青少年体育参与对人格特质的影响研究<br/>——自我效能的中介作用

青少年体育参与对人格特质的影响研究
——自我效能的中介作用

2022-06-23程美超

周口师范学院学报 2022年2期

王舜，程美超，章蓉

(淮北师范大学体育学院，安徽淮北 235000)

健全人格是新时代体教融合目标的具体体现[1]，也是目前学校体育所秉持的重要理念[2]。体育参与和人格教育之间的天然联系在实践中被反复证明：体育参与不仅能壮筋骨，还能增知识、强意志、调感情，是实现人格教育的最好方式。近年来，根据《关于全面深化课程改革落实立德树人根本任务的意见》提出的“制订学生发展核心素养体系和学业质量标准”[3]要求，我国开始关注学生核心素养的发展，2016年发布了《中国学生发展核心素养》，重点强调了对学生认知能力与人格特质综合素质的培养。

依据相关文献[4-7]，笔者提出以下3个假设：(1)体育参与能够正向影响青少年的人格特质。(2)自我效能能够正向影响人格特质。(3)自我效能在体育参与和人格特质之间存在部分中介效应。

运用中国教育追踪调查(2013—2014年)数据，从发展学生核心素养的视角，探索青少年体育参与对人格特质的影响研究，实证分析体育参与和自我效能对青少年人格特质的影响。研究旨在探讨青少年的人格教育问题以及为政府制定相关政策提供实证依据和重要参考。

1 测量工具与变量选择

1.1 测量工具

利用中国教育追踪调查(China Education Panel Study，CEPS)问卷，采用Fornell & Larker[8]提出的区别效度进行分析，即每个构面的平均方差萃取量(Average Variance Extracted，AVE)大于构面相关系数的平方，来检验构面之间具有区别效度；利用SPSS26.0软件计算各维度之间的相关系数；采用SEM结构方程模型中最大似然估计法(ML)对本文中的路径假设进行验证。

1.2 变量选择

(1)人格特质

参考HECKMAN等[9]、龚欣等[10]的研究，以CEPS问卷信息为依据，构建了自律性、情绪控制、社交能力、自信心4个维度来衡量青少年的人格特质(如表1所示)。

表1 变量选择题项分布一览表

自律性。参考龚欣等[10]的研究，以逃课、迟到等行为作为“自律”的代理变量的研究思路，将该维度命名为“自律性”，其因子得分越高，说明学生在该维度上的人格特质越强。

情绪控制。CEPS问卷测量了学生在过去七天出现的情绪问题，包括：沮丧、抑郁、不快乐、生活没有意思、悲伤，共5个问题。采用Likert5点计分法，并将5个题项进行因子分析，发现5个因子可以自然聚合为一个综合性的变量，将其定义为“情绪控制”，因子值越大，说明在该维度上相对应的人格特质越弱。

社交能力。参考张鼎权等[11]的研究，该维度采用学生自我汇报的拥有朋友的数量进行度量，结合大五人格类型模型的“外向性”，将其作为衡量学生社交能力的代理指标。汇报的朋友数量越多，代表着相应的人格特质越高。

自信心。CEPS问卷中询问了学生对于自己的未来是否有信心，该维度用学生对这一问题的回答进行度量，得分越高，说明在该维度上相对应的人格特质越强。

(2)体育参与

参考方黎明[12]的研究，以周末是否参加体育参与作为处理变量，纳入“你自己或与同学一起外出体育比赛的频率”和“你和父母一起做运动的频率”“上周末平均参加课外体育运动的时间”3个问题。

(3)自我效能

参考张鼎权等[11]的研究，将CEPS问卷中的4个题目都归类为这一维度，考察学生的自我表达能力、反应能力、学习新知识的能力及好奇心。将这4个题目的得分加总后再取平均值，获得一个综合性的变量，将其命名为“自我效能”，得分越高，说明在该维度上相对应的人格特质越强。

2 研究结果与分析

2.1 信效度检验

在进行数据分析之前，对数据的信效度检验是重要的一步。采用组成信度(CR)和平均方差萃取量(AVE)来进行信效度检验，运用AMOS 24.0软件进行信度效度分析与模型参数值估计。由表2可知，因素负荷量取值在0.379～0.869之间，说明题目信度能够满足研究需要。CR值反映量表的组成信度，题目的CR值均大于0.7，说明题目信度得到了较为稳定的测量，能够满足研究的需要。AVE取值反映的是题目的收敛效度，所选题目的AVE取值均大于或者接近0.5，说明具备较好的收敛效度。采用Fornell等提出的检验方法[8]，将AVE值的平方根和各变量相关系数矩阵进行对比，如果各变量的AVE平方根要大于其他变量的相关系数(如表3所示)，说明测试题目具有良好的区分效度。

表2 各变量信效度统计结果和潜在变量间的相关系数

表3 区别效度分析

2.2 模型配适度检验

模型配适度反映了样本数据与模型的拟合程度，常用绝对拟合指数、简约拟合指数和增值拟合指数作为模型配适度检验的参考指标，模型配适度越好，说明样本数据与模型的拟合程度越佳[13]。大部分学者认为，一个好的结构方程模型，其拟合指数一般满足：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应大于0.5[14]。由表4可知，模型的绝对拟合指数CMIN/DF值为2.903，符合小于3的标准，达到理想水平。GFI取值为0.914，符合大于0.9的标准，达到理想水平。AGFI值为0.873，取值在可接受的范围之内。SRMR值为0.059，取值在可接受的范围之内。RMSEA值为0.061，取值在可接受的范围之内。在模型的简约拟合指数中，PNFI、PGFI和PCFI的值分别为0.774、0.698和0.812，取值均符合大于0.5的标准，达到理想水平。在模型的增值拟合指数中，除RFI的值为0.897接近0.9以外，其余指数均符合大于0.9的标准，达到理想水平。由以上分析可知，模型拟合指标均符合一般的研究标准，调查样本数据与假设模型间的契合度较好。

表4 模型拟合指数

2.3 自我效能的中介效应检验

通过表5可知，SEM模型中三个变量均在P小于0.001的水平上有统计学意义，且相关系数的值介于0.301到0.387之间。在此基础上，采用 Bootstrap 重复抽样法对自我效能的中介效应进行检验，利用AMOS24.0进行Bootstrap检验，包括Bias-corrected估计方式，以上检验方法均在95%的置信区间进行检定。统计结果显示，非标准化间接结果为0.019～0.042，表明自我效能在“体育参与→人格特质”路径中起到中介效应；非标准直接结果为0.047～0.112，说明中介效应为部分中介。中介效果检验表明了体育参与能够直接有效地促进青少年的人格特质外，还可以通过提高自我效能来促进青少年人格特质的发展，即体育参与既可以直接对人格特质产生影响，又会通过影响自我效能间接影响人格特质。

表5 自我效能中介效果检验一览表

图2 总体样本SEM路径估计结果

3 讨论

3.1 体育参与、自我效能、人格特质的关系

研究发现，体育参与和青少年的人格特质显著相关(P<0.001)，体育参与对人格特质的影响路径系数α=0.220，且在0.01的显著性水平上显著，说明体育参与能够正向促进青少年人格特质，这与郭海辉[15]等学者的研究结论一致。研究证实了提高自我效能能够提高青少年的人格特质。结果表明：自我效能与青少年的人格特质之间具有统计学意义(P<0.001)，自我效能对其人格特质的影响路径系数α=0.280，且在0.01的显著性水平上显著，说明自我效能能够正向促进青少年人格特质的发展。青少年人格特质的观测变量显著为正，意味着青少年自我效能水平越高，人格特质越强。

通过SEM模型来验证中介效应作用，证实了自我效能在“体育参与→人格特质”路径中起部分中介作用。结果显示：非标准间接结果为0.019～0.04且不包含0，因此表明自我效能在“体育参与→人格特质”路径中起到中介效应。非标准直接结果为0.047～0.112且不包含0，中介效应为0.35*0.65=0.228，中介效应与总效应的比值为0.228/(0.228+0.22)=0.509，因此认定为部分中介。在整体的结构方程模型中，体育参与作为青少年自我效能和人格特质的基础和原因，对二者产生不同程度的影响。同时，自我效能在整体模型中既作为体育参与所影响的一个因变量，又作为影响人格特质的一个因变量，即体育参与作为自变量通过影响青少年的自我效能进而影响其人格特质，自我效能在体育参与和人格特质中为部分中介变量，研究假设3得到验证。

3.2 发展学生核心素养视角对青少年人格特质培养的启发

为更好地发挥体育参与在发展学生核心素养中的重要作用，培养青少年的人格特质，需要促进青少年体育参与机会的获得，具体而言：首先，要向学生及其家长宣传体育参与对青少年人格特质的重要作用，提高青少年体育参与的积极性；其次，学校在开齐、开足体育课的同时，合理设置家庭“体育作业”，鼓励体育教师课外进行体育辅导和组织竞赛活动。最后，支持青少年体育俱乐部的发展，建立与学校体育衔接有序的社会体育俱乐部竞赛、训练和培训体系。