陳強 答英娟

摘 要：積極的體育活動認知對提高體質(zhì)弱勢學生的體育活動和增進身心健康意義重大。基于計劃行為理論，本文旨在分析體質(zhì)弱勢學生在體育活動及其認知水平上的性別和年級差異，并進一步運用計劃行為理論解釋他們的體育活動認知情況。采用橫向調(diào)查設(shè)計，研究參與者是5所大學的體質(zhì)弱勢學生234人。研究得知性別差異顯著，年級之間無差異；男生在體育活動水平、態(tài)度和行為意向上顯著高于女生。結(jié)構(gòu)方程模型的檢驗得知TPB模型的各項擬合指標良好。計劃行為理論模型解釋了行為意向70%的方差和體育活動16%的方差。研究表明計劃行為理論能有效的預(yù)測體質(zhì)弱勢學生的行為意向和體育活動，并建議提高體質(zhì)弱勢學生整體的體育活動認知水平，尤其需增強女生的積極態(tài)度。

關(guān)鍵詞：計劃行為理論 體質(zhì)弱勢學生 體育活動

中圖分類號：G806 文獻標識碼：A 文章編號：2095-2813（2018）10（b）-0252-03

隨著我國高等教育的擴招，高校中帶有殘障、傷病和體弱的學生也逐年上升。在《全國普通高等學校體育課程教學指導綱要》中，這些體質(zhì)弱勢學生是“部分身體異常和病、殘、弱及個別高齡等特殊群體”。針對這一類體質(zhì)弱勢學生，大多數(shù)高校都開設(shè)了以康復和保健為主的體育課，常稱之為“體育保健課”或“保健康復課”。了解體質(zhì)弱勢學生體育活動認知水平將為體育保健課的進行系統(tǒng)而有效的課程設(shè)計和改革提供參考依據(jù)。

計劃行為理論（Theory of planned behavior；TPB）主要用于理解和預(yù)測個體的意向和行為，并已經(jīng)廣泛應(yīng)用于體育活動領(lǐng)域。該理論認為行為意向，即個體對從事或不從事某行為的主觀意愿，是行為表現(xiàn)的必須過程。它受態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的影響。態(tài)度是個體對事物的偏好程度，如體育活動是否有益或有趣。主觀規(guī)范體現(xiàn)的是個體所感受到的社會支持程度，如他人對個體的體育活動支持與否。知覺行為控制是個體的自信心、控制感和自我效能感，如個體對參與體育活動的難易程度的感知。行為意向受這三個變量的影響，同時也作為中介作用于這三個變量和行為之間。

運用TPB理論對體育活動進行預(yù)測的一系列研究表明，態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制能夠有效的解釋行為意向（R2=44.5%），且態(tài)度和知覺行為控制為主要預(yù)測變量，而主觀規(guī)范的預(yù)測作用較小或不顯著[2]。該理論對體育活動的解釋度也高達23.9%，其中行為意向和知覺行為控制具有顯著預(yù)測作用。

盡管學者們開始運用TPB理論來了解大學生的體育活動認知，然而目前卻還沒有運用于體質(zhì)弱勢大學生群體的研究。羅智波等人的研究顯示參與體育保健課的體質(zhì)弱勢學生有更多的機會參與到體育運動，但他們總體的體育活動水平較低，個體差異比較大。陳品對632名體質(zhì)弱勢學生的進行了調(diào)查，發(fā)現(xiàn)有將近60%的體質(zhì)弱勢學生平均每周參與不到3次的體育活動，且以中、小強度為主。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

該研究采用方便抽樣法選取了上海市5所高校中的體育保健班學生，發(fā)放270份問卷，回收255份，剔除無效問卷21份（填答不完整、填答有明顯問題和非大一和大二學生的問卷），有效問卷234份，有效率87%。其中男生有68人，女生有166人，平均年齡（19.47±1.0）歲。大一學生90人，大二學生144人。根據(jù)學生的自我報告，有49.6%的學生是特殊疾病患者，20.5%是短期受傷，18.8%是體質(zhì)虛弱，1.7%是殘障患者，另外9.4%是其他原因。

1.2 研究工具

體育活動的測量采用了《PARS-3體育活動等級量表》。該量表讓被試回憶一個月內(nèi)平均每日參與體育活動的強度、時間（一次活動的時間）和頻率，三個維度各分為5個等級（得分為1～5，分數(shù)高者等級越高）。被試的最終體育活動三個維度的得分乘積：≤19分為低體育活動水平，20～42分為中體育活動水平，≥43分為高體育活動水平。

TPB量表采用胡艷的《計劃行為理論量表》，主要測量被試對體育活動的態(tài)度，主觀規(guī)范，知覺行為控制和行為意向，其中體育活動主要指“在接下來的四周中每周進行至少3次，每次20min以上的體育活動”。所有分量表采用7級Likert條目組成，其中態(tài)度有5個題項，主觀規(guī)范3個，知覺行為控制3個和行為意向1個題項。本次測量所得態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的Cronbachα系數(shù)依次為0.95，0.84和0.78。

1.3 研究步驟與數(shù)據(jù)處理

本研究采用了橫向調(diào)查設(shè)計，問卷于2015年12月期間發(fā)放。在體育保健課的開始階段，體質(zhì)弱勢學生根據(jù)研究人員及體育教師的指導語填寫問卷，并當場回收。回收問卷經(jīng)整理和輸入后，采用SPSS 24.0對各量表進行了信度檢驗，多元方差分析，皮爾遜相關(guān)系數(shù)分析和結(jié)構(gòu)方程模型。采用AMOS23.0軟件，結(jié)構(gòu)方程模型的擬合優(yōu)度指數(shù)分別采用了卡方（χ2），自由度（df），增值擬合指數(shù)（IFI）， 標準擬合指數(shù)（NFI），比較擬合指數(shù)（CFI），近似誤差均方根（RMSEA）。其中IFI，NFI，和CFI 均大于0.90為擬合良好；RMSEA的值小于0.06表明模型高度擬合。

2 結(jié)果分析

2.1 TPB變量和體育活動在性別和年級上的差異

本研究將學生的性別和年級作為自變量，以TPB各變量和體育活動為因變量進行多元方差分析（見表1）。在進行多元方差分析之前，研究對各變量進行了多元正態(tài)性假設(shè)和方差、協(xié)方差矩陣齊性進行檢驗。結(jié)果表明各變量基本上都處于正態(tài)分布，偏度值在-0.47～2.66之間。方差、協(xié)方差矩陣齊性檢驗結(jié)果也無違背假設(shè)（F=1.03，P> 0.05）。性別的主效應(yīng)顯著，Wilksλ=0.94，F(xiàn)（5，226）=2.20， P<0.05，2=0.05。年級上沒有差異，性別和年級的交互作用不顯著（P>.05）。在行為態(tài)度、鍛煉意圖和體育活動3個變量在性別上差異顯著，均為男生顯著高于女生。男生的平均體育活動得分為19.76，處于中等水平，而女性得分為13.80，處于低體育水平。大一與大二學生在TPB各變量均處于中級水平的積極認知，體育活動都處于低水平，且沒有顯著性差異。

2.2 TPB模型對體育活動預(yù)測的路徑分析

通過皮爾遜相關(guān)系數(shù)分析得知，體質(zhì)弱勢學生的各 TPB變量均與體育活動水平顯著相關(guān)（0.22≤r≤0.37，P< 0.05），TPB各變量之間也存在中等以上水平的正相關(guān)關(guān)系（0.60≤r≤0.76）。根據(jù)TPB理論構(gòu)架，進一步采用結(jié)構(gòu)方程模型對TPB模型進行調(diào)整和檢驗，得出最優(yōu)模型，路徑系數(shù)如圖1中所示，χ2/df=1.51/1，P=0.22，NFI = 0.998，IFI=0.999，CFI=0.999，RMSEA=0.047。該模型中對行為意向的解釋力為70%，對體育活動的解釋力為16%。各變量之間的路徑系數(shù)均顯著，其中態(tài)度（β=0.38），主觀規(guī)范（β=0.18）和知覺行為控制（β=0.37）均能顯著預(yù)測行為意向。行為意向（β=0.32）和知覺行為控制（β= 0.28）為能顯著預(yù)測體育活動；主觀規(guī)范（β=-0.23）對體育活動具有顯著的負向預(yù)測作用。

3 討論

3.1 體育活動、TPB變量和行為意向在性別和年級上的差異分析

研究發(fā)現(xiàn)，體質(zhì)弱勢學生整體的體育認知水平略高于量表平均分，處于一般到中等程度的認知水平。與前人研究一致，體質(zhì)弱勢學生的體育活動總體較低，體育活動、行為態(tài)度和行為意向在性別上存在顯著差異，男生均高于女生，且類似的結(jié)果同時存在于健全大學生當中。馮海濤和鄭衛(wèi)北的研究中，男生在體育活動水平以及參與體育活動的意愿上普遍高于女生。

3.2 TPB模型對體育活動的預(yù)測作用

通過相關(guān)分析結(jié)果得知，TPB各變量與體育活動，以及TPB各變量之間都存在著顯著正相關(guān)關(guān)系，這與前人研究的結(jié)論一致。這一結(jié)果也表明了在體質(zhì)弱勢群體中，積極的態(tài)度，感受到較強的重要他人支持和自我掌控能力，就越有可能有較高的行為意圖。

結(jié)構(gòu)方程分析顯示，根據(jù)TPB得到的最優(yōu)模型是適合體質(zhì)弱勢大學生的預(yù)測干預(yù)模型。該模型對行為意向的解釋高達70%，高于以往研究的平均解釋方差量。該研究也支持了McEachan等人在元分析中得出的結(jié)論，即在行為意向預(yù)測中，態(tài)度作為最主要預(yù)測因子，知覺行為控制次之，主觀規(guī)范作用最小的。

此外，該模型對體育活動的解釋力為16%，低于以往研究的平均解釋方差量。與TPB的理論假設(shè)一致的是，行為意向是體育活動的最主要也最直接的預(yù)測變量，并在態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制與體育活動之間起著中介作用；知覺行為控制除了通過行為意向的間接作用之外，還直接作用于體育活動。盡管行為意向具有較高的預(yù)測作用，體質(zhì)弱勢學生在體育行為意向上的得分卻普遍偏低，這也再一次強調(diào)了提高體質(zhì)弱勢學生體育認識水平的重要性。

值得注意的是，主觀規(guī)范作為負向預(yù)測因子可以直接預(yù)測體育活動。即體質(zhì)弱勢學生會因為感受到較大的他人和社會壓力，而選擇不或是少參加體育活動。這與絕大多數(shù)的研究結(jié)果不同。這可能跟體質(zhì)弱勢學生本身的心理特征有關(guān)聯(lián)。

4 結(jié)論與建議

體質(zhì)弱勢群體的體育認知研究還處于初步階段。本研究結(jié)果得出體質(zhì)弱勢男大學生對體育活動的態(tài)度，行為意向以及體育活動水平上顯著高于體質(zhì)弱勢女大學生，各年級之間沒有差異。該研究也證實了TPB理論能夠較好的用于預(yù)測體質(zhì)弱勢學生的行為意向和體育活動：（1）態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制均能顯著預(yù)測行為意向；（2）行為意向和知覺行為控制越高的體質(zhì)弱勢學生，越有可能參與體育活動，而主觀規(guī)范對這一群體體育活動的負向預(yù)測作用還需進一步的研究和證實。

研究結(jié)果建議對體質(zhì)弱勢學生的體育教育和體育活動管理應(yīng)注重提高他們的體育認知，尤其要增強體質(zhì)弱勢女大學生對體育活動的積極認識。此外，還應(yīng)增強這一群體的自信心、控制感和自我效能感，并對他們進行適度的個別化的鼓勵和支持。后續(xù)研究應(yīng)采用客觀的體育活動測量工具來評價這群學生的體育活動水平。

參考文獻

[1] AJZEN I. The theory of planned behavior[J]. Organizational Behavior and Human Decision Processes，1991，50：179-211.

[2] Hagger MS， Chatzisarantis NL， Biddle SJ. A meta-analytic review of the theories of reasoned action and planned behavior in physical activity： Predictive validity and the contribution of additional variables[J]. Journal of Sport and Exercise Psychology，2005（24）：2-32.

[3] Mceachan RRC， Conter M， Taylor NJ， et al. Prospective prediction of health-related behaviours with the Theory of Planned Behaviour： a meta-analysis[J]. Health Psychology Review，2011，5（2）：97-144.