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大学生体育锻炼自我效能感量表的编制

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Advances in Psychology 心理学进展, 2018, 8(12), 1769-1777Published Online December 2018 in Hans. /journal/aphttps:///10.12677/ap.2018.812206Development of the Physical ActivitySelf-Efficacy Scale for College StudentsYing Jiang, Chao Yang, Huajun Wang, Shasha Qu, Shasha Zhong, Hui Wang, Gui Chen*College of Education Science, Hengyang Normal University, Hengyang HunanReceived: Nov. 16th, 2018; accepted: Nov. 28th, 2018; published: Dec. 5th, 2018AbstractObjective: To develop the Physical Activity Self-efficacy Scale (PASS) for Chinese college students and examine its reliability and validity. Method: According to the definition of physical activity self-efficacy, the items of the scale were developed on the basis of interview. The data were ob-tained through three measurements, which was respectively used for exploratory factor analysis (n = 195), validity analysis (n = 391) and test-retest reliability (n = 34). Results: The final scale had10 items and 2 dimensions, including situational motivation and subjective support. The results ofconfirmatory factor analysis further supported two-dimensional model of the scale (χ2/df = 2.688, GFI = 0.958, AGFI = 0.932, NFI = 0.970, CFI = 0.981, IFI = 0.975, RMSEA = 0.066, RMR = 0.023). The PASS total score was positively correlated with total score of Self-Esteem (SES), Weight Efficacy Life-style(WEL) Questionnaire and General Self-Efficacy Scale (GSES) that are the three convergent validity indictors (r > 0.211, p < 0.01). The correlation between the PASS total score and total score of Eating Attitude Test (EAT-26) was not significant (r = −0.092, p > 0.05). Conclusion: The results revealed that the reliability and validity of the PASS was well satisfied with the psychometric standards, which can be used among Chinese college students.KeywordsSelf-Efficacy, Physical Activity, College Students, Reliability, Validity大学生体育锻炼自我效能感量表的编制姜鹰，杨超，王华君，屈莎莎，钟沙沙，王晖，陈贵*衡阳师范学院，教育科学学院，湖南衡阳收稿日期：2018年11月16日；录用日期：2018年11月28日；发布日期：2018年12月5日*通讯作者。

姜鹰 等摘要目的：在大学生群体中编制体育锻炼自我效能感量表(PASS)，对其进行信效度检验。

方法：依据体育锻炼自我效能感定义，在访谈基础上形成量表条目。

通过三次测量获取数据以用于探索性因素分析(n = 195)、效度分析(n = 391)和重测分析(n = 34)。

结果：最终量表共10个项目，探索出情境动机与主观支持两维度，验证性因素分析进一步支持双因素模型(χ2/df = 2.688, GFI = 0.958, AGFI = 0.932, NFI = 0.970, CFI = 0.981, IFI = 0.975, RMSEA = 0.066, RMR = 0.023)。

量表各方面信度指标良好；PASS 与自尊量表、体重效能生活方式问卷、一般自我效能感量表三个聚合效标总分相关显著(r > 0.211, p < 0.01)，PASS 与进食态度问卷总分相关不显著(r = −0.092, p > 0.05)。

结论：本研究编制的体育锻炼自我效能感量表信效度均符合心理测量学标准，可应用于大学生群体。

关键词自我效能感，体育锻炼，大学生，信度，效度Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc.This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). /licenses/by/4.0/1. 引言作为班杜拉社会认知理论的核心，自我效能感是指个体对自己完成特定任务的一种能力信念，这种信念对个体完成任务的意志力及活动的选择产生强烈的影响(Zimmerman, 2000)。

自我效能感高的人相信自己能够应对并处理好事情，它反映个体在面对环境挑战时采取适应性行为的知觉或信念。

所以，自我效能感水平的高低会决定个体进行某种活动的动机水平，从而影响个体对活动的选择或坚持、努力等情况。

自我效能感与健康行为也有着密切的关系，自我效能感高的个体在体育锻炼、饮食等方面有着更为健康行为习惯，如：蒋钦等人的研究结果表明大锻炼量群体比小锻炼量群体的自我效能感得分要高(Chen, Dai, & Gao, 2017)；熊敏和朱莉琪的研究结果证实青少年自我效能感与其健康饮食行为呈正相关，自我效能感越高，饮食行为越健康(熊敏，朱莉琪，2013)。

个体的自我效能越高，自身在保持健康和坚持健康行为上的信念也越强，他们可能拥有积极健康的认知态度，越愿意去寻求与健康相关的信息，进而更愿意采取健康的生活行为方式(陈晖，2012)。

Reynolds 将自我效能感理论应用于体育锻炼方面，首次提出了体育锻炼自我效能感的概念：指个体对他/她在体育锻炼方面做出改变的能力信念(Reynolds et al., 1990)。

随着体育锻炼自我效能感研究的历史发展，对其定义也在不断的变化。

在众多概念提出的基础上，Voskuil 在社会认知理论的指导下，利用概念分析方法对其定义的发展变化进行了分析，最后他将其定义为：个体利用自己所拥有的能力在选择和参加体育锻炼中克服障碍的自信程度(Voskuil & Robbins, 2015)。

与早期定义相比，该定义更强调能克服障碍坚持体育锻炼的自信程度。

研究者基于体育锻炼自我效能感的定义编制量表，是对体育锻炼自我效能感进行调查和研究的前提。

相应地，在测量工具的发展过程中，测量工具的因子结构方面也存在较大的差异，如：Motl 和Wu 等人的单因素结构模型(Motl et al., 2000; Wu, Robbins, & Hsieh, 2011)，Annesi 和Voskuil 的二因素结构模型(Voskuil & Robbins, 2015; Annesi, 2006)，Saunders 等人的三因素结构模型(Saunders et al., 1997)。

另一方面，由于文化差异，相吻合的调查项目在不同的人群中却不支持相同的因姜鹰等子结构(Motl et al., 2000; Schur, Sanders, & Steiner, 2000)。

目前，大量的体育锻炼自我效能感量表都基于国外文化环境编制。

体育锻炼自我效能感作为自我效能感中特殊领域的一部分，是影响个人体育锻炼的重要心理因素。

研究发现体育锻炼自我效能感可显著正向预测体育锻炼行为(Hearst et al., 2012)，相应地，体育锻炼自我效能感对体重控制和身体健康也具有显著预测作用(Teixeira et al., 2005)。

相关研究表明，体育锻炼自我效能感也与精神、情绪等心理健康状态密切相关，如：Azar的研究表明抑郁症状得分高的妇女与低分组相比，在体育锻炼方面表现出的自我效能感较低(Azar et al., 2010)。

自我效能感是与身心健康有关的心理因素，结构方程模型研究证实它在外界因素和体育锻炼或健康方面之间起着非常重要的中介作用(Peterson et al., 2013; Silva et al., 2014; Konttinen et al., 2010)。

干预体育锻炼自我效能感，自我效能感增长意味着体育锻炼量增加(Hearst et al., 2012)。

可见，编制有效的体育锻炼自我效能感量表，对研究和干预均具有重要作用。

国内关于体育锻炼自我效能感的研究文献较少，主要涉及量表修订及信效度的研究(Chen, Dai, & Gao, 2017; Liang et al., 2014)。

综上所述，在中国文化环境中对体育锻炼自我效能感进行调查和研究，有必要编制一个本土化的测量工具。

因此，本研究参考国外已有的健康促进等方面的体育锻炼自我效能感测量工具，完成在中国大学生群体中的体育锻炼自我效能感量表的编制，对量表的信度与效度进行检验，同时探索大学生群体中体育锻炼自我效能感的结构。

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身体自我效能、锻炼态度对大学生体育自主创新能力的影响

身体自我效能、锻炼态度对大学生体育自主创新能力的影响

DOI :10.15942/j.jcsu.2016.02.021成都体育学院学报2016年(第42卷)第2期Journal of Chengdu Sport UniversityVol.42No.2.2016身体自我效能、锻炼态度对大学生体育自主创新能力的影响The Effect of Physical Self -efficacy and Exercise Attitude on Sports Autonomous Innovation Ability of University Students吴本连1,李向朝2WU Benlian 1,LI Xiangchao 2摘　要:基于自主学习的理论框架,采用身体自我效能感量表㊁体育锻炼态度量表㊁体育自主学习能力量表和体育创新能力量表对1454名大学生进行问卷调查,考察大学生身体自我效能感㊁体育锻炼态度㊁体育自主学习能力和体育创新能力的关系㊂研究发现:(1)体育自主学习能力能显著正向预测大学生体育创新能力㊂(2)身体自我效能感能显著正向预测大学生体育自主学习能力㊂(3)体育锻炼态度在身体自我效能感和大学生体育自主学习能力之间起中介作用㊂研究结果支持了大学生体育自主学习的有关理论预期,作者对此从体育心理学和教育心理学角度进行了讨论㊂关键词:大学生;身体自我效能;体育锻炼态度;体育自主学习能力;体育创新能力中图分类号:G804.85 文献标志码:A 文章编号:1001-9154(2016)02-0122-05基金项目:2015年国家社科基金项目(15BTY053);2010年国家社科基金项目(CLA100178)㊂作者简介:吴本连,特聘教授,博士后,研究方向:学校体育,E -mail:blianwu@㊂通讯作者:李向朝㊂作者单位:1.杭州师范大学体育与健康学院,浙江杭州310036;2.淮阴师范学院体育学院,江苏淮安2230011.Collegel of Physical Education and Health of Hangzhou Nor⁃mal University,Hangzhou Zhejiang 310036;2.Department of Physical Education,Huaiyin Normal University,Huai ’an Jiangsu 223001收稿日期:2016-01-02　修回日期:2016-02-100　引言自我效能理论强调主体因素对个体学习的必要性及其对个体潜能发挥的决定性[1],是控制与激发人类动机与行为的核心变量㊂态度是个体对人对事所持有的一种持久而又一致的心理和行为倾向㊂根据Fishbein 和Ajzen (1975)提出的 合理行动理论”(theory of reasoned action,TRA)认为,态度是引起行为能力变化的潜在原因,通过态度可以间接地考察人的行为和能力发展㊂McDonald 和Siegall(1992)发现,自我效能感与工作态度存在显著的正相关㊂还有研究表明,自我效能作为一种知觉因素,影响着相关的态度和行为㊂可见,身体自我效能感与体育锻炼态度之间应该具有一定的关系[2]㊂体育自主学习是指,在体育教师的帮助引导下,学生通过针对个人实际情况,自定练习目标㊁自选练习方法㊁自我监控练习过程并评价反馈练习结果等策略,实现体育学习目标的一种体育学习方式[3]㊂相关研究表明,自我效能感越高的学生,运用自我调控的学习策略越强,自主学习能力也越高[4]㊂ 创新”概念是由美国的约瑟夫㊃熊彼特在1912年提出㊂体育创新能力是指,一种将创造能力与体育知识㊁运动实践经验相结合,应用于发现㊁分析㊁解决体育运动发展中的新问题,并取得体育创新成果的能力[5]㊂一项对大学生体育创新意识和创新成果的调查表明,大学生创新意识薄弱,培养其创新能力的措施缺乏,学生的创新成果层次低等,需要引起人们的重视[6]㊂齐莫曼(1990)㊁Paris(1990)和宾特里奇(Pin⁃trich,2000)等人的研究表明,自我效能感是影响自主学习的一个重要的内在因素㊂Wenden(1991)表明,自主学习能力直接关系到创新能力的高低,是创新的前提条件㊂通过对上述四者之间关系的相关理论梳理与分析发现,自我效能感与自主学习能力关系密切,221而自主学习能力与创新能力关系密切,其中,态度具有一定的影响作用,表明四者之间存在一定关系是有理论依据的,这不仅为完善相关理论提供了参考,也为数据验证提供了支撑并在相关学科教学中得到检验,但是,体育教育领域尚未充分验证㊂因此,对体育教学中的这四者之间关系的研究,不仅能够揭示体育自主学习能力和体育创新能力的关系,而且能够影响学生体育锻炼态度和健康干预效果,为切实提高我国学生身心健康水平,服务于我国正在进行的 学习型社会”和 创新型国家”建设等等,就显得尤为重要㊂综上,本研究假设是:上述四个变量之间存在一定关系,其中,身体自我效能㊁体育锻炼态度对体育自主学习能力具有预测作用,体育自主学习能力对体育创新能力有预测作用,起中介作用的变量是体育锻炼态度㊂1　研究方法1.1　研究对象在全国范围内进行分层随机抽样㊁调查了21所高校共1517名大学生为研究对象,其中男生765人,女生752人;调查时,首先对负责测试人员进行培训,统一程序,统一指导语,要求在规定的同一时段内完成测试任务㊂共发放1517套问卷,回收1493套,有效问卷1454套,有效率为96%㊂1.2　测试工具1.2.1　身体自我效能感量表‘身体自我效能量表“是孙拥军博士研制,有两个维度共10个条目组成,总量表a系数是0.79[7]㊂本研究中测得的a系数为0.77㊂1.2.2　体育锻炼态度量表毛荣建编制,该量表有8个分量表共70个条目组成,条目采用5级计分法,分量表有行为态度㊁目标态度㊁行为认知㊁行为习惯㊁行为意向㊁情感体验㊁行为控制㊁主观标准等㊂各分量表的克伦巴赫a系数分别为0.83㊁0.87㊁0.73㊁0.89㊁0.84㊁0.86㊁0.80㊁0.64;结构公式模型检验结果显示:x2/df=3.67, NNFI=0.93,CFI=0.94,AGFI=0.87,RMSEA= 0.06,这些数据表明该量表具有较好的结构效度[8]㊂本研究中检验的各分量表的克伦巴赫a系数分别为:0.85㊁0.89㊁0.86㊁0.87㊁0.88㊁0.83㊁0.81㊁0.82,总量表是0.88㊂1.2.3　大学生体育自主学习能力量表吴本连(2010)研制,该量表由四个分量表共36个条目组成,总量表a系数是0.89,重测信度是0.91[9]㊂本研究中测试的a系数为0.88,重测信度是0.89㊂1.2.4　大学生体育创新能力量表由吴本连,徐少波(2013)研制,该量表由四个维度共30个条目组成,总量表a系数是0.90,重测信度是0.83㊂本研究中测得的a系数为0.89,重测信度是0.85㊂1.3　数据处理运用SPSS软件对相关数据进行回归分析,运用AMOS软件对中介效应进行分析和验证性因素分析等㊂2　研究结果2.1　身体自我效能、体育锻炼态度和体育自主学习能力的关系为了揭示大学生身体自我效能感㊁体育锻炼态度和体育自主学习能力三者之间的关系,本研究拟进行多元回归分析,根据理论假设,设定此处的自变量为身体自我效能感和体育锻炼态度量表得分,因变量是体育自主学习能力量表得分㊂数据来源于全国调查结果整理出的1454份有效样本,平均分为两个子样本群,拟先用第一个子样本群建立回归方程,再用第二个子样本群进行跨样本效度检验㊂表1　回归方程的方差分析bTable1　The variance analysis of regression equation模型平方和df均方F Sig.1回归165689.571282844.7863940.7140.000a残差15220.49572421.023总计180910.066726注:a.预测变量:(常量),效能,态度㊂b.因变量:自主能力㊂ 第一样本群数据的三维立体散点图和矩阵图表明,变量间存在线性关系,符合多元回归分析的条件,表1是所有自变量的回归系数等于0的F检验结果㊂可以看出,F=3940.714,P<0.001㊂说明至少有一个自变量的回归系数不为0,所建立的回归模型具有统计学意义㊂进一步进行的偏回归系数检验结果见表2㊂ 用表2呈现的回归方程模型的常数项(Con⁃stant)和身体自我效能(用x表示)㊁体育锻炼态度(用m表示)的回归系数分别为28.618㊁2.457,321吴本连,李向朝:身体自我效能㊁锻炼态度对大学生体育自主创新能力的影响0.302㊂由此可构建的一个多元回归方程为:y=28.618+2.457x+0.302m表2　偏回归系数检验结果aTable2　Test results of partial regression coefficient模型非标准化系数标准系数B标准误差试用版t Sig.1(常量)28.618 1.64817.3630.000态度(m)0.3020.0650.068 4.6210.000效能(x) 2.4570.0400.90961.4660.000注:a.因变量:自主能力㊂ 结果显示,回归系数的t值分别为17.36㊁61.47和4.62,P<0.001,多元回归分析结果表明:身体自我效能感和体育锻炼态度对大学生体育自主学习能力的预测作用极为显著,表明所建立的回归方程是有效的㊂2.2　跨样本效度检验根据规定,必须要通过跨样本效度的检验程序,对所建立的回归方程的外推能力进行检验[10]㊂因此,在先用第一样本群数据建立方程后,再用第二样本群数据对方程进行跨样本检验㊂结果表明,第二样本群建立的方程如下,通过对第一样本群方程和第二样本群方程分别进行常数项差异的显著性检验㊁回归系数检验,结果表明,都没有显著性差异,这说明所建立的回归方程也可以对新样本做出有效预测,具有理想的跨样本效度㊂y′=27.519+2.435x′+0.297m′上述跨样本效度检验结果进一步验证了大学生身体自我效能感和体育锻炼态度对他们的体育自主学习能力具有很好的预测作用㊂2.3　中介效应验证根据温忠麟的观点,如果所有变量都是显变量,那么就可以通过做三个方程的回归分析来估计和检验中介效应[11]㊂因此,依据相关研究成果和依据,以体育锻炼态度(m)为中介变量,建立另外两个方程y(自主)=34.553+2.584x(效能)和m(态度)=3.407+1.118x(效能),通过对R2值前后比较,回归系数的依次检验结果都呈非常显著性水平(P<0.001),证明了体育锻炼态度具有中介效应㊂随后进行的结构公式模型分析结果与前面的回归分析结果是吻合的,并且模型与实证数据拟合较好,从而进一步验证了体育锻炼态度具有中介效应,结构公式模型分析的中介效应模型如图1所示㊂图1　锻炼态度对自我效能与自主学习能力的中介模型Figure1　The mediation model of training attitude about self-efficacy and self-regulated learning ability注:***表示P<0.001,下同㊂2.4　四个变量之间关系的结构方程分析运用结构方程模型分析大学生身体自我效能㊁体育锻炼态度㊁自主学习能力和创新能力四个变量之间的关系,得出的四个变量之间关系结构模型如图2所示㊂图2　四个变量关系结构模型Figure2　The relationship model of four variable relations 从图2可知,大学生体育自主学习能力和体育创新能力之间的路径系数高达0.86,这说明了大学生的体育自主学习能力能够有效预测其体育创新能力㊂对图2的结构方程模型进行数据拟合效果检验,得出的相关指数见表3㊂表3　模型拟合指数一览Table3　The list of model fitting index模型CMIN/DF GFI RMSEA AGFI CFI IFI NFI NNFI 结构模型 3.070.910.040.950.920.960.900.93 从表3可知,结构方程模型较好地说明了模型与数据拟合的关系,RMSEA值达到了优良标准,其AGFI㊁CFI㊁IFI㊁NFI㊁NNFI指数均达到了0.90以上,这说明运用结构公式确定的模型与实证数据拟合421成都体育学院学报2016年(第42卷)第2期较好㊂在当前的众多研究中,之所以会特别关注哪些变量可能会对某两个变量之间的关系产生影响,是由于客观世界的复杂性所致㊂本研究中,虽然四个变量之间具有一定的复杂性关系,但是,通过运用回归分析和结构方程的技术方法,使建构的模型具有直观性㊁简洁性和有效性,实现了复杂问题简单化㊂3　讨论已有研究显示,自我效能感能够预测自主学习能力,本研究结果不仅证明了此点,而且也验证了研究假设㊂3.1　身体自我效能感、体育锻炼态度和体育自主学习能力的关系研究结果表明,大学生身体自我效能感和体育锻炼态度能够有效预测体育自主学习能力大小,其中,身体自我效能感预测效果最好,体育锻炼态度还具有中介作用㊂出现这种结果的原因,主要是因为:一方面,身体自我效能感是影响大学生体育自主学习的一个重要的㊁内在的动力性因素㊂它不仅影响大学生的体育学习目标选择㊁主观努力付出和意志控制,还会影响他们所选择的练习内容㊁方法和策略[12]㊂一般来说,身体自我效能感越高的学生,身体自尊也越高,运动自信心就越强,主动参与体育学习的意识就更明显,其体育自主学习能力必然得到提升;低身体自我效能感的学生,容易出现社会性体格焦虑,缺乏运动自信心,必然导致其体育自主学习的能力减弱㊂实际上,在体育学习中,学生能否主动积极地练习㊁尝试和完成动作,敢于接受挑战并战胜困难,身体自我效能感常常起着非常重要的作用㊂当学生面对一个个动作和一次次困难情境时,他们对自己胜任能力的判断和完成任务的身体自我效能感,是推动或调节其运动参与的重要因素,决定着他们体育自主学习的努力程度㊂因此,要想促进大学生们的体育自主学习,改善其体育学习质量,应该把提高他们的身体自我效能感作为一项重要的措施㊂另一方面,身体自我效能感直接关系到体育锻炼策略的合理使用和练习环境的有效运用㊂班杜拉认为,个体与环境㊁自我与社会之间的关系是交互的,人既是社会的产物,又影响㊁形成社会环境㊂身体自我效能感就是人对自己身体能力的信念,它影响着人们自身的思想和行动,并通过它与人们所处的环境发生交互作用㊂所以,高身体自我效能感的大学生使用的体育练习或锻炼策略也更为有效㊂他们能够更为有效地监控自己的练习时间和过程;面临练习困难时,更能够持之以恒地坚持下去㊂并且,随着身体自我效能感的提高,他们对自己监控的练习结果所作的自我评价也在提高㊂根据相关理论可知,大学生身体自我效能感的提高,能够改善他们的体育锻炼态度,从而促进他们更加积极主动地参与到体育活动中去,从而促进体育自主学习能力的提高㊂也就是说,体育自主学习能力的提高既有身体自我效能感的直接作用结果,也有体育锻炼态度的中介作用效果㊂3.2　体育自主学习能力和体育创新能力关系大学生体育自主学习能力能够预测其体育创新能力,这是因为:首先,体育自主学习能够培养大学生们的场独立性认知风格㊂已有研究表明,具有场独立性认知风格的学生,其自主创新能力都很强㊂在体育自主学习的课堂上,师生关系融洽,课堂氛围和谐,学习环境宽松,这些都有利于培养大学生们的场独立性认知风格,从而提高他们的体育自主创新能力㊂其次,由于绝大多数体育项目都需要一定的自我判断㊁自我抉择和随机应变能力等等,因此,体育运动项目本身的特点更加适宜培养学生们的体育自主创新能力㊂已有研究表明,在突发情况下,自主创新能力强的人更容易应对㊂可见,体育自主学习能力的提高也能够培养学生的社会适应能力㊁应对突发自然灾害能力和恶劣环境下的随机应变能力等等,具有较高的社会价值㊂最后,体育教学方法与策略对体育自主创新能力的培养也至关重要[13]㊂因此,必须要根据 依学定教”的思路,根据体育自主学习的原理,科学设计体育自主教学法,创设民主㊁和谐㊁融洽的师生关系,为培养学生体育自主创新能力提供良好的环境和氛围,鼓励大学生们想创新㊁会创新和乐创新㊂实际上,影响大学生体育自主创新能力的因素非常复杂,除了上述主要变量之外,其他还有如学生的气质类型㊁运动自信心和心理健康等变量都应该值得去分析,另外还有运动项目本身的特点也是一个因素,这些都有待于进一步研究㊂总之,21世纪以来,体育学习方式的变革已经带来体育教学范式的转型,已经由探究普适性的体育教育规律转向寻求情境化的体育教育意义㊂因此,必须要改革传统的体育教学方法,侧重对学生的体育自主学习能力和体育创新能力的培养,促进他们改造自我,完善自我,战胜自我,超越自我,彰显自主学习的光芒,激发体育创新的欲望㊂521吴本连,李向朝:身体自我效能㊁锻炼态度对大学生体育自主创新能力的影响4　结论与建议4.1　结论(1)大学生身体自我效能感对体育自主学习能力具有的很好的预测作用,体育锻炼态度具有中介效应㊂(2)大学生体育自主学习能力能够有效预测其体育创新能力,影响体育自主㊁创新能力的因素主要有认知风格㊁体育项目特点和体育教学方法等㊂(3)大学生身体自我效能感㊁体育锻炼态度㊁自主学习能力和创新能力四个变量之间的关系具有一定的复杂性,本研究构建的模型具有简洁性,使复杂问题简单化㊂4.2　建议(1)在体育教学中,要针对不同认知风格的学生和不同项目特点,积极创新体育教学方法,加大对大学生身体自我效能感和体育锻炼态度的培养㊂(2)体育教师要努力创设宽松的教学环境与融洽的师生关系,促进大学生们想创新㊁会创新和乐创新㊂(3)有待于对大学生身体自我效能感㊁体育锻炼态度㊁体育自主学习能力和体育创新能力与他们的气质类型㊁运动自信心和心理健康的关系进行进一步研究㊂参　考　文　献[1]　高申春.论自我效能的主体作用机制[J].外国教育研究,1998,6:1-5.[2]　BANDURA.A Health promotion by social cognitive means[J].Health Educ 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Key words:University Students;Physical Self-efficacy;Physical Exercise Attitude;Autonomous LearningAbility;Innovation Ability CLC number:G804.85 Document code:A Article ID:1001-9154(2016)02-0122-05(编辑　马杰华) 621成都体育学院学报2016年(第42卷)第2期。

运动自我效能感量表

运动自我效能感量表

运动自我效能感量表简介运动自我效能感量表是一种常用的心理测量工具，用于评估个体在参与体育运动时的自信程度和信心水平。

通过评估个体对自己完成特定运动任务的信心程度，可以了解其运动自我效能感的水平，从而对其运动表现、持久性和满意度进行预测。

测量指标运动自我效能感量表通常包含以下几个维度的测量指标：1. 运动态度：评估个体对体育运动的整体态度和兴趣水平。

2. 运动技能：评估个体对特定运动技能的掌握程度。

3. 运动目标设定：评估个体在体育运动中设定目标和追求目标的能力。

4. 运动动机：评估个体参与体育运动的动机和动力。

5. 运动适应能力：评估个体在体育运动中面对挑战时的适应能力和应对策略。

6. 运动自尊感：评估个体在体育运动中对自己的评价和价值感。

使用方法运动自我效能感量表通常以问卷的形式进行调查。

被试需要按照自己的实际情况，在每个维度的指标上进行评分，表达自己对运动自我效能感的感受和信心程度。

评分通常采用5或7点 Likert量表，根据自己的感觉选择最符合自己情况的选项。

应用领域运动自我效能感量表可以广泛应用于体育教育、运动训练和心理咨询等领域。

在体育教育中，通过测量学生的运动自我效能感，可以了解他们在体育课程中的参与度和积极性。

在运动训练中，测量运动员的运动自我效能感可以评估其对比赛的心理准备和信心水平。

在心理咨询中，运动自我效能感量表可以作为评估个体心理健康和运动干预的工具。

结论运动自我效能感量表是一种有效的评估个体在体育运动中自信程度和信心水平的工具。

通过测量不同维度的指标，可以全面了解个体的运动自我效能感及其对运动表现的影响。

在实际应用中，需要根据具体目的和情境，选择合适的量表和评分方法，结合其他相关因素进行综合评估和解释。

健康自我效能感量表

健康自我效能感量表

健康自我效能感量表1. 引言健康自我效能感量表是一种衡量个体对自身健康管理能力的评估工具。

通过评价个体在特定情境下对于自身健康行为的信心水平，可以帮助人们了解和改进自己的健康行为控制能力。

2. 编制目的健康自我效能感量表的编制旨在研究个体对于健康行为的自我认知和自我评价，以促进个体自我管理能力的发展。

该量表可以应用于健康教育、健康干预等领域，帮助指导人们改善自身的健康行为。

3. 编制原则编制健康自我效能感量表时，需遵循以下原则：- 符合量表设计原则，确保测量结果的有效性和可信度；- 选取具有代表性的健康行为，涵盖常见的体育锻炼、饮食惯、生活方式等方面；- 考虑个体背景差异的影响，如年龄、性别、健康状况等；- 编制简洁明了的问卷问题，避免信息重复和冗长；- 定期评估和改进量表的效度和效能。

4. 问卷内容健康自我效能感量表的问卷内容包括以下项目：1. 个人背景信息，如年龄、性别、职业等；2. 健康行为问题，包括体育锻炼、饮食惯、生活惯等方面；3. 对于每个健康行为的信心评估，通过给出自我评分或选择信心水平等级来衡量；4. 针对量表的反馈和建议，以帮助改进量表的可靠性和有效性。

5. 使用和解释说明在使用健康自我效能感量表时，需要考虑以下几个方面：- 量表评估结果仅供参考，不具有明确的诊断功能；- 量表结果可用于评估个体对于健康行为的信心水平，为制定个人健康管理计划提供参考；- 评估结果应仅用于研究和干预目的，不应作为个体健康状况的唯一依据；- 量表的解释应基于个体的背景和实际情况，注重个体差异的综合分析。

6. 结论健康自我效能感量表是一种有助于评估个体健康行为信心水平的工具，通过评估个体在特定情境下的自我效能感，可以为个体制定健康管理计划提供指导。

应在量表的编制、使用和解释时充分考虑个体差异和实际情况，以确保评估结果的有效性和可靠性。

> 注意：此文档旨在提供简要概述，实际使用中应参考正式的研究文献和专业指南。

大学生体育运动与自我效能感的相关研究

大学生体育运动与自我效能感的相关研究

大学生体育运动与自我效能感的相关研究标签：大学生；体育运动；自我效能感；研究；结果；建议一、前言自我效能（self-efficacy）是由美国著名行为主义心理学家班杜拉（Albert Bandura）提出的，是社会学习理论的核心概念。

它指一个人在特定情景中从事某种行为并取得预期结果的能力，在很大程度上指个体自己对自我有关能力的感觉。

本文采用文献资料法、问卷调查法等方法，对体育运动是否对大学生自我效能有影响进行了相关研究。

二、研究对象与方法（一）研究对象采取随机抽样的方法，随机抽取体育专业和非体育专业的学生400名作为研究对象。

（二）研究方法：文献资料法、问卷调查法、统计法。

（三）研究工具研究采用由Schwarzer等人编制的一般自我效能感量表（GSES），对其信效度进行分析。

结果发现GSES具有良好的信度，其内部一致性系数Cronbach α=0.87，重测信度r=0.83（p＜0.001），折半信度为r=0.82（n=401，p＜0.001）。

GSES只有一个维度，共10个项目，涉及个体遇到挫折或困难时的自信心。

GSES 是采用李克特4点量表形式，各项目均为1-4评分。

三、结果与分析1.不同性别学生的自我效能感差异检验检验结果表明，男女学生自我效能感无显著性差异，女生自我效能感倾向略比男生低。

2.不同年级学生自我效能感方差分析方差分析表明，不同年级的学生自我效能感没有显著性差异，但随着年级的增高，自我效能感也呈现上升趋势。

3.不同专业学生自我效能感的差异检验可以看出，体育专业学生的平均成绩比普通专业学生高。

4.不同专业、不同性别学生自我效能感的差异检验通过对比研究可以看出，体育专业女生的自我效能感系数高于非体育专业女生。

5.不同项目学生的自我效能感差异检验通过分析得出，体育运动对提高自我效能感在项目上是没有差别的。

四、小结与建议（一）小结男女学生自我效能感无显著性差异，女生自我效能感倾向略比男生低；不同年级的学生没有显著性差异，但随着年级的增高，自我效能感也呈现上升趋势；体育专业与非体育专业学生的自我效能感之间存在显著差异；体育专业学生的自我效能感在性别上没有达到显著水平，女生略高于男生，而非体育专业学生的自我效能感在性别上非常显著，男生显著高于女生；在体育专业中，不同项目学生的自我效能感没有达到显著水平，但集体项目学生的得分高于个人项目的学生。