體育學(xué)習(xí)中的霍桑效應(yīng)：基于關(guān)注的四維度模型

李玉珍

摘? 要 通過(guò)隨機(jī)抽取710名被試，運(yùn)用SPSS、AMOS和Stata統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)中小學(xué)生體育學(xué)習(xí)中的霍桑效應(yīng)展開(kāi)研究。結(jié)果顯示，基于關(guān)注的四維度模型具有較好的信度與構(gòu)建效度（α=0.94，χ2/df=1.301，RMSEA=0.042），可以作為反映霍桑效應(yīng)問(wèn)題的評(píng)定工具。分類(lèi)變量模型分析結(jié)果表明，中小學(xué)生霍桑效應(yīng)問(wèn)題存在顯著的年級(jí)差異與性別差異。

關(guān)鍵詞 霍桑效應(yīng);中小學(xué)生;體育學(xué)習(xí);心理能力

1 前言

早在1924年，哈佛大學(xué)心理學(xué)家梅奧于管理心理學(xué)中提出，在受到額外關(guān)注的情況下，會(huì)引起個(gè)體積極的心理活動(dòng)，從而促進(jìn)工作績(jī)效的提高，被稱為霍桑效應(yīng)。霍桑效應(yīng)問(wèn)題不僅存在于管理學(xué)中，教育學(xué)中同樣存在。2009年，朱建國(guó)運(yùn)用霍桑效應(yīng)對(duì)投籃教學(xué)的研究表明，霍桑效應(yīng)實(shí)驗(yàn)組比其他組的學(xué)習(xí)效率更高[1]，說(shuō)明體育學(xué)習(xí)中存在霍桑效應(yīng)問(wèn)題。從目前搜集和整理的資料來(lái)看，廣大學(xué)者運(yùn)用操作干預(yù)的手段對(duì)霍桑效應(yīng)的研究均取得預(yù)期成果，這也證實(shí)了在體育學(xué)習(xí)中的霍桑效應(yīng)問(wèn)題并不理想。但從測(cè)量評(píng)價(jià)的角度對(duì)具體哪些心理方面是可以反映霍桑效應(yīng)問(wèn)題的研究并不多見(jiàn)。

體育心理學(xué)領(lǐng)域的許多研究表明，影響體育學(xué)習(xí)效率的重要因素即為心理能力。心理能力可能會(huì)改變學(xué)生對(duì)課程內(nèi)容難度和自身能力的認(rèn)知，同時(shí)作出積極主動(dòng)的行為，進(jìn)而提升學(xué)習(xí)效率。季瀏等人指出，注意力、目標(biāo)、應(yīng)激控制、喚醒水平控制和表象技能是適合所有運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目特點(diǎn)的心理技能[2]。眾多學(xué)者對(duì)心理技能量表（1987年由哈尼研制）的研究表明，學(xué)生在體育學(xué)習(xí)上彼此之間存在注意力、自我談話、心理準(zhǔn)備、動(dòng)機(jī)和焦慮上的差異[3-4]。對(duì)于中小學(xué)生而言，其運(yùn)動(dòng)心理能力并不理想?；谶@樣的認(rèn)識(shí)，筆者從注意能力、動(dòng)機(jī)水平、自我效能和目標(biāo)定向構(gòu)建關(guān)注的四維度模型來(lái)反映中小學(xué)生體育學(xué)習(xí)中的霍桑效應(yīng)問(wèn)題，并編制反映霍桑效應(yīng)問(wèn)題的運(yùn)動(dòng)心理能力測(cè)評(píng)量表。

2 初始量表的編制

相關(guān)理論及研究現(xiàn)狀

1）注意能力的研究。Fontani于1996年提出運(yùn)動(dòng)員注意特征在不同項(xiàng)目、年齡和性別上有明顯的腦電差異。Rose等人于1990年提出注意能力訓(xùn)練對(duì)射擊運(yùn)動(dòng)員技術(shù)學(xué)習(xí)具有重要作用。我國(guó)學(xué)者殷恒嬋從注意的分配、廣度、轉(zhuǎn)移及穩(wěn)定性等視角對(duì)優(yōu)秀運(yùn)動(dòng)員進(jìn)行診斷及評(píng)價(jià)[5]，編制了注意能力測(cè)評(píng)量表（體育科學(xué)常用量表），分析不同性別和項(xiàng)目運(yùn)動(dòng)員的注意特征。

2）動(dòng)機(jī)水平的研究。動(dòng)機(jī)是推動(dòng)人產(chǎn)生行為的心理動(dòng)因，并指向一定的目標(biāo)。當(dāng)人有愿望、理想時(shí)，將推動(dòng)機(jī)體產(chǎn)生一定的行為。動(dòng)機(jī)是產(chǎn)生以上想法的內(nèi)在過(guò)程，能引起并維持人的活動(dòng);行為則是去完成這些的內(nèi)在過(guò)程。Weiner于1985年提出，動(dòng)機(jī)不是心理活動(dòng)的結(jié)果，而是產(chǎn)生心理活動(dòng)的誘因，可以根據(jù)它的方向、強(qiáng)度，判斷出個(gè)體的目標(biāo)和努力程度。郭玉江研究發(fā)現(xiàn)，時(shí)間管理和運(yùn)動(dòng)心理疲勞可以通過(guò)運(yùn)動(dòng)動(dòng)機(jī)進(jìn)行顯著預(yù)測(cè)。

3）自我效能感的研究。姜媛、張力為等人研究發(fā)現(xiàn)[6]，體育鍛煉中著重提高的方向應(yīng)為情緒調(diào)節(jié)自我效能感。此外，還有學(xué)者提出，如果想在一定程度上抵消自我損耗，那么就要堅(jiān)信自己的意志力是一種取之不盡的資源。Stee的一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感可以預(yù)測(cè)拖延癥，且可以得到相對(duì)穩(wěn)定的結(jié)果。Saskia J. te Velde等人研究發(fā)現(xiàn)，體育學(xué)習(xí)與運(yùn)動(dòng)自我效能感之間有很強(qiáng)的聯(lián)系。

4）目標(biāo)定向的研究。Nicholls根據(jù)能力知覺(jué)的不同，將目標(biāo)定向分為任務(wù)定向和自我定向。Elliott在1988年的研究認(rèn)為，任務(wù)定向強(qiáng)調(diào)任務(wù)本身為重點(diǎn)，是以自身個(gè)體為參照系;而自我定向則不同，考慮的主要是個(gè)人的能力水平，因此容易使人產(chǎn)生能力不足之感（Duda，1992）。研究表明：任務(wù)定向提高的能力感對(duì)影響技能學(xué)習(xí)效率及運(yùn)動(dòng)持久性具有重要意義。任務(wù)定向可以增強(qiáng)能力、自主和歸屬感的需要，而自我定向則降低這三個(gè)需要，當(dāng)這三個(gè)需要被同時(shí)阻止時(shí)，缺乏動(dòng)機(jī)（Amotivation）就會(huì)出現(xiàn)。

研究方法

1）文獻(xiàn)資料法。通過(guò)中國(guó)知網(wǎng)（CNKI）檢索鏈接與Web of Science，檢索霍桑效應(yīng)、提升學(xué)習(xí)效率、心理能力、注意、動(dòng)機(jī)、效能和目標(biāo)的相關(guān)資料，閱讀知名學(xué)者的運(yùn)動(dòng)心理學(xué)著作及相關(guān)的量表著作，為本研究構(gòu)建模型及量表編制提供理論基礎(chǔ)。

2）問(wèn)卷調(diào)查法。本研究主要通過(guò)發(fā)放運(yùn)用Likert scale

5編制的初始調(diào)查問(wèn)卷進(jìn)行施測(cè)，“1”代表“從來(lái)沒(méi)有”，“5”代表“總是這樣”。該問(wèn)卷為中小學(xué)生體育學(xué)習(xí)中主觀想法的內(nèi)容情況，根據(jù)自己的真實(shí)情況進(jìn)行準(zhǔn)確選擇，從而完成整個(gè)問(wèn)卷對(duì)被試的施測(cè)，并建立有效數(shù)據(jù)庫(kù)。

3）數(shù)理統(tǒng)計(jì)法。調(diào)查問(wèn)卷收集到的有效數(shù)據(jù)庫(kù)應(yīng)用SPSS 25.0中文版統(tǒng)計(jì)軟件包進(jìn)行項(xiàng)目分析、獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、探索性因素分析、信效度檢驗(yàn);結(jié)構(gòu)方程模型的路徑系數(shù)及驗(yàn)證性因素分析則應(yīng)用AMOS 23.0英文版統(tǒng)計(jì)軟件包進(jìn)行實(shí)現(xiàn);回歸方程應(yīng)用Stata 15.1英文版統(tǒng)計(jì)軟件包。

編寫(xiě)項(xiàng)目? 根據(jù)張力為、毛志雄編撰的《體育科學(xué)常用量表》和季瀏、殷恒嬋編撰的《體育心理學(xué)測(cè)量與評(píng)價(jià)》中的部分量表對(duì)注意、效能、動(dòng)機(jī)、目標(biāo)等相關(guān)領(lǐng)域編制題目的依據(jù)，構(gòu)建關(guān)注的四維度模型，共38個(gè)測(cè)試題項(xiàng)，包括10個(gè)注意能力題項(xiàng)、10個(gè)動(dòng)機(jī)水平題項(xiàng)、10個(gè)自我效能題項(xiàng)和8個(gè)目標(biāo)定向題項(xiàng)。

被試與初測(cè)? 以煙臺(tái)市范圍內(nèi)的中小學(xué)生為本次研究的初測(cè)對(duì)象，共發(fā)放運(yùn)動(dòng)心理能力測(cè)評(píng)初始問(wèn)卷調(diào)查表210份，其中170份為有效問(wèn)卷，包括男生139人、女生31人。

結(jié)果分析

1）項(xiàng)目分析結(jié)果。應(yīng)用SPSS 25.0統(tǒng)計(jì)軟件包對(duì)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行項(xiàng)目分析。項(xiàng)目分析即求出每一題項(xiàng)的臨界比率（CR值），求法是將所有受試者在預(yù)試量表的得分總和依高低排序，得分前25%～33%者為高分組，得分后25%～33%者為低分組。對(duì)高、低兩組受試者每題得分平均數(shù)差異進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，如果題項(xiàng)的CR值達(dá)顯著性水平，即表示這個(gè)題項(xiàng)能鑒別不同受試者的反應(yīng)程度，則據(jù)此判定題項(xiàng)是否剔除。本研究進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)選自高低分組中25%標(biāo)度的數(shù)值。結(jié)果顯示，本研究量表中有三個(gè)題項(xiàng)未達(dá)到顯著水平（p>0.05），在這里選擇將其剔除;共五個(gè)題項(xiàng)顯著水平在0.05>p>0.01之間，其余30個(gè)題項(xiàng)均為p<0.01。故該量表在項(xiàng)目分析中獲得較高的顯著水平。

2）同質(zhì)性檢驗(yàn)（信度檢驗(yàn)）。采用Cronbachs系數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性低于0.400的共有12個(gè)題項(xiàng)。剔除這12個(gè)與其他相關(guān)度較低的題項(xiàng)，最后保留四個(gè)注意能力題項(xiàng)、七個(gè)動(dòng)機(jī)水平題項(xiàng)、八個(gè)自我效能題項(xiàng)和四個(gè)目標(biāo)定向題項(xiàng)，即總量表共23個(gè)題項(xiàng)。

3）探索性因素分析結(jié)果。探索性因素分析結(jié)果顯示（見(jiàn)表1）KMO=0.915，變量間共同因素愈多時(shí)，KMO值愈大，小于0.5時(shí)則不易進(jìn)行分析，即本量表較適合進(jìn)行因素分析。巴特利特球形檢驗(yàn)近似卡方值χ2=1372.229，自由度253，p=

0.000，達(dá)到顯著水平（p<0.05表示達(dá)到顯著水平）。分析結(jié)果顯示，除一個(gè)題項(xiàng)因子載荷為0.380外（選擇剔除），其余題項(xiàng)的因子載荷均大于0.4，表現(xiàn)出較好的因子載荷水平。

經(jīng)過(guò)項(xiàng)目分析、同質(zhì)性檢驗(yàn)和探索性因素分析，保留下達(dá)到因子載荷并與理論相匹配的標(biāo)準(zhǔn)題項(xiàng)，最終形成由22個(gè)題項(xiàng)組成的正式量表（見(jiàn)表2）。

3 正式量表的編制

正式施測(cè)? 在煙臺(tái)市中小學(xué)范圍內(nèi)隨機(jī)抽樣500名學(xué)生作為22個(gè)題項(xiàng)的正式運(yùn)動(dòng)心理能力測(cè)評(píng)量表的被試，共收回有效問(wèn)卷491份，其中男生316人、女生175人。

結(jié)果分析

1）驗(yàn)證性因素分析結(jié)果。應(yīng)用AMOS 23.0統(tǒng)計(jì)軟件包，完成結(jié)構(gòu)方程模型的驗(yàn)證性因素分析，通過(guò)軟件包運(yùn)行得出的各方面因子擬合指標(biāo)證明了本研究量表的科學(xué)性。表3列出了驗(yàn)證性因素分析各因子擬合指數(shù)，通過(guò)擬合指數(shù)來(lái)觀測(cè)模型的優(yōu)劣，主要擬合指數(shù)有χ2、df、RMSEA、GFI、CFI、IFI、TLI等，模型擬合的正確率可以從χ2和自由度共同完成觀測(cè)，一般χ2/df值在2～3，并且越小越好，這里達(dá)到1.301，具有良好的擬合水平。RMSEA應(yīng)在0.050以下，并且越接近0越好，這里達(dá)到0.042，基本滿足擬合要求。主要指標(biāo)CFI、IFI、TLI超過(guò)0.9表示具有較好的模型擬合水平，GFI的擬合指數(shù)為0.877，接近0.9，在可接受的范圍之內(nèi)，證明模型擬合度較好。圖1為本研究模型的路徑系數(shù)，只有V4的路徑系數(shù)為0.48，基本達(dá)到結(jié)構(gòu)方程模型擬合要求;其余題項(xiàng)均有較好的擬合水平。結(jié)果表明：學(xué)習(xí)中的霍桑效應(yīng)基于關(guān)注的四維度模型具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

2）信度檢驗(yàn)。采用Cronbachs系數(shù)作為分量表和總量表的可靠性檢驗(yàn)指標(biāo)，分半信度是將量表分成相等的兩份，測(cè)驗(yàn)被試在兩份題項(xiàng)中的得分?jǐn)?shù)并計(jì)算相關(guān)系數(shù)。重測(cè)信度是對(duì)相同被試間隔一個(gè)月后再行測(cè)試，檢驗(yàn)測(cè)試問(wèn)卷的可信度。本研究從661位學(xué)生中抽取120人進(jìn)行重測(cè)信度檢驗(yàn)，收回重測(cè)信度問(wèn)卷114份。運(yùn)動(dòng)心理能力測(cè)評(píng)量表的各項(xiàng)信度分析指標(biāo)均在0.7以上（見(jiàn)表4），證明本研究具有較好的信度檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。

3）分類(lèi)變量模型分析。應(yīng)用Stata 15.1統(tǒng)計(jì)軟件包進(jìn)行回歸分析。如表5所示，模型1中只包括四個(gè)維度的分量表，參照總量表全部具有極其顯著的差異，該模型沒(méi)有其他變量干預(yù)，僅在總量表與分量表之間進(jìn)行對(duì)比;模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入年級(jí)變量，可以看出部分變量的顯著性差異降低，并且解釋率從0.469降低到0.356;模型3是在模型1的基礎(chǔ)上加入性別變量，在性別的影響下，所有變量均沒(méi)有顯著性差異，解釋率也降到最低的0.01;模型4是將所有變量全部加入，可以看出在年級(jí)和性別的共同影響下，仍具有顯著性差異，并且解釋率回升到0.389。

通過(guò)四個(gè)模型對(duì)比可以得知，在測(cè)量不同年級(jí)時(shí)具有顯著性差異，而測(cè)量不同性別時(shí)沒(méi)有顯著性差異，在測(cè)量不同年級(jí)不同性別時(shí)具有顯著性差異。得出結(jié)論：測(cè)量時(shí)，如果有不同年級(jí)出現(xiàn)，將要注意不同年級(jí)之間具有顯著性差異。

4 結(jié)論

1）由注意能力、動(dòng)機(jī)水平、自我效能和目標(biāo)定向構(gòu)成反映體育學(xué)習(xí)中的霍桑效應(yīng)基于關(guān)注的四維度模型，經(jīng)過(guò)項(xiàng)目分析、探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析，均證明具有較好的構(gòu)建效度;信度檢驗(yàn)證實(shí)，反映霍桑效應(yīng)問(wèn)題的運(yùn)動(dòng)心理能力測(cè)評(píng)量表具有較好的信度指標(biāo)，可以作為中小學(xué)生體育學(xué)習(xí)中的霍桑效應(yīng)問(wèn)題的評(píng)定工具。

2）分類(lèi)變量模型分析結(jié)果表明，中小學(xué)生的霍桑效應(yīng)問(wèn)題存在顯著的年級(jí)差異與性別差異，其中性別差異在測(cè)量不同年級(jí)時(shí)顯著，測(cè)量同一年級(jí)時(shí)不顯著，因此應(yīng)在實(shí)際測(cè)量中區(qū)別對(duì)待，以便于更準(zhǔn)確地反映中小學(xué)生體育學(xué)習(xí)中的霍桑效應(yīng)問(wèn)題。

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