以檢查模型是否具有統(tǒng)計學(xué)意義，逐步回歸分析后從專業(yè)角度得到最優(yōu)的方程為：y=3.334+0.193*1-0.213*2+0.142*3-0.183*4-0.281*5-0.156*6+0.228*7-0.067*8-0.091*9-0.111*10；同樣從性別角度得到最優(yōu)回歸方程為：y=2.543+0.158*1-0.077*2-0.235*3-0.14*4+0.315*5-0.095*6-0.095*7+0.166*8-0.179*9-0.074*10+0.118*11-0.075*12.研究結(jié)果表明：1)中國大學(xué)生性別上男生比女生有更加積極的體育態(tài)度，專業(yè)對體育態(tài)度的影響明顯低于性別對體育態(tài)度產(chǎn)生的影響，但是專業(yè)不同表現(xiàn)出體育態(tài)度的不確定性明顯增加；2)中國大學(xué)生性別差異分歧較大，專業(yè)差異分歧相對要??；3)在對待體育態(tài)度上，得分較高的前五項變量基本相同；4)從回歸方程可以看出，影響中國大學(xué)生體育態(tài)度因素中不同專業(yè)與a16、a12、a10變量有線性正相關(guān)關(guān)系。5)從回歸方程可以看出，中國大學(xué)生體育態(tài)度從性別上與a16、a9、a10、a12變量有線性正相關(guān)關(guān)系。通過研究中國大學(xué)生的體育態(tài)度，以期能夠為大學(xué)體育教學(xué)改革提供參考。

體育態(tài)度；體育動機(jī)；回歸分析；中國大學(xué)生；專業(yè)；性別；

美國著名的社會心理學(xué)家里夫 M認(rèn)為,“態(tài)度是生物有機(jī)體對于對象和現(xiàn)象發(fā)生反應(yīng)的準(zhǔn)備狀態(tài),使個體的反應(yīng)帶有選擇性、方向性以及一定的持續(xù)性”。Freedman認(rèn)為態(tài)度是個體對某一特定事物、觀念或他人穩(wěn)固的由認(rèn)知、情感、行為意向三個成份組成的心理傾向，是具有一定結(jié)構(gòu)和穩(wěn)定的內(nèi)在心理狀態(tài)。[1]那么大學(xué)生們的體育態(tài)度是由于通過其行為表現(xiàn)出來，而體育行為源于體育需要和體育動機(jī)，而體育需要的產(chǎn)生和滿足需要的需求程度又源于大學(xué)生們對體育的了解和認(rèn)識，以及對體育所產(chǎn)生的興趣和意向。體育態(tài)度與體育行為之間，劉一民在《我國大學(xué)生體育態(tài)度和體育行為的調(diào)查研究》研究中，對兩者進(jìn)行了相關(guān)性研究，結(jié)果表明，體育態(tài)度與體育行為之間具有高度正相關(guān)性(相關(guān)系數(shù)達(dá)0.95)。[2]體育學(xué)習(xí)態(tài)度是終身體育的前提，終身體育是現(xiàn)代體育的發(fā)展方向，也是各國的體育與健康課程改革的方向。

為了了解中國和美國大學(xué)生的體育態(tài)度及驅(qū)動體育態(tài)度的因素和體育偏好，由美國紐約城市大學(xué)體育與健康學(xué)院霍華德.Z(博士，教授)提供調(diào)查問卷，問卷分中文和英文兩種。問卷共有三個部份，第一部份是個人基本情況；第三部份是個人體育偏好情況調(diào)查；第二部份是關(guān)于個人體育態(tài)度相關(guān)問題問卷。第二部是影響體育態(tài)度的因素，共20個問題(為了便于統(tǒng)計和研究，將20個問題從問題1到 20分別用a1、a2、……a20代替)，根據(jù)問卷設(shè)計原理及評分標(biāo)準(zhǔn)(采用5級李克特量表5分制)，對每個問題進(jìn)行評估，主要從性別和專業(yè)的角度對每項選擇得分平均值進(jìn)行區(qū)分比較，探討不同性別和專業(yè)大學(xué)生體育態(tài)度主要是由哪些元素構(gòu)成、以及驅(qū)動他們對體育態(tài)度的不同認(rèn)識情況。鑒于數(shù)據(jù)處理量較大和表格較多，前期對中國和美國大學(xué)生體育態(tài)度進(jìn)行分開研究，后期進(jìn)行綜合比較分析，本文僅對中國不同專業(yè)和性別大學(xué)生的體育態(tài)度進(jìn)行比較分析，以期能為中國大學(xué)體育改革提供參考。

1　研究對象與方法

1.1研究對象

國內(nèi)：中國高校以湖北XX學(xué)院大學(xué)1～2 年級學(xué)生；

國外：美國紐約城市大學(xué)布魯克林學(xué)院學(xué)生。

1.2研究方法

1.2.1問卷調(diào)查法問卷的設(shè)計是以美國紐約城市大學(xué)體育與健康學(xué)院霍華德·Z(博士，教授)提供，問卷分中文和英文兩種。在湖北XX學(xué)院大學(xué)選取1～2 年級學(xué)生，共發(fā)放中文問卷710 份, 回收問卷710 份, 其中男生348 份, 女生362 份，按專業(yè)理工類380份，社科類330份，有效率達(dá)100%.在美國紐約城市大學(xué)布魯克林學(xué)院發(fā)放學(xué)生英文問卷756份，回收問卷756 份,其中男生364份, 女生392 份，按專業(yè)理工類329份，社科類427份，有效率達(dá)100%.

1.2.2文獻(xiàn)資料法在中國知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫查閱2001～2014 年有關(guān)體育態(tài)度的文獻(xiàn)資料, 為研究比較提供參考。

1.2.3數(shù)理統(tǒng)計法：對調(diào)查問卷進(jìn)行收集整理，數(shù)據(jù)資料在計算機(jī)上用SPSS19軟件進(jìn)行統(tǒng)計處理。

1.2.4比較分析法：對中國不同專業(yè)和性別大學(xué)生體育態(tài)度及影響因素進(jìn)行對比分析，剖析不同專業(yè)和性別對大學(xué)生體育態(tài)度的影響。

2　結(jié)果與分析

依據(jù)逐步回歸分析原理，首先建立因變量y與自變量x之間的總回歸方程，再對總的方程及每一個自變量進(jìn)行假設(shè)檢驗。當(dāng)總的方程不顯著時，表明該多元回歸方程線性關(guān)系不成立；而當(dāng)某一個自變量對y影響不顯著時，應(yīng)該把它剔除，重新建立不包含該因子的多元回歸方程。篩選出有顯著影響的因子作為自變量，并建立“最優(yōu)”回歸方程。 回歸方程包含的自變量越多，回歸平方和越大，剩余的平方和越小，剩余均方也隨之較小，預(yù)測值的誤差也愈小，模擬的效果愈好。但是方程中的變量過多，預(yù)報工作量就會越大，其中有些相關(guān)性不顯著的預(yù)報因子會影響預(yù)測的效果。因此在多元回歸模型中，選擇適宜的變量數(shù)目尤為重要，如有必要采用標(biāo)準(zhǔn)化偏回歸系數(shù)更能判斷自變量與應(yīng)變量相關(guān)的緊密程度。在研究影響中國大學(xué)生體育態(tài)度的因素中，分性別和專業(yè)兩個維度進(jìn)行區(qū)分比較，引入變量有20個(a1,a2…,a20對照表1)，在這20個自變量中，其中有的變量可能對因變量的影響不是很大，而且自變量之間可能不完全相互獨立的，可能有種種互作關(guān)系，因此在這種情況下用逐步回歸分析，進(jìn)行變量因子的篩選，這樣建立的多元回歸模型預(yù)測效果會更較好。

2.1影響中國大學(xué)生一般描述性統(tǒng)計結(jié)果

利用SPSS軟件導(dǎo)入數(shù)據(jù)，啟動線性回歸方程后，依據(jù)需要設(shè)置控制變量和標(biāo)簽變量(性別和專業(yè))分析輸出結(jié)果經(jīng)整理后見表2.

對調(diào)查問卷統(tǒng)計處理后，中國不同專業(yè)和性別大學(xué)生的體育態(tài)度得分及分布情況如下：從性別角度看，男生得分4分及以上由高到低順序依次是a5、a13、a1、a9、a19、a7、a4、a11；女生排序為a13、a1、a9(a6、a5、a19、a4、a7)。從專業(yè)角度看理工科得分4分及以上由高到低順序依次是a5、a13、a1、a9、a19、a7、a4；社科排序為a13、a1、a9(a5、a19)。從得分排序來看，男生得分排序和理工科相似，女生排序和社科相似，這具有一定的社會分工特點，也符合中國高校專業(yè)和性別特點，即男生學(xué)習(xí)理工科多，女生學(xué)習(xí)社會科學(xué)多。

閥芯與閥套連接通常采用螺栓鎖緊閥套后再用螺釘緊固防松。從抵抗介質(zhì)側(cè)面沖擊方面分析，優(yōu)化方案為在閥芯和閥套處進(jìn)行外部焊接處理，以保障其安全可靠性。

表1　變量代碼及影響體育態(tài)度因素

表2　中國男女和不同專業(yè)大學(xué)生體育態(tài)度得分情況N=710

從性別角度對得分平均數(shù)據(jù)進(jìn)行獨立樣本T-檢驗，結(jié)果：1)在第13個因素(a13)中，男生得分(M= 4.500 +0 .783)明顯高于女生得分(M= 3.972 + 1.014)，有顯著性差異(p<0 .01)；2)在第5個因素中，男生得分(M= 4.411 + 0.593)明顯高于女生得分(M= 4.127 +0.852)，有顯著性差異(p<0 .01)；3)在第1個因素中男生得分(M= 4.238 + 0.726)明顯高于女生得分(M= 4.071 + 0.848)，有顯著性差異(p<0 .01)；4)對于性別來說，其相伴率小于顯著性水平0.05，拒絕方差相等的假設(shè)，可以認(rèn)為a5、a6、a7、a10、a11、a15、a16、a18、a19存在顯著性差異；并且方差不相等時T檢驗的結(jié)果，T統(tǒng)計量的相伴率也小于顯著性水平0.05，拒絕T檢驗的零假設(shè)，也就是說，中國不同性別的大學(xué)生在a5、a6、a7、a10、a11、a15、a16、a18、a19因素存在顯著差異。

從不同專業(yè)角度分析，除了a10、a12、a17外理工科專業(yè)學(xué)生平均得分均比社會科學(xué)平均得分要高，其相伴率小于顯著性水平0.05，拒絕方差相等的假設(shè)，可以認(rèn)為a5、a7、a11、a14、a16、a19存在顯著性差異；并且方差不相等時T檢驗的結(jié)果，T統(tǒng)計量的相伴率也小于顯著性水平0.05，拒絕T檢驗的零假設(shè)，也就是說，中國不同專業(yè)的大學(xué)生在a5、a7、a11、a14、a16、a19因素上存在顯著差異。

根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析，在中國，無論從專業(yè)還是性別角度大學(xué)生對于上體育課的態(tài)度主要的有以下幾個方面： 1)大學(xué)里參加體育課和日常鍛煉，是想要保持良好的身體姿態(tài)和身體素質(zhì)(a13)；2)上體育課時為了保持身體的健康和強壯(a5)；3)是喜歡上了一堂組織很好的體育課后的感覺(a1)；4)上體育課是形成一種積極的(有規(guī)律地參加身體鍛煉的)生活方式是一個人在他/她以后的生活中達(dá)到最佳的身心狀態(tài)的必要因素(a9)；5)體育教學(xué)和體育鍛煉的價值具有它們的科學(xué)依據(jù)(a19)。

2.2中國大學(xué)生體育態(tài)度影響因素回歸分析

2.2.1不同專業(yè)中國大學(xué)生體育態(tài)度影響因素回歸分析 依據(jù)逐步回歸原理，輸入對不同專業(yè)大學(xué)生體育態(tài)度的影響因素進(jìn)行逐步回歸，結(jié)果見表2，最終剩余變量：a16、a14、a12、a8、a18、a11、a10、a5、a2、a13.這些變量對不同專業(yè)大學(xué)生體育態(tài)度有顯著影響。從表3 Model Summaryk顯示逐步回歸的十個模型的復(fù)相關(guān)系數(shù)(R)及決定系數(shù)(R2)和校正的決定系數(shù)。從表中可以看出，隨著引入自變量的增多，復(fù)相關(guān)系數(shù)也在增大。模型能解釋的比率也增大了。表4是逐步回歸每一步回歸模型的方差分析，從表4方差分析第十模型中得知：F統(tǒng)計量為55.607，a=0.01水平查表F(10，699)=2.32，F(xiàn)>F0.01(10,699)，P<0.01，回歸有非常顯著意義。

表3　Model Summaryk

Dependent Variable: major

表4 　ANOVA

Dependent Variable: major

表5　Coefficients

2.2.2不同性別中國大學(xué)生體育態(tài)度影響因素回歸分析 同理，輸入對不同性別大學(xué)生體育態(tài)度的影響因素進(jìn)行逐步回歸，最終剩余12個變量：a16、a14、a13、a11、a9、a4、a2、a10、a8、a5、a12、a15.這些變量對不同性別大學(xué)生體育態(tài)度有顯著影響。逐步回歸的十二個模型的復(fù)相關(guān)系數(shù)(R)及決定系數(shù)(R2)和校正的決定系數(shù)，隨著引入自變量的增多，復(fù)相關(guān)系數(shù)也在增大。模型能解釋的比率也增大了。隨后同上法，對逐步回歸分析的十二個模型進(jìn)行F檢驗，檢驗結(jié)果表明十二個模型都具有統(tǒng)計學(xué)意義。從方差分析第十二模型中得知：F統(tǒng)計量為34.476，a=0.01水平查表F(12，697)=2.18，F(xiàn)>F0.01(12,697)，P<0.01，回歸有非常顯著意義。

對各個系數(shù)進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果表明各個模型的所有系數(shù)都具有統(tǒng)計學(xué)意義。先是按照偏回歸系數(shù)的大小逐步引入自變量。首先引入偏回歸系數(shù)最高的為a16，后在進(jìn)行分析，找到偏回歸系數(shù)最高的并進(jìn)行顯著性分析，只有在變量具有統(tǒng)計學(xué)意義的時候才能引入，從而依次引入a14、a13、a11、a9、a4、a2、a10、a8、a5、a12、a15，每一個變量都要進(jìn)行F檢驗，以檢查模型是否具有統(tǒng)計學(xué)意義，綜合上述表格，可以得到逐步回歸分析的方程依次為y=2.543+0.158*1-0.077*2-0.235*3-0.14*4+0.315*5-0.095*6-0.095*7+0.166*8-0.179*9-0.074*10+0.118*11-0.075*12 這個方程即為最優(yōu)的回歸方程，從回歸方程可以看出，中國大學(xué)生體育態(tài)度從性別上與a16、a9、a10、a12有線性正相關(guān)關(guān)系，與a14、a13、a11、a4、a2、a8、a5、a15呈負(fù)相關(guān)。

3　結(jié)論及建議

3.1主要結(jié)論

3.1.1中國大學(xué)生性別上男生比女生有更加積極的體育態(tài)度，專業(yè)對體育態(tài)度的影響明顯低于性別對體育態(tài)度產(chǎn)生的影響，但是專業(yè)不同表現(xiàn)出體育態(tài)度的不確定性明顯增加。

3.1.2中國大學(xué)生體育態(tài)度在性別差異分歧較大，從專業(yè)角度區(qū)分差異分歧相對要小。

3.1.3在對待體育態(tài)度上，得分較高的前五項基本相同。1)大學(xué)里參加體育課和日常鍛煉，是想要保持良好的身體姿態(tài)和身體素質(zhì)(a13)；2)上體育課時為了保持身體的健康和強壯(a5)；3)是喜歡上了一堂組織很好的體育課后的感覺(a1)；4)上體育課是形成一種積極的(有規(guī)律地參加身體鍛煉的)生活方式是一個人在他/她以后的生活中達(dá)到最佳的身心狀態(tài)的必要因素(a9)；5)體育教學(xué)和體育鍛煉的價值具有它們的科學(xué)依據(jù)(a19)。

3.1.4從回歸方程可以看出，影響中國大學(xué)生體育態(tài)度因素中不同Major(專業(yè))與保持良好的體型比它的價值需要做出更大的努力(a16)、在大學(xué)期間，有更重要的事情比成為一個受過良好身體教育的人更為重要(a12)、僅通過做他們的日常工作，大多數(shù)大學(xué)生就可以得到他們所需要的身體鍛煉(a10)有線性正相關(guān)關(guān)系。

3.1.5從回歸方程可以看出，中國大學(xué)生體育態(tài)度從性別上與保持良好的體型比它的價值需要做出更大的努力(a16)、形成一種積極的(有規(guī)律地參加身體鍛煉的)生活方式是一個人在他/她以后的生活中達(dá)到最佳的身心狀態(tài)的必要因素(a9)、大多數(shù)大學(xué)生就可以得到他們所需要的身體鍛煉(a10)、在大學(xué)期間，有更重要的事情比成為一個受過良好身體教育的人更為重要(a12)有線性正相關(guān)關(guān)系。

3.2建議

3.2.1體育態(tài)度影響大學(xué)生的體育行為，終生體育是現(xiàn)代體育的發(fā)展方向，是各國的體育與健康課程改革的方向，終身體育的前提體育學(xué)習(xí)態(tài)度，因此在教學(xué)中要加強對學(xué)生們體育正確認(rèn)知，樹立正確的體育觀；

3.2.2現(xiàn)代大學(xué)生個性化比較鮮明，體育課的教學(xué)內(nèi)容和形式要符合時代的特點和學(xué)生的需要；

3.2.3體育課教學(xué)模式要多樣化，只有適合學(xué)生需要的模式才是最好的模式，學(xué)校和老師不能憑自己的想象進(jìn)行改革，而要站在學(xué)生的立場去思考如何讓學(xué)生要上體育課。

[1]戴維·邁爾斯. 社會心理學(xué)(第8版)[M].北京：人民郵電出版社，2006.

[2]劉一民,孫慶祝,孫月霞.我國大學(xué)生體育態(tài)度和體育行為的調(diào)查研究[J].中國體育科技，2001,1(37):28～31.

[3]蔣桂鳳. 湖南省普通高校大學(xué)生體育態(tài)度及余暇體育行為分析[J]. 上海體育學(xué)院學(xué)報，2005,10(5)：106～110.

[4]潘治賢.遼寧大學(xué)生體育態(tài)度，興趣和動機(jī)現(xiàn)狀的調(diào)查研究[J]. 山東體育學(xué)院學(xué)報,2005,12(6)：122～124.

[5]范洪悅.大學(xué)生體育活動的態(tài)度及其行為的調(diào)查研究[J].天津體育學(xué)院學(xué)報, 2003,3(18):89～90.

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[8]潘志賢,孫明興,李犀.大學(xué)生參與體育活動的態(tài)度和動機(jī)的調(diào)查與研究[J].北京體育大學(xué)學(xué)報, 2005,12,(28):1636～1637.

2016—03—20

2015年湖北高校省級教學(xué)改革項目(2015398);湖北工程學(xué)院2014年教學(xué)研究項目(2014A42).

胡安義(1972—)，男，副教授，碩士，湖北廣水人，主要研究方向為籃球教學(xué)與訓(xùn)練.

G804

A

1009-2714(2016)02- 0033- 06

10.3969/j.issn.1009-2714.2016.02.008