TARGET模式體育干預對青少年目標定向和自信水平的影響

“TARGET”模式體育干預對青少年目標定向和自信水平的影響

摘要：目的：探討“TARGET”模式體育干預對青少年目標定向和自信水平的影響機制。方法：通過三因素混合實驗處理，運用PEI、TEOSQ問卷，測量86名大學生被試目標定向和自信水平，并檢驗實驗處理效應的顯著性。結果：TARGET模式體育干預對對青少年任務定向和自信水平效應顯著（p<0.01）；體育鍛煉、干預方式和任務定向水平存在交互影響（p<0.01），結論：“TARGET”模式體育干預提高低任務定向被試得分，并間接促進青少年總體自信和個人外表水平。關鍵詞：青少年目標定向自信水平體育干預“TARGET”模式大學生正處于探索自我和確立自我的重要時期。他們更多地把自我意識作為認識對象，考慮自身價值。其中，自信是個體對自己的積極肯定和確認程度[1]，它作為一種相對穩(wěn)定的人格特征，對大學生的就業(yè)、生活態(tài)度和心理健康影響顯著相關。大量研究表明，個體的目標取向對失敗和成功的標準存在差異，可能通過能力認知與情感上會產生不同的模式，最終影響個體自信水平[2]。體育鍛煉對個體自信的影響，主要從個體自信結構、年齡、性別、項目以及運動技能水平等進行研究[3，4]。同時，研究表明，“TARGET”模式在營造任務動機氣氛，提高任務目標定向效果顯著[5，6]。這些研究對提高青少年自信水平，維護心理健康具有重要意義。本研究通過“TARGET”模式體育干預，營造不同運動動機氣氛，驗證以下假設：①體育鍛煉條件下的“TARGET”模式干預對個體目標定向產生效應；②體育鍛煉、目標定向水平和“TARGET”干預模式影響青少年自信水平；③“TARGET”模式干預、任務定向水平和體育鍛煉對自信水平影響存在交互作用。1.對象與方法1.1對象隨機抽取湖南理工學院自然班學生160人，并確定前測任務定向得分前27%和后27%的學生共85人為研究被試，但是為了保證實驗的生態(tài)學效度，我們擴大實驗干預對象（包括任務定向得分中間46%的學生）。其中，實驗組48人，對照組37人。1.2工具采用①《個人評價問卷》（PEI）：該問卷由Shrauger編制（1990），用于評估個體的自信水平，包含學業(yè)表現(xiàn)、體育運動、外表、愛情關系、社會相互作用、與人交談、總體自信水平和心境狀態(tài)等8個分量表，有研究報告問卷分量表Cronbachα系數(shù)在0.67-0.89，總量表的重測相關在0.90~0.93[7]；②《運動中目標取向量表》：該問卷由陳堅、姒剛彥（1998）修訂（TEOSQ）的中文版[8]，共13題，兩個分量表的Cronbachα系數(shù)分別為0.73和0.75。1.3實驗程序本研究采用2×2×2重復測量一個因素的三因素混合實驗設計，實驗分四組被試、八種處理。其中，干預模式（“TARET”A1、常規(guī)A2）和任務定向（高分B1、低分B2）是被試間變量；體育鍛煉是重復測量變量（前C1、后C2）的被試內變量。全部被試實驗前進行目標定向、自信和運動成績測試。實驗組采用“TARGET”教學模式，對照組采用常規(guī)教學模式，進行為期半年的體育選項教學。控制干擾變量，測量處理前后各組被試的任務、自我定向得分和自信各維度得分。1.4數(shù)據(jù)分析采用SPSS19.0forwindows，對全部變量數(shù)據(jù)進行常規(guī)描述性統(tǒng)計，并對體育鍛煉、干預方式和任務定向三個自變量進行重復測量的三因素方差分析，分析因素主效應和交互作用，并對交互顯著進行簡單效應檢驗。2.結果2.1不同性別、年級、專業(yè)和運動項目的影響見表1。結果顯示：除了被試實驗前、后的任務定向存在性別（t前=-3.76p<0.01；t后=-2.24p<0.05）和運動項目（t前=1.99p<0.05；t后=2.73p<0.05）差異顯著外，其余變量的性別、年級、專業(yè)和項目的差異無統(tǒng)計學意義（p>0.05）。2.2實驗干預的整體效應差異性分析，見表2。實驗前后被試目標定向和自信各維度指標配對t檢驗結果顯示：運動成績（t=5.302P<0.01）、任務定向（t=3.25P<0.01）、總體自信（t=3.707P<0.01）、社會互助（t=3.051P<0.01）、個人外表（t=5.277P<0.01）、體育運動（t=2.995P<0.01）和心境狀態(tài)（t=2.623P<0.05）差異具有顯著；而自我定向、學業(yè)表現(xiàn)、與人交談和愛情關系差異不具有顯著（P>0.05）。2.3體育鍛煉、任務定向和干預模式三因素方差分析，見表3。運用重復測量的三因素方差分析，分解干預模式、任務定向和體育鍛煉主效應，體育鍛煉與干預模式、體育鍛煉與任務定向的二重交互作用，以及體育鍛煉、任務定向和干預模式間的三重交互作用。由于只有總體自信、社會互助、個人外表、體育運動和心境狀態(tài)差異顯著，僅分析這五個因變量的方差分析。首先，主效應檢驗顯示：體育鍛煉的總體自信主效應（F(1,81)=14.71P<0.001）、社會互助主效應（F(1,81)=10.13P<0.01）、個人外表主效應（F(1,81)=34.86P<0.01）、體育運動主效應（F(1,81)=8.78P<0.01）、心境狀態(tài)主效應（F(1,81)=6.215P<0.05）都呈顯著性；任務定向只在心境狀態(tài)（F(1,81)=4.56P<0.05）主效應顯著、其他維度都不顯著，；干預方式主效應都不顯著（P>0.05）。其次，體育鍛煉與干預方式和任務定向二重交互作用檢驗顯示：體育鍛煉與干預方式在心境狀態(tài)上呈顯著性（F(1,81)=4.06*P>0.05），進一步簡單效應分析，在“TARGET”模式下體育鍛煉效益顯著（F(1,83)=10.51P<0.01），而在傳統(tǒng)模式下體育鍛煉效益不顯著（P>0.05）。體育鍛煉與任務定向交互作用檢驗顯示：①在總體自信維度上呈顯著性（F(1,81)=5.68P<0.05），進一步簡單效應分析可知，在低任務定向被試中，體育鍛煉的效益顯著（F(1,83)=19.56P<0.01），而在高任務定向被試中體育鍛煉效益不顯著（P>0.05），說明低任務定向影響體育鍛煉效應、高任務定向并不影響；②在個人外表維度上呈顯著性（F(1,81)=16.02P<0.01），進一步簡單效應分析顯示，低任務定向的被試中體育鍛煉效應顯著（F(1,83)=44.50P<0.01），而在高任務定向的被試中體育鍛煉效應不顯著（F(1,83)=1.93P>0.05），說明低任務定向對體育鍛煉效應產生調節(jié)作用。第三，體育鍛煉、任務定向和干預方式三重交互檢驗顯示：①在總體自信維度上三重交互作用呈顯著性（F(1,81)=3.96P<0.05）；進一步簡單效應分析得知，在“TARGET”模式干預時，低任務定向被試的體育鍛煉效應顯著（F(1,81)=10.19P<0.01），高任務定向被試的體育鍛煉效應不顯著（P>0.05）；在傳統(tǒng)教學模式干預時，在低任務被試和高任務被試中，體育鍛煉效應都不顯著（P>0.05）。②在個人外表維度上的三重交互作用顯著（F(1,81)=5.71P<0.05），進一步簡單效應分析發(fā)現(xiàn)，采用“TARGET”模式時，在低任務定向的被試中體育鍛煉效應顯著（F(1,81)=5.68P<0.05），在高任務定向的被試中體育鍛煉效應不顯著（P>0.05）；采用傳統(tǒng)模式時，在低任務被試和高任務被試中體育鍛煉效應都不顯著（P>0.05）。3.討論首先，本研究中被試的自信水平在性別、年級、專業(yè)和項目并沒呈現(xiàn)差異，這可能與被試含量偏少以及來源同質性總體有關。實驗前后配對t檢驗驗顯示體育鍛煉等因素處理效應顯著，說明體育鍛煉等因素對被試自信水平提升有明顯效應。并且，實驗前后的整體效應主要體現(xiàn)在被試總體自信水平和個人外表、社會互助、體育運動和心境狀態(tài)等維度上。這表明實驗處理因素并不能對自信全部維度產生效應，說明影響青少年自信水平因素多樣性和作用機制復雜性。其次，體育鍛煉在總體自信、個人外表、社會互助、體育運動和心境狀態(tài)主效應顯著，說明體育鍛煉對大多數(shù)自信維度有[來自www.lW5U.com]直接效應，是增強青少年自信水平重要因素。干預方式不直接影響自信水平的原因可能是，在體育運動情境下，干預方式并單獨發(fā)揮作用，只作為調節(jié)變量與其他因素作用，間接影響自信各維度。任務定向僅對被試的心境狀態(tài)有直接影響，而對自信其余維度都無直接影響，可能是在大學生被試中，任務定向屬于相對穩(wěn)定的動機目標傾向，并不直接影響個體自信水平；而任務定向對心境狀態(tài)產生直接影響的原因可能是，不同任務定向的被試，在面臨同樣的外部應激環(huán)境時，對不良情緒調節(jié)策略和運用效果存在差異，導致心境狀態(tài)有所不同。第三，體育鍛煉與任務定向二重交互效應分析表明，體育鍛煉對被試總體自信和個人外表的效應受任務定向因素調節(jié)，低任務定向對體育鍛煉效應存在間接促進效應，其原因可能與低任務定向被試本身具有較低自信水平有關。體育鍛煉與干預方式二重交互效應分析表明，在個人外表和心境狀態(tài)兩個自信維度上，TARGET”模式的體育鍛煉促進效應顯著，而傳統(tǒng)教學模式并沒呈現(xiàn)，其原因可能在采用“TARGET”模式的被試組中，由于營造了較強的任務定向氣氛，淡化個體社會比較，這降低個體社會評價而產生緊張焦慮等負性情緒的可能性，進而增加良好心境狀態(tài)形成的可能性。而“TARGET”模式在個人表現(xiàn)維度調節(jié)體育鍛煉效應的原因，可能是在“TARGET”模式下，提高被試的任務定向氣氛，個體形成更強的任務定向目標傾向。而被試對個人外表的認知態(tài)度，傾向滿足于自我外表的改善，忽略與社會他人比較的認知傾向，提高了青少年的自我滿意和自我肯定水平[10]；而體育鍛煉在提升身體自我上的良好效果，進一步促進個體外表的自信水平。第四，在總體自信和個人外表自信維度上三重交互作用顯著，說明任務定向和干預方式對體育鍛煉效應的調節(jié)作用明顯，而且表現(xiàn)在低任務定向和“TARGET”模式干預被試的總體自信和個人外表中。其原因可能是，在低任務定向的被試組，采用“TARGET”模式對提高任務定向水平效果明顯，而被試的任務定向顯著變化又更能促進體育鍛煉中被試總體自信和個人外表自信的提高，這進一步驗證研究假設。最后，盡管本研究發(fā)現(xiàn)，“TARGET”模式和常規(guī)模式對青少年自信水平提高都無直接效應，但與常規(guī)模式相比，“TARGET”模式提高了低任務定向被試得分，而對高任務定向得分被試無影響，這說明對高任務掌握傾向特質的被試，“TARGET”模式干預顯得有些多余，郭德俊等的研究也呈現(xiàn)相同結果[11]。后續(xù)研究需進一步開發(fā)在體育鍛煉情境下，既能提高自信又能改善任務定向干預方法。參考文獻:[1]車麗萍.大學生成就動機、性格特征、控制點與自信關系的研究[J].應用心理學,2003(2).221[2]郝芳.運動心理學領域中目標取向理論的研究與應用[J].首都體育學院學報,2002,14(2):88-90.[3]翟一飛,楊俊敏,季瀏.運動員目標取向、動機氣氛與運動自信心來源的相關研究[J].天津體育學院學報,2007,22(1):72-74.[4]周偉珍，近二十年大學生自信研究回顧[J]重慶科技學院學報(社會科學版)2007(6):151-152.[5]J.Brophy.Motivatingstudentstolearn[M]McGraw-HillCompanies,Inc.,1998.[6]AmesC.Achievementgoalsandtheclassroommotivationalclimate[A].D.Schunk&J.Meece(Eds.)Studentperceptionsintheclassroom[C].Hillsdale,NJ:Erlbaum,1992.[7]車麗萍,黃希庭.青年大學生自信的理論建構研究[J].心理科學,2006,29(3):563-569[8]張力為,毛志雄.體育科學常用心理量表評[來自wWW.lw5u.coM]定手冊[M].北京:北京體育大學出版社,2004.[9]周偉珍.近二十年大學生自信研究回顧[J].重慶科技學院學報(社科版),2007(6):151-152.[10]季瀏.體育鍛煉與心理健康[M].華東師范大學出版社,2006.1(1):96-99.[11]李燕平,郭德俊.課堂環(huán)境目標影響學生成就目標的實驗研究[J].心理發(fā)展與教育,2002(4):56-60.theInfluenceofPhysicalExerciseandGoalOrientationInterventiononConfidenceLevelofAdolescentsWEIYaoHONGDong-MeiAbstract：Objective:ToexploretheinfluenceofTARGETmodelsportinterventiononthegoalorientationandconfidencelevelofadolescents.Methods:Throughthethreefactorsmixeddesignexperimentaltreatment,86universitystudentsweretestedbyPEI&TEOSQ