许国喜

[摘 要] 通过对河北省社会体育专业大学生进行随机抽样，完成《成就动机量表》和《学业自我效能感问卷》的测验，结合其学业成绩进行学业自我效能感、成就动机和学业成绩关系的研究。结论表明，社会体育专业大学生的学业自我效能感和成就动机水平对学业成绩不具有显著的影响;学业自我效能感和学业成绩的相关表现出了年级的差异;社会体育专业女生的学业成绩显著高于男生的学业成绩。

[关键词] 学业自我效能感;成就动机;学业成绩

[中图分类号] G804.82 [文献标志码] A [文章编号] 1005-4634（2014）05-0085-03

0 引言

自我效能是由著名心理学家班杜拉在1977年提出的一个重要概念。他认为自我效能感是指个体相信自己有能力完成某种或某类任务，是个体的能力自信心在某些活动中的具体体现。自我效能感是与具体任务联系在一起的，并不是一种概括性的个性特征，因此不存在一般的自我效能感，与学习有关的自我效能感被称为学业自我效能感（academic self-efficacy，AS）[1]。

成就动机（achievement motivation scale， AMS）的概念最早由莫瑞在1938年提出来的，指在人的成就需要基础上激励个体乐于从事自己认为重要的或有价值的工作，并力求获得成功的一种内在驱动力[2]。麦克莱伦和阿特金森研究认为，个人的成就动机包括追求成功和避免失败两种倾向。

国内学者对于学业自我效能感、成就动机和成就行为（如学业成绩）的关系产生了浓厚的兴趣，进行了一系列的研究。薛予阳和李永智认为体育专业大学生学业自我效能感可以分为学习能力自我效能感和发展能力自我效能感。体育专业大学生成就动机水平在性别上存在显著性差异，女生成就动机水平显著地高于男生[3]。杨勇认为体育专业大学生成就动机整体水平较高，成就动机与学业成就相关，成就动机水平的高低与其父母文化程度相关不显著[4]。梁丽萍等人研究了大学生的成就动机和成就行为，结果表明大学生成就动机与学业成绩呈正相关，但是，相关很低[5]。曹守莲和石沙泉认为军校大学生的成就动机与其学业成绩存在显著相关关系。军校大学生的成就动机比较积极，追求成功的倾向较高;追求成功的动机与学业成绩呈显著正相关，而避免失败的动机与学业成绩呈显著负相关;在追求成功的动机上，学业优良的学员明显高于学业一般和较差的学员;在避免失败的动机上，学业优良的学员明显低于学业较差的学员[6]。

在我国，社会体育专业大学生群体是体育专业人才中受教育水平较高的一个群体。但是，在培养体育专业学生的过程中，更重视培养专项训练的内容而忽视了文化课的教学，这样，当他们进入大学生活以后，势必会面临一些挑战，例如，知识储备与现实需要之间的矛盾往往会使体育专业大学生出现某些心理问题[7]，学业自我效能感能够增强大学生的自我满足感，成就动机会驱使大学生主动寻求丰富自身知识的学习行为。但是，对于社会体育专业大学生的学业自我效能感和成就动机是否能够预测他们的学业成绩这是本研究的着眼点。

本研究拟解决如下问题：第一，社会体育专业大学生学业效能感、成就动机与学业成绩的回归分析;第二，不同年级社会体育专业大学生学业自我效能感、成就动机、学业成绩的差异;第三，不同性别社会体育专业大学生学业自我效能感、成就动机和学业成绩的差异。

1 研究方法

1.1 研究对象

在河北省省属大学中对社会体育专业大学生随机发放《成就动机量表》和《学业自我效能感问卷》共240份，回收后的有效问卷为194份。见表1和表2。

表 1 量表发放的样本情况

发放问卷（份） 回收问卷（份）

男 女 合计 男 女 合计

大一 40 20 60 39 19 58

大二 40 20 60 38 16 54

大三 40 20 60 34 15 49

大四 40 20 60 23 10 33

合计 160 80 240 134 60 194

表2 问卷发放的院校名称

燕山大学 河北师范大学 河北体育学院

数量（份） 80 80 80

1.2 研究工具

《成就动机量表》由我国学者叶仁敏和挪威的 Hegtvet 于1988年合作译制，并于1992 年在大学生和中学生样本中进行了修订。量表共30题，分为追求成功的动机和避免失败的动机两个纬度。量表采用4点计分，得分越高，表明这类动机越强。此量表在大学生样本中施测获得的内部一致性系数分别为0.83和0.84，并未发现性别的显著差异。

《学业自我效能感问卷》由我国学者染宇颂和周宗奎参考Pintrich 和 DeGroot（1990）编制的学业自我效能问卷中的有关维度编制。量表共22道题，分两部分，每部分11道题，分别测试学习能力自我效能感和学习行为自我效能感这两个维度。采用五分制评分方式，分数越高代表效能感越高。学业自我效能感的总分，即效能总和是学习能力自我效能感和学习行为自我效能感得分之和。学业成绩是指该学生进入大学以来所有科目的有效成绩。

2 研究结果

2.1 学业自我效能感、成就动机和学业成绩的回 归分析

对学业自我效能感、成就动机、学业成绩进行回归分析，以学业自我效能感和成就动机作为解释变量，以学业成绩作为被解释变量进行二元回归分析，结果见下表3、表4和表5。

表3 二元回归拟合模型结果

模型 R R2 调整R2 标准估计的误差

1 0.172a 0.030 0.019 5.77357

注：预测变量：常量、成就动机、学业自我效能

表4 二元回归拟合模型方差分析结果

模型 平方和 df 均方 F Sig.

回归 194.370 2 97.185 2.915 0.057a

残差 6366.807 191 33.334

总计 6561.177 193

注：预测变量：常量、成就动机、学业自我效能;因变量： 学业成绩

表5 二元回归拟合模型系数a

非标准化系数 标准

模型 B 标准误差 系数

常量 82.934 4.662 17.791 0.000

学业自我效能 0.110 0.060 0.133 1.853 0.065

成就动机 0.078 0.044 0.127 1.769 0.079

注：因变量： 学业成绩

由表3 可知，预测变量中的常量、成就动机和学业自我效能感能够解释学业成绩的百分比为3%，因此，前者不能够很好地预测学业成绩。由表4 可知，回归方程经检验不显著。由表5 可知，学业自我效能感和成就动机对学业成绩的回归系数经检验差异不显著。

可见，以学业自我效能感和成就动机作为解释变量，以学业成绩作为被解释变量进行二元回归分析的回归系数均不显著。因此，学业自我效能感和成就动机不能作为学业成绩的预测变量。

2.2 不同年级体育专业大学生学业自我效能感、成 就动机和学业成绩的偏相关分析

以性别作为协变量，进行年级、学业自我效能感、成就动机和学业成绩两两偏相关分析，结果见表6。

表6 年级与学业自我效能、成就动机和学业成绩的偏相关分析结果

协变量 学业自我效能 成就动机 学业成绩

年级 性别 -0.171* -0.232* 0.364**

注：*：p<0.05;**：p<0.01（下同）

由表6可知，在控制了性别变量后，年级与学业自我效能呈负偏相关且差异显著;年级与成就动机呈负偏相关且差异显著;年级与学业成绩呈正偏相关且差异显著。

以性别作为协变量，对不同年级社会体育专业大学生的成就动机、学业自我效能感、学业成绩分别进行两两偏相关分析，结果见表7。

表7 不同年级与学业自我效能、成就动机和学业成绩的偏相关分析结果

年级

大一 大二 大三 大四

学业自我效能感与学业成绩 0.064 0.298* 0.069 0.014

成就动机与学业成绩 0.039 0.051 0.091 0.185

学业自我效能感与成就动机 0.112 0.334* 0.215 0.205

由表7可知，以性别作为协变量后，大二年级社会体育专业学生的学业自我效能感与学业成绩呈显著负偏相关且差异显著;学业自我效能感与成就动机呈显著负偏相关且差异显著。其它年级未检出显著性差异。

2.3 不同性别体育专业大学生学业自我效能感、成 就动机和学业成绩的偏相关分析

以年级作为协变量，进行性别、学业自我效能感、成就动机和学业成绩两两偏相关分析，结果见表8。

表8 性别与学业自我效能、成就动机和学业成绩的偏相关分析结果

协变量 学业自我效能 成就动机 学业成绩

性别 年级 0.050 0.014 0.370**

由表8 可知，以年级作为协变量后，性别与学业成绩的偏相关系数差异显著。下面，进行不同性别学业成绩的 t 检验，结果如下：

表9 不同性别学业成绩的 t 检验结果

性别 N 均值 t值 df p（双侧）

学业 男 162 73.43€？.41 6.122 192 0.000

成绩 女 32 79.76€？.02 6.428 46.31

表9显示，不同性别社会体育专业大学生的学业成绩 t 检验差异显著。

以年级作为协变量，对不同性别社会体育专业大学生的成就动机、学业自我效能感、学业成绩分别进行两两偏相关分析，结果见表9。

表10 不同性别与学业自我效能、成就动机和学业成绩的偏相关分析结果

年级

男 女

学业自我效能感与学业成绩 0.101 0.082

成就动机与学业成绩 0.023 0.200

学业自我效能感与成就动机 0.023 0.290

由表10可知，以年级作为协变量，不同性别社会体育专业大学生在学业自我效能感与学业成绩、成就动机与学业成绩、学业自我效能感与成就动机的两两偏相关系数经检验差异均不显著。

3 讨论与分析

学业自我效能感、成就动机和学业成绩的回归分析的结果表明，学业自我效能感和成就动机不能很好的预测学业成绩，这和以往的研究结果不同。学业自我效能感和成就动机不能很好的预测学业成绩，说明主要影响学业成绩的因素不是学业自我效能感和成就动机。这是为什么？进行访谈后可知，社会体育专业大学生认为学长们毕业面临失业的压力让他们认为目前所进行的专业学习与未来他们所从事的工作不一致，所以，在学业自我效能和成就动机的关注点上就会和学业成绩分开，他们会选择他们认为可以就业的方向进行学习，而非关注在本专业的学习上。

社会体育专业大学生表现出不同年级与学业自我效能感、成就动机和学业成绩相关的差异，进一步研究表明社会体育专业大二的学生在学业自我效能感和学业成绩的相关上具有显著差异，并在学业自我效能感和成就动机的相关上具有显著差异，这也是以往研究较忽略的地方。大学对每个学生来说有一些相似规律：大一是梦想不断产生和破灭的一年，也是大学生不断适应大学校园生活的一年;大二是渐渐思考现实和接受现实的一年，对于大一的不适应做一个策略调整的一年;大三时坦然面对现实和自我反思的一年，是总结过去重新选择的一年;大四是迫于现实的压力准备投身社会的一年，是摒弃幼稚迅速成熟的一年。对于体育专业大学生来说，大一，对于他们来说，是延续以往文化课学习习惯的惯性，要知道，他们中的大多数人是不习惯进行安静的学习的，那么考试对于他们来说就是一个比较大的挑战，由于不适应会面临不及格

（下转第98页）

的现实，因此，在大二他们会进行一个学习方向的调整，这样他们会产生一种要驾驭学习态度，相应地，这也就是为什么学业自我效能感和学业成绩在大二发生了显著的相关;大三大四他们已经适应大学的生活，面对高年级学生工作选择的结果产生了失落，因此他们会将知识摄取的重点放到了未来择业的方向上来，这也就是为什么学业自我效能和成就动机不能很好预测学业成绩的原因。

学业成绩和性别的相关具有显著差异，社会体育专业女生的学业成绩显著高于男生的学业成绩，这一研究结果与以往研究相同。社会体育专业大学生的性别人数的差异是显著的，一般来说，男生的数量显著多于女生的数量，而女生的成绩普遍好于男生更多的原因是女孩子更重视专业学习的过程。另外，女生自身的特点强化了学业自我效能感和成就动机的性别差异。

在本研究中，由于社会体育专业不同于体育教育专业，在河北省省属大学招生规模较小，而在做发放问卷时，本研究要求抽样对象在一个规定的时间和规定的地点进行测试，目的是要控制测试的标准。由于是在完全自愿的情况下，样本出席率很低，这个结果无法控制，如果强制他们来，他们如果在问卷上违心地作答，将无法保证问卷结果的客观性。因此，本研究符合要求的问卷数量并不大，这对结果的外部效度会产生一定的影响，但是，由于本研究采用的是非参数的统计方法，就确保了研究结果的可靠性，当然，做大面积的有针对性的调查研究依旧是未来研究的着眼点。

4 结论

社会体育专业大学生的学业自我效能感和成就动机水平对学业成绩不具有显著的影响，学业自我效能感和学业成绩的相关表现出了年级的差异，社会体育专业女生的学业成绩显著高于男生的学业成绩。

参考文献

[1]Wigfield A，Karpathian M.Who am I and what can I do？ Children's self-concepts and motivation in achievement situations[J].Educational Psychologist，1991，（26）：233-261.

[2]Wigfield A，Eccles J S.Expectancy-Value Theory of Achievement Motivation[J].Contemporary Educational Psychology，2005，25： 68-81.

[3]薛予阳，李永智.体育专业大学生学业自我效能感与成就动机关系研究[J].西安体育学院学报，2006，（2）：128-130.

[4]杨勇.体育院校与普通院校大学生成就动机发展特点的比较研究[J].沈阳体育学院学报.2003，（3）：50-52.

[5]梁丽萍.女大学生成就动机的水平与取向研究成就动机[J].山西大学学报（哲社版）.1997，（1）：102-106.

[6]曹守莲，石沙泉.军校大学生成就动机与学业成绩关系的调查与分析[J].中国健康心理学杂志，2006，14（1）：78-80.

[7]殷恒婵，陈勇嘉，杨俊茹.体育专业与非体育专业大学生心理健康特点的研究[J].武汉体育学院学报，2004，（5）：156-159.