青少年體育參與對人格特質(zhì)的影響研究
——自我效能的中介作用

王 舜，程美超，章 蓉

(淮北師范大學(xué) 體育學(xué)院，安徽 淮北 235000)

健全人格是新時(shí)代體教融合目標(biāo)的具體體現(xiàn)[1]，也是目前學(xué)校體育所秉持的重要理念[2]。體育參與和人格教育之間的天然聯(lián)系在實(shí)踐中被反復(fù)證明：體育參與不僅能壯筋骨，還能增知識、強(qiáng)意志、調(diào)感情，是實(shí)現(xiàn)人格教育的最好方式。近年來，根據(jù)《關(guān)于全面深化課程改革落實(shí)立德樹人根本任務(wù)的意見》提出的“制訂學(xué)生發(fā)展核心素養(yǎng)體系和學(xué)業(yè)質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)”[3]要求，我國開始關(guān)注學(xué)生核心素養(yǎng)的發(fā)展，2016年發(fā)布了《中國學(xué)生發(fā)展核心素養(yǎng)》，重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了對學(xué)生認(rèn)知能力與人格特質(zhì)綜合素質(zhì)的培養(yǎng)。

依據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)[4-7]，筆者提出以下3個假設(shè)：(1)體育參與能夠正向影響青少年的人格特質(zhì)。(2)自我效能能夠正向影響人格特質(zhì)。(3)自我效能在體育參與和人格特質(zhì)之間存在部分中介效應(yīng)。

運(yùn)用中國教育追蹤調(diào)查(2013—2014年)數(shù)據(jù)，從發(fā)展學(xué)生核心素養(yǎng)的視角，探索青少年體育參與對人格特質(zhì)的影響研究，實(shí)證分析體育參與和自我效能對青少年人格特質(zhì)的影響。研究旨在探討青少年的人格教育問題以及為政府制定相關(guān)政策提供實(shí)證依據(jù)和重要參考。

1 測量工具與變量選擇

1.1 測量工具

利用中國教育追蹤調(diào)查(China Education Panel Study，CEPS)問卷，采用Fornell & Larker[8]提出的區(qū)別效度進(jìn)行分析，即每個構(gòu)面的平均方差萃取量(Average Variance Extracted，AVE)大于構(gòu)面相關(guān)系數(shù)的平方，來檢驗(yàn)構(gòu)面之間具有區(qū)別效度；利用SPSS26.0軟件計(jì)算各維度之間的相關(guān)系數(shù)；采用SEM結(jié)構(gòu)方程模型中最大似然估計(jì)法(ML)對本文中的路徑假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。

1.2 變量選擇

(1)人格特質(zhì)

參考HECKMAN等[9]、龔欣等[10]的研究，以CEPS問卷信息為依據(jù)，構(gòu)建了自律性、情緒控制、社交能力、自信心4個維度來衡量青少年的人格特質(zhì)(如表1所示)。

表1 變量選擇題項(xiàng)分布一覽表

自律性。參考龔欣等[10]的研究，以逃課、遲到等行為作為“自律”的代理變量的研究思路，將該維度命名為“自律性”，其因子得分越高，說明學(xué)生在該維度上的人格特質(zhì)越強(qiáng)。

情緒控制。CEPS問卷測量了學(xué)生在過去七天出現(xiàn)的情緒問題，包括：沮喪、抑郁、不快樂、生活沒有意思、悲傷，共5個問題。采用Likert5點(diǎn)計(jì)分法，并將5個題項(xiàng)進(jìn)行因子分析，發(fā)現(xiàn)5個因子可以自然聚合為一個綜合性的變量，將其定義為“情緒控制”，因子值越大，說明在該維度上相對應(yīng)的人格特質(zhì)越弱。

社交能力。參考張鼎權(quán)等[11]的研究，該維度采用學(xué)生自我匯報(bào)的擁有朋友的數(shù)量進(jìn)行度量，結(jié)合大五人格類型模型的“外向性”，將其作為衡量學(xué)生社交能力的代理指標(biāo)。匯報(bào)的朋友數(shù)量越多，代表著相應(yīng)的人格特質(zhì)越高。

自信心。CEPS問卷中詢問了學(xué)生對于自己的未來是否有信心，該維度用學(xué)生對這一問題的回答進(jìn)行度量，得分越高，說明在該維度上相對應(yīng)的人格特質(zhì)越強(qiáng)。

(2)體育參與

參考方黎明[12]的研究，以周末是否參加體育參與作為處理變量，納入“你自己或與同學(xué)一起外出體育比賽的頻率”和“你和父母一起做運(yùn)動的頻率”“上周末平均參加課外體育運(yùn)動的時(shí)間”3個問題。

(3)自我效能

參考張鼎權(quán)等[11]的研究，將CEPS問卷中的4個題目都?xì)w類為這一維度，考察學(xué)生的自我表達(dá)能力、反應(yīng)能力、學(xué)習(xí)新知識的能力及好奇心。將這4個題目的得分加總后再取平均值，獲得一個綜合性的變量，將其命名為“自我效能”，得分越高，說明在該維度上相對應(yīng)的人格特質(zhì)越強(qiáng)。

2 研究結(jié)果與分析

2.1 信效度檢驗(yàn)

在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析之前，對數(shù)據(jù)的信效度檢驗(yàn)是重要的一步。采用組成信度(CR)和平均方差萃取量(AVE)來進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，運(yùn)用AMOS 24.0軟件進(jìn)行信度效度分析與模型參數(shù)值估計(jì)。由表2可知，因素負(fù)荷量取值在0.379～0.869之間，說明題目信度能夠滿足研究需要。CR值反映量表的組成信度，題目的CR值均大于0.7，說明題目信度得到了較為穩(wěn)定的測量，能夠滿足研究的需要。AVE取值反映的是題目的收斂效度，所選題目的AVE取值均大于或者接近0.5，說明具備較好的收斂效度。采用Fornell等提出的檢驗(yàn)方法[8]，將AVE值的平方根和各變量相關(guān)系數(shù)矩陣進(jìn)行對比，如果各變量的AVE平方根要大于其他變量的相關(guān)系數(shù)(如表3所示)，說明測試題目具有良好的區(qū)分效度。

表2 各變量信效度統(tǒng)計(jì)結(jié)果和潛在變量間的相關(guān)系數(shù)

表3 區(qū)別效度分析

2.2 模型配適度檢驗(yàn)

模型配適度反映了樣本數(shù)據(jù)與模型的擬合程度，常用絕對擬合指數(shù)、簡約擬合指數(shù)和增值擬合指數(shù)作為模型配適度檢驗(yàn)的參考指標(biāo)，模型配適度越好，說明樣本數(shù)據(jù)與模型的擬合程度越佳[13]。大部分學(xué)者認(rèn)為，一個好的結(jié)構(gòu)方程模型，其擬合指數(shù)一般滿足：CMIN/DF<3最好，CMIN/DF<5可接受；AGFI，GFI，CFI，NFI，RFI均大于0.9；RMSEA，SRMR最好小于0.05，小于0.08也可以接受；PNFI，PGFI，PCFI應(yīng)大于0.5[14]。由表4可知，模型的絕對擬合指數(shù)CMIN/DF值為2.903，符合小于3的標(biāo)準(zhǔn)，達(dá)到理想水平。GFI取值為0.914，符合大于0.9的標(biāo)準(zhǔn)，達(dá)到理想水平。AGFI值為0.873，取值在可接受的范圍之內(nèi)。SRMR值為0.059，取值在可接受的范圍之內(nèi)。RMSEA值為0.061，取值在可接受的范圍之內(nèi)。在模型的簡約擬合指數(shù)中，PNFI、PGFI和PCFI的值分別為0.774、0.698和0.812，取值均符合大于0.5的標(biāo)準(zhǔn)，達(dá)到理想水平。在模型的增值擬合指數(shù)中，除RFI的值為0.897接近0.9以外，其余指數(shù)均符合大于0.9的標(biāo)準(zhǔn)，達(dá)到理想水平。由以上分析可知，模型擬合指標(biāo)均符合一般的研究標(biāo)準(zhǔn)，調(diào)查樣本數(shù)據(jù)與假設(shè)模型間的契合度較好。

表4 模型擬合指數(shù)

2.3 自我效能的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

通過表5可知，SEM模型中三個變量均在P小于0.001的水平上有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，且相關(guān)系數(shù)的值介于0.301到0.387之間。在此基礎(chǔ)上，采用 Bootstrap 重復(fù)抽樣法對自我效能的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，利用AMOS24.0進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)，包括Bias-corrected估計(jì)方式，以上檢驗(yàn)方法均在95%的置信區(qū)間進(jìn)行檢定。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，非標(biāo)準(zhǔn)化間接結(jié)果為0.019～0.042，表明自我效能在“體育參與→人格特質(zhì)”路徑中起到中介效應(yīng)；非標(biāo)準(zhǔn)直接結(jié)果為0.047～0.112，說明中介效應(yīng)為部分中介。中介效果檢驗(yàn)表明了體育參與能夠直接有效地促進(jìn)青少年的人格特質(zhì)外，還可以通過提高自我效能來促進(jìn)青少年人格特質(zhì)的發(fā)展，即體育參與既可以直接對人格特質(zhì)產(chǎn)生影響，又會通過影響自我效能間接影響人格特質(zhì)。

表5 自我效能中介效果檢驗(yàn)一覽表

圖2 總體樣本SEM路徑估計(jì)結(jié)果

3 討論

3.1 體育參與、自我效能、人格特質(zhì)的關(guān)系

研究發(fā)現(xiàn)，體育參與和青少年的人格特質(zhì)顯著相關(guān)(P<0.001)，體育參與對人格特質(zhì)的影響路徑系數(shù)α=0.220，且在0.01的顯著性水平上顯著，說明體育參與能夠正向促進(jìn)青少年人格特質(zhì)，這與郭海輝[15]等學(xué)者的研究結(jié)論一致。研究證實(shí)了提高自我效能能夠提高青少年的人格特質(zhì)。結(jié)果表明：自我效能與青少年的人格特質(zhì)之間具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.001)，自我效能對其人格特質(zhì)的影響路徑系數(shù)α=0.280，且在0.01的顯著性水平上顯著，說明自我效能能夠正向促進(jìn)青少年人格特質(zhì)的發(fā)展。青少年人格特質(zhì)的觀測變量顯著為正，意味著青少年自我效能水平越高，人格特質(zhì)越強(qiáng)。

通過SEM模型來驗(yàn)證中介效應(yīng)作用，證實(shí)了自我效能在“體育參與→人格特質(zhì)”路徑中起部分中介作用。結(jié)果顯示：非標(biāo)準(zhǔn)間接結(jié)果為0.019～0.04且不包含0，因此表明自我效能在“體育參與→人格特質(zhì)”路徑中起到中介效應(yīng)。非標(biāo)準(zhǔn)直接結(jié)果為0.047～0.112且不包含0，中介效應(yīng)為0.35*0.65=0.228，中介效應(yīng)與總效應(yīng)的比值為0.228/(0.228+0.22)=0.509，因此認(rèn)定為部分中介。在整體的結(jié)構(gòu)方程模型中，體育參與作為青少年自我效能和人格特質(zhì)的基礎(chǔ)和原因，對二者產(chǎn)生不同程度的影響。同時(shí)，自我效能在整體模型中既作為體育參與所影響的一個因變量，又作為影響人格特質(zhì)的一個因變量，即體育參與作為自變量通過影響青少年的自我效能進(jìn)而影響其人格特質(zhì)，自我效能在體育參與和人格特質(zhì)中為部分中介變量，研究假設(shè)3得到驗(yàn)證。

3.2 發(fā)展學(xué)生核心素養(yǎng)視角對青少年人格特質(zhì)培養(yǎng)的啟發(fā)

為更好地發(fā)揮體育參與在發(fā)展學(xué)生核心素養(yǎng)中的重要作用，培養(yǎng)青少年的人格特質(zhì)，需要促進(jìn)青少年體育參與機(jī)會的獲得，具體而言：首先，要向?qū)W生及其家長宣傳體育參與對青少年人格特質(zhì)的重要作用，提高青少年體育參與的積極性；其次，學(xué)校在開齊、開足體育課的同時(shí)，合理設(shè)置家庭“體育作業(yè)”，鼓勵體育教師課外進(jìn)行體育輔導(dǎo)和組織競賽活動。最后，支持青少年體育俱樂部的發(fā)展，建立與學(xué)校體育銜接有序的社會體育俱樂部競賽、訓(xùn)練和培訓(xùn)體系。

4 結(jié)論

基于CEPS數(shù)據(jù)，使用SEM方法研究體育參與對青少年自我效能和人格特質(zhì)的影響，發(fā)現(xiàn)青少年的體育參與能夠正向影響其自我效能和人格特質(zhì)，且自我效能在體育參與正向影響青少年人格特質(zhì)的路徑中起到部分中介作用，說明體育參與能夠提高青少年的自我效能和人格特質(zhì)，對青少年健全人格的塑造具有積極的促進(jìn)作用。