健康信念、自我效能感和社会支持对青少年余暇锻炼的影响,本文是关于自我效能感相关在职开题报告范文与信念和自我效能感和余暇方面论文如何怎么撰写.
自我效能感论文参考文献：
摘 要：采用修订体质健康信念量表、自我效能感量表、青少年社会支持量表和体育活动等级量表对1 402名13～18岁学生(男525人,女877人)进行调查,旨在探讨健康信念、自我效能感和社会支持对青少年余暇锻炼的综合影响,检验自我效能感的*作用和社会支持的调节作用.结果表明：健康信念、自我效能感、社会支持对青少年践行余暇锻炼皆具积极影响.比较发现,自我效能感是影响青少年余暇锻炼坚持性和积极性的重要因素；在青少年健康信念与余暇锻炼的影响链条上,自我效能感具备了部分*效应,社会支持具备了调节效应.结论：给予足够的锻炼支持,提升体质健康信念和锻炼自我效能感,可能是促进青少年余暇锻炼的一个有效途径.
关键词：青少年;健康信念;自我效能感;余暇锻炼;社会支持
中图分类号：G804.8文献标识码：A文章编号：1006-2076(2018)05-0106-07
收稿日期：2018-08-07
基金项目：2018年度上海市学校体育科研一般项目 (HJTY-2018-C37),2018年度山东省高校科研计划项目（J18RA266）,山东省社会科学规划研究项目（17CTYJ03）.
作者简介：董宝林(1980-),男,吉林长春人,硕士,副教授,研究方向锻炼心理学、体育锻炼与健身促进研究.
作者单位：上海杉达学院体育教研室,上海201209
余暇锻炼是为达到健康、健美、娱乐等目的而利用余暇时间进行的各种身体练习活动,是青少年学习生活不可或缺的一部分[1].在“全国亿万学生阳光体育运动”推行与开展的今天,尽管青少年体育健身状况得到一定改善[2],但仍有部分青少年迫于《国家学生体质健康标准》测试或为应付体育课程考核,而非自觉、主动地参与余暇锻炼[3].此外,许多学校、社区实行“两不管”政策,余暇时间常被辅导班、课后作业挤占,致使青少年余暇锻炼的发展盘散行汲.在缺乏行为信念与外界支持情况下,青少年很难形成积极、自主且具坚持性的锻炼行为,这不仅使青少年身心健康发展后继无力,还必将与终身体育健康理念背道而驰.亚里士多德认为,人们不惜繁忙的目的是为获致余暇,而体育活动作为忙与闲的调节剂,则成为操持闲暇的重要方式[4].基于此,从个体信念出发,探讨青少年余暇锻炼的前因要素,是寻求青少年身心健康促进路径的需要,亦是学校体育亟待攻关的重要议题.
信念在锻炼心理学领域发展时得到许多经典理论支持,其中,健康信念模式(Health Belief Model, HBM)和自我效能感理论(Self-Efficacy Theory, SET)便是基于信念来解释和预测锻炼行为的两大重要理论.HBM建立在需要和动机理论、认知理论和价值期望理论基础上,完善并形成的一个运用社会心理学解释和预测健康行为的信念理论；SET是Bandura发展社会学习理论时提出的解释动机前因的认知和信念理论.国内外在探讨HBM和SET时认为二者共性与特性并存：1）健康信念和自我效能感是体现个体信念的两个变量,同样是人类健康行为的心理动能和积极行为的基础,二者皆为健康生活态度的强化,一样具有激发锻炼行为发生、养成锻炼行为习惯等功效.2）健康信念虽包含自我效能的考量,但多为反映个体对健康/危险行为结果的知觉和评估,更倾向于行为结果的预判,而自我效能感是个体对自己能否成功从事某成就行为的推测与判断,更倾向于行为能力的预判；而且,与健康信念相比,自我效能感能为人类提供更稳定的情绪情感和行为动机,它始终贯穿于锻炼各阶段(无意向阶段、意向阶段和行动阶段).因此,综合考察健康信念、自我效能感与青少年余暇锻炼的关联,对于全面厘清青少年余暇锻炼的信念前因要素极为有益.
近年来,学者在健康信念、自我效能感与余暇锻炼的关系探讨上硕果颇丰：1)健康信念是锻炼行为的基础,是健康认知与行为的重要环节[5].研究表明,健康行为往往需要得到健康信念的支持[6],“知而不信”“知而不行”皆无法实现积极、持久的健康行为[7].若个体感知到锻炼益处的程度越高、获得诱发健康行为的因素越多,锻炼行为便会更具自主性[8]；而缺乏健康信念不仅会滋长“久坐”的生活方式,还会增加慢性疾病和肥胖症的病发率[9].2)自我效能感对行为具有重要影响,它有助于优化认知过程,能够决定行为的选择性和持续性,影响新行为的获得及习得行为的表现[10].研究表明,高效能感者的余暇锻炼更持久、锻炼强度更合理、锻炼行为更规律,行为的自主性亦更强[11-12].总之,自我效能感具有调节活动情绪、控制应激事件等功效,能够在个体面临困惑时合理控制消极情绪,以积极的态度处理应激事件,进而维持余暇锻炼的选择性和坚持性.3)一系列临床心理学研究表明,健康信念对自我效能感具有积极的促进功效.HBM认为,健康信念会对锻炼效能感产生积极影响,并会通过与效能感的交互来促进锻炼行为[13].有研究表明,自我效能感使同一健康信念群体的健康行为产生差异[14],正如Bandura所言,人若确信某行为会产生积极的结果,便会产生高度自我效能感,进而形成这一行为[15].可见,健康信念既可直接影响青少年余暇锻炼,还可通过影响自我效能感而间接促进余暇锻炼.
既有锻炼行为研究的成功经验告诉我们：探讨个体锻炼行为的致因要素,应综合考量个体与社会的交互效应.随着余暇锻炼社会属性的深入研究,人们发现社会支持在个体心理与行为的影响链条上发挥着调节的功效.研究表明,人们拥有的社会支持网络越强大,越能提升信念而有效应对各种挑战.对于青少年而言,父母的支持益于促进个体积极践行体育活动[16],朋辈的支持益于提升锻炼信念和热情、缓解抑郁症和消极情绪,益于促使个体获得锻炼行为认同[17],学校或教师的支持益于促进个体锻炼投入情境、提高锻炼效果[18].可见,社会支持可以激活青少年参与余暇锻炼的内在动力,对于培养锻炼习惯极为有益.知信行理论曾强调,人的行为与价值观、信念有关,也与人所处的社会环境有关[19].社会环境给予个体的感情支持,会引导信念不断调整和完善,促进效能感而使行为更具活力[20].此外,一系列纵向研究表明,社会支持在许多心理与行为间扮演着调节器的角色,尤其在内生因素与社会行为间的调节效应非常显著[21].
三元交互理论强调,人的行为(如余暇锻炼)由个人、行为及环境三因素交互决定[22].既有理论和文献揭示了,健康信念能够为青少年提供指向性明确的行为动力(如效能感),并在复杂社会环境(人际支持、认同等)的调节下产生余暇锻炼行为[23].简言之,社会支持会使个体获得行动的外在动力,在已有健康信念和效能感的基础上促使余暇锻炼行为发生.该观点在其他领域已得到证实[24],诚然,以青少年为被试,综合考察健康信念、自我效能感、社会支持对余暇锻炼影响的研究付之阙如.基于此,研究试图解决如下3大问题：1）健康信念、自我效能感、社会支持对青少年的余暇锻炼有何直接影响.2）在健康信念影响余暇锻炼时,自我效能感是否具备*效应.3）在健康信念、自我效能感影响余暇锻炼时,社会支持是否具备调节效应.青少年是身心健康发展的关键时期,研究旨为引导青少年积极践行余暇锻炼有所裨益,亦为相关部门制定决策提供借鉴与参考.
1方法
1.1被试
采用横断调查研究设计方案,遵循分层整群抽样原则,在浙、沪、苏部分中学以行政班为单位,选取1 500名13～18岁学生为被试.共回收1 433份量表,回收率95.53%,剔除31份无效量表(剔除原则：填答不完整,规则性填答或明显填答有问题),有效量表1 402份,有效率93.47%.其中,年龄15.044&plun;2.182岁,其他情况见表1.
1.2测量工具
1.2.1体质健康信念量表
修订戴霞体质健康信念量表[25],如将“延长寿命”改为“促进成长”.量表含24个题项,采用Likert 5点法,每项从“完全不符合～完全符合”依次计1～5分,以总分表述被试体质健康信念程度.测得题项偏度绝对值0.056～0.779,峰度绝对值0.029～1.112,标准差最小值0.906.量表Cronbach´s α等于0.884,分半信度0.819,题总相关0.424～0.605(P＜0.01).
1.2.2自我效能感量表
修订王才康一般自我效能感量表[26],如将“如果我尽力去做的话,我总是能够解决问题”改为“如果尽力去做,我总能够解决余暇锻炼的难题”.量表共10个题项,采用Likert 5点法,每项指标从“完全不符合～完全符合”分计1～5分,以总分表述被试自我效能感程度.测得题项偏度绝对值0.005～0.549,峰度绝对值0.035～1.052,标准差最小值1.085.量表Cronbach α等于0.919,分半信度0.903,题总相关0.693～0.815(P＜0.01).
1.2.3青少年社会支持量表
参照叶悦妹青少年社会支持量表[27].量表以肖水源社会支持理论模型为基础,共17个题项.采用Likert 5点法,每项从“完全不符合～完全符合”依次计1～5分,以总分表述被试的社会支持水平.测得题项偏度绝对值0.424～1.257,峰度绝对值0.068～1.186,标准差最小值0.932.量表Cronbach´s α等于0.931,分半信度0.892,题总相关0.513～0.761(P＜0.01).
1.2.4体育活动等级量表(PARS-3)
修订梁德清的体育活动等级量表[27].量表主要从强度、时间、频率3个方面评定运动量.结合研究目的,将“体育锻炼”改为“余暇锻炼”,以运动量为余暇锻炼的评定指标,并沿用公式“强度×时间×频率”来计算余暇锻炼的水平(最高分为100分、最低分为0分),各指标皆分5个等级,强度与频率从1～5等级分记1～5分,时间从1～5等级分计0～4分.测得题项偏度绝对值0.020～0.352,峰度绝对值0.114～0.881,标准差最小值0.925.量表Cronbach´s α等于0.727,分半信度0.705,题总相关在0.511～0.782(P＜0.01).
1.3施测过程
于2015年10月～11月,采用集体测试的方式进行数据采集.施测前解释指导语并保证被试自愿参加,填答时间4分钟,填写完毕当场回收.施测中获得被试一般人口统计学资料,如性别、年龄、年级等.
1.4数据采集与分析
将数据导入SPSS22.0和AMOS22.0软件.对相关数据运用一系列统计分析方法,考察健康信念、自我效能感、社会支持对青少年余暇锻炼的综合影响.其中,1)检验自我效能感*效应时,逐步验证3个条件：①自变量(健康信念)对因变量(余暇锻炼)、*变量(自我效能感)对因变量(余暇锻炼)的影响必须皆显著.②自变量对*变量的影响必须也显著.③当中介变量介入回归方程模型,自变量与因变量的回归系数显著降低,而综合解释力明显提升.若自变量对因变量的影响下降等于0,说明变量具备完全*效应；若自变量对因变量的影响下降≠0,则表示变量具备部分*效应.2)在检验社会支持的调节效应时,对“健康信念→余暇锻炼”、“自我效能感→余暇锻炼”2条路径分别进行层次回归分析(Y等于a+bX+cM+e；Y等于a+bX+cM+c´MX+e),检验对应的2个回归方程的复相关系数R12和R22差异显著性及层次回归方程c´系数,若β显著则说明调节效应显著.
2结果
2.1健康信念、自我效能感、社会支持对青少年余暇锻炼的直接影响
Pearson双变量双侧相关性分析显示(表2)：健康信念(r等于0.273)、自我效能感(r等于0.509)、社会支持(r等于0.157)与余暇锻炼显著正相关,比较得知,自我效能感与持续时间(r等于0.501)的相关度最高.另外,社会支持与健康信念(r等于0.469)、自我效能感(r等于0.384)亦均显著正相关,且达中度相关水平.
分别以健康信念、自我效能感、社会支持为自变量,以余暇锻炼为因变量,采用强行进入法建立3组回归方程模型(表3).结果显示：健康信念(F(1,1400)等于43.377,P＜0.001)、自我效能感(F(1,1400)等于0.509,P＜0.001)、社会支持(F(1,1400)等于4.558,P＜0.05)对余暇锻炼的正向预测显著,分别解释了3.0%、16.7%和1.5%的变异.
2.2自我效能感的*效应检验
为检验自我效能感的*效应,在上述回归分析基础上进行以下2步骤回归分析：1)以健康信念为自变量,自我效能感为因变量的回归分析(表4)：健康信念对自我效能感(F(1,1400)等于659.941,β等于0.666,P＜0.001)回归效应显著,解释了32.0%的变异.(2)以健康信念、自我效能感为自变量,以余暇锻炼为因变量的回归分析(表5)：健康信念(T等于2.899,P＜0.01)、自我效能感(T等于15.501,P＜0.001)分别对余暇锻炼的回归效应显著,二者共同解释了余暇锻炼17.1% 的变异(F(2,1399)等于145.538,P＜0.001).
综合上述3个步骤的回归分析：健康信念和自我效能感分别对余暇锻炼作出了显著的回归效应,而且健康信念对自我效能感的回归效应亦显著；因自我效能感的介入,健康信念对余暇锻炼的回归系数由原来的0.273降至0.086,解释力由3.0%升至17.1%,此时,健康信念、自我效能感对余暇锻炼的回归效应依旧显著,说明自我效能感具备部分*效应.
2.3社会支持的调节效应检验
采用分层回归检验社会支持的调节效应.1)测得“健康信念→余暇锻炼”(路径1)变更的复相关系数R12和R22分别为0.116和0.010,“自我效能感→余暇锻炼”(路径2)变更R12和R22分别为0.216和0.032,且皆达显著水平(表6).2)观察层次回归方程c´系数(即调节变量偏相关系数)的显著性：路径1的“健康信念×社会支持”(F(3,1398)等于163.069,β等于0.610,T等于2.965,P等于0.003)和路径2的“自我效能感×社会支持”(F(3,1398)等于86.931,β等于0.861,T等于5.770,P等于0.000)皆达显著水平(表7),说明社会支持在上述两条路径上的调节效应显著.
3讨论
内在心理和外界支持是激活个体社会行为的双引擎,它们的交互效应可使青少年的健康行为更符合社会发展需要.研究在已有理论和文献探讨的基础上考查健康信念、自我效能感、社会支持对青少年余暇锻炼的综合影响.
3.1健康信念、自我效能感、社会支持对余暇锻炼的直接影响
相关性分析和回归分析证实了,健康信念、自我效能感、社会支持是青少年余暇锻炼的前因变量,对青少年践行余暇锻炼皆具积极的正向影响.
1)信念是人类的行动指南,会指导愿望并决定人们行动,获得信念即建立了习惯.在自我意识社会化发展的关键时期,青少年对自身机体、肢体活动及心理活动等状态的意识对其人格发展的影响深远.数据反映了当青少年意识到体质健康的重要性,便会产生维持好体质、改善差体质的行为倾向,在自身评价及他人比对的基础上形成符合自身的行动规则,进而在余暇时间形成独特的锻炼表象,正如信念三重理论所言：信念是人们感知到的某种意识形态,它会平息不安、怀疑等焦虑,直至在本性中建立行为习惯[29].2)自我效能感体现了个体对生活的掌控感,高效能感者在面临认知困惑时更易以积极的态度解释应激事件,促使社会行为趋于稳定[30].对青少年而言,高效能感者对以往余暇锻炼更具清晰的情感体验,更确信自身具备从事锻炼的能力,更易轻松、自主的投入到未来余暇锻炼；高效能感者会将已有锻炼产生的锻炼效果转化为可摄入、内化的外部规则,在自身判断基础上形成行为能力的感知与评估,更易激发青少年为获得满足感、维持自尊、维系社交而反复践行余暇锻炼；反之,缺乏效能感会加剧焦虑、拖延等消极情绪,甚至阻碍余暇体育践行.3)社会支持对青少年健康成长具有增益功效,使青少年健康行为的发展成为可能.青少年在面对生活应激事件时获得的支持越多,受到的自尊保护便会越多,越易消除从事体育锻炼的踌躇心理,进而有效促进余暇锻炼的自觉性和自主性.上述观点与前人观点一致[20].
比较发现,自我效能感对余暇锻炼的持续时间影响最为密切(β等于0.501),该结果与前人观点一致[10].持续时间是影响锻炼效果的主要指标之一,映射了青少年锻炼的活跃性、生动性、坚持度、积极性等.自我效能感是青少年对自身锻炼能力的自信程度,高效能感者较易在锻炼中获得正确的内部感知,形成投入、专注、沉浸的心理情境,其锻炼的持久性和坚持度亦会越强.值得一提的是,健康信念(β等于0.273)、社会支持(β等于0.157)对青少年余暇体育锻炼的影响力均较弱,究其原因：1）一方面,随着全民健身的推行与开展,体育锻炼已然成为促进青少年身心健康发展的一个重要手段,诚然,受传统教育观念和应试教育影响,体育锻炼的社会地位依然无法与数学、语文、外语等其他学科相提并论,导致许多青少年对体育锻炼“信而不行”,甚至可能在家人或学校的过度管控和约束下弱化锻炼意向、制约锻炼践行；另一方面,由于青少年处于基础文化知识学习的关键时期,大部分余暇时间被课外作业、补习班、学习辅导等挤占,尽管青少年具备了合理的体质健康信念,但匮乏的余暇时间可能导致许多青少年对体育锻炼“信无可行”,即便能够得到外界的锻炼支持与认可,也很难在余暇时间投入、专注的从事锻炼活动,甚至对体育锻炼望而却步.2）众所周知,青少年余暇锻炼的影响要素包罗万象且不胜枚举,既包括了激励性因素(如：自我效能感、锻炼投入等),还包括了保护性因素(如自尊、同情、认同等),分析所得健康信念、社会支持对青少年余暇体育锻炼较弱的影响,可能因一些其他要素的介导或干扰所致.
3.2自我效能感的*效应
自我效能感是健康信念影响青少年余暇锻炼时的一个*变量,与前人观点一致[31].自我效能感理论认为,个体若确信某行为会产生积极效果(即建立了信念),便会产生高度自我效能感,从而促使行为发生、维持或改变[15].分析表明,多年的体育课程学习体验、《国家学生体质健康标准》测试评估、多渠道的体育文化宣传,使青少年对增强体质、愉悦身心、缓解压力、促进睡眠等锻炼功效有了一定的认知和理解,他们体质健康的忧患意识和预警性较强,能够从体质优劣上知觉到疾病易感性、易得性等,这些健康认知为青少年体育锻炼提供了一个稳定的前导思维和结果预判,有效地提升了个体的主体意识,激发了行为决策和参与动机(即提升了自我效能感),进而使青少年从事余暇锻炼活动成为可能.换言之,对体质健康存有坚定信念的青少年能够将既有锻炼成就的满足体验转化为锻炼效能感,进而促使个体能够反复践行余暇体育锻炼活动；反之,体质健康信念薄弱的青少年往往缺乏执行锻炼的效能感,他们常将自我归属为“缺少锻炼天赋”的群体,为了维持自尊、避免被讥笑、被污化而对余暇锻炼望而却步.综上,健康信念既可以直接方式促进青少年余暇锻炼,还可通过提升效能感而间接促进余暇锻炼,正如Bandura所言：自我效能感会在人们已有信念、信仰的基础上激发成就行为[32].
3.3社会支持的调节效应
社会支持是健康信念、自我效能感影响余暇锻炼时的一个调节变量.社会心理学认为,社会环境给予个体的感情支持,会引导信念不断调整和完善,促进效能感而使行为更具活力[20].数据反映了具备健康信念和锻炼效能感的青少年,若能从外界获得积极的帮助、支持、劝告、提醒、关注,会有效促使其余暇锻炼行为发生；若未能获取足够的社会支持,青少年余暇锻炼的积极心理将会被抑制,直至行为倾向消退.也就是说,社会支持营造的环境氛围是身心健康发展的土壤,它可为青少年提供一个观点交流、经验分享的平台,为健康信念、能力自信以及行为发生提供必要的调节和保护功效,这些皆益于青少年认知的重构与适应,使青少年更倾向于参与积极的社会行为.正如社会支持的主效果模型和缓冲器模型阐释的：社会支持能通过调节个体其它因素对身心的消极影响来保持和提高身心健康水平、促进健康行为[33-34].因此,当考虑健康信念、自我效能感对青少年余暇锻炼的影响时,青少年获得的社会支持网络越大,健康信念、自我效能感对余暇锻炼的促进功效便越大.
研究探讨了健康信念、自我效能感、社会支持对青少年余暇锻炼的综合影响,揭示了自我效能感的*效应和社会支持的调节作用.研究认为：给予足够的锻炼支持,不断提升体质健康信念和锻炼自信心,可能是促进青少年余暇锻炼的一个有效途径.诚然,研究中或存些许变量的影响效应较弱,未来应着眼于更多变量综合考量,为促进青少年践行“阳光体育”提供借鉴与启迪.
4结论
健康信念、自我效能感、社会支持是青少年余暇锻炼的前因变量,对青少年践行余暇锻炼皆具积极的正向影响,比较发现,自我效能感是影响青少年余暇锻炼坚持性和积极性的重要因素.在青少年健康信念与余暇锻炼的影响链条上,自我效能感具备了部分*效应,社会支持具备了调节效应.
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江苏省如皋市江安镇江安幼儿园 余新凤一次偶然的机会,一位叫思淼的中班小朋友闯入了我的视野 他今年4岁,平时在班级里安安静静,有时候一整天都不会听到他说话,属于班级里容易被忽视的孩子 36岁儿童学习与.
健康信念模式在改善COPD稳定期患者自我效能感等效果
白 静吉林省人民医院呼吸内科 吉林省长春市 130021【摘 要】目的探讨健康信念模式在改善COPD 稳定期患者自我效能感及依从性中的应用效果 方法以我院收治的75 例慢性阻塞性肺疾病（COPD) 患.
2型糖尿病患者家庭功能和自我管理、自我效能感相关性
许丽娴邱桂芳黄慧玲刘思文摘要目的探讨2型糖尿病患者的家庭功能及其与自我管理、自我效能的相关性 方法运用横断面调查的方法,选取2016年4月2017年4月在我院治疗的140例糖尿病患者作为研究对象,采用.
临床路径联合整体护理对股骨头坏死患者术后功能恢复、自我效能感与生活质量的影响
肖美艳徐赟段欣摘要目的探讨临床路径联合整体护理对股骨头坏死患者术后功能恢复、自我效能感及生活质量的影响 方法选取2015年7月2017年2月我院接收的股骨头坏死患者102例,将其随机……分成观察组与对.