民族地区体育专业大学生学习动机与学业倦怠相关分析①—— 以贵州省为例

李晓

(兴义民族师范学院体育系 贵州兴义 562400)

大学生学业倦怠是指大学生对学习没有兴趣或缺乏动力却又不得不为之，从而感到厌烦，产生身心俱疲并消极对待学习活动的心理状态[1]。动机是指引起个体活动，维持已引起的活动，并促使该活动朝向某一目标进行的内在作用[2]。学习动机则是指直接推动学生学习的一种内部动力，是社会和教育对学生学习的客观要求在其头脑中的反映[3]。学习动机的性质和强度直接影响到大学生学习的方向、进程及效果。

许多研究显示体育专业大学生学业倦怠现象已较为严重，大学生对学习感到厌倦继而产生消极态度和行为，更有学生因此而退学。有学者提出可以通过提高大学生学习动机水平来降低学业倦怠程度。对民族地区体育专业大学生进行调查，以期了解民族地区体育专业大学生学习动机水平是否会对学业倦怠产生影响，学习动机中的哪些因素对学业倦怠影响比较大，以及会影响到学业倦怠的哪些方面，学习动机对学业倦怠程度的预测力如何。

1 研究对象与程序

1.1 研究对象

选择贵州省3所高校的194名体育专业在校大学生作为参照群体被试，其中男生128人，女生66人；城市生源33人，乡镇生源161人；少数民族学生59人，汉族学生135人。

1.2 研究程序

采用《大学生学习动机量表》和《大学生学业倦怠调查问卷》对212名体育专业大学生随机抽样的方法施测，共回收问卷202份，回收率为95.28%。删除作答不完整或明显无效的问卷8份，最后保留有效问卷194份，有效率为91.51%。将整理后量表的数据录入SPSS17.0统计软件进行分析。

2 结果与分析

2.1 学业倦怠与学习动机的关系

表1显示，大学生的学业倦怠总体水平平均分为2.765，显示他们的学业倦怠为中等偏下水平。大学生学习动机中各因子之间的相关系数介于0.378～0.562之间，说明变量彼此间的关系没有高度相关(相关系数＞0.70以上)，不存在共线性问题，可以进行回归分析。

求知兴趣、能力追求、声誉获取和利他取向与学习动机总体水平的相关分别为：0.761、0.753、0.802和0.810。单独对“动机总体水平”和“学业倦怠总体水平”进行相关分析。发现随着学习动机水平的升高，学业倦怠水平有明显下降的趋势，基本呈线性相关关系。计算Pearson相关系数得：r=-0.348，在0.01水平上显著相关。这说明，学习动机水平能较好地反映大学生学业倦怠程度，学习动机水平越高，学生学业倦怠程度就越低。

2.2 学业倦怠在性别、年级、生源地和民族等方面的差异

表1 学习动机及各维度和学业倦怠及各维度的平均数、标准差及pearson相关系数

表2 学习动机对学业倦怠及其指标影响因素的标准回归系数

体育专业大学生学业倦怠总体水平及各个维度在民族、生源地和年级方面均不存在显著差异。学业倦怠总体水平在性别上无差异，但在三个维度方面存在显著差异。男生在身心耗竭(t=2.391*)和学业疏离(t=2.449*)方面显著高于女生，女生在低成就感(t=3.007*)方面显著高于男生。

2.3 学习动机与学业倦怠的多元回归

分别以学业倦怠总体水平、身心耗竭、学业疏离和低成就感为因变量，以学习动机的各维度为自变量进行多元回归分析。由表2可见，对学业倦怠总体水平、身心耗竭、学业疏离和低成就感起预测作用的变量是不一致的，求知兴趣对身心耗竭自变量有较高的解释力，求知兴趣和声誉获取这两个因子对学业疏离有较高的解释力，动机中的四个因子对低成就感均具有较高的解释力。因变量可以解释学业倦怠总体水平及其指标得分变异的9.7%～27.0%。

从表2还可发现，求知兴趣、能力追求、声誉获取、利他取向四个自变量与学业倦怠变量多元相关系数的平方为0.256，表示四个自变量共可解释学业倦怠变量25.6%的变异量。其中声誉获取自变量的标准化回归系数为正数，表示声誉获取自变量对学业倦怠变量的影响为正向。其它三个自变量的标准化回归系数为负数，表示这三个自变量对学业倦怠变量的影响均为负向。在显著回归系数的自变量中，求知兴趣的系数绝对值较大，表示该预测变量对大学生学业倦怠有较高的解释力，能力追求和利他取向两个预测变量的回归系数均未达到显著，表示这两个预测变量对大学生学业倦怠的变异解释甚小。

2.4 学习动机变量预测学业倦怠程度的区别分析

表3显示，体育专业大学生求知兴趣、能力追求、声誉获取和利他取向四个自变量可以有效区别大学生学业倦怠高、中、低三个组别，有两个区别函数达到显著，第一个区别函数的Wilks，Λ为0.768(p＜0.001)、第二个区别函数的Wilks，Λ为0.986(p＜0.05)。就标准化典型区别系数值而言，求知兴趣与第一区别函数相关较密切，能力追求与第二区别函数相关较密切。因而第一区别函数主要借由求知兴趣而有效区别不同学业倦怠程度的学生样本，第二区别函数则以能力追求变量的区别力较高。

从表4来看，在103位低度学业倦怠组样本中被四个自变量区别分类正确的样本有87位，分类正确预测率为84.47%；在68位中度学业倦怠组样本中被四个自变量区别分类正确的样本有44位，分类正确率为64.71%；在23位高度学业倦怠组样本中被四个自变量区别分类正确的样本有18位，分类正确率为78.26%。就全体总预测率而言，四个自变量区别不同学业倦怠程度组样本的百分比为76.80%，其区别力较好。

3 讨论

3.1 民族地区大学生学业倦怠的一般特点

研究调查发现，民族地区体育专业大学生学业倦怠的身心耗竭、低成就感和学业疏离维度的平均分分别为3.181、2.900和2.213，总平均分为2.765，可见体育专业大学生学业倦怠状况处于中等程度。究其原因，可能与贵州省体育专业大学生认知水平较低有关。相对我国中东部发达地区高校，西部民族地区大学录取分数线较低，体育专业录取分数线更低，体育专业大学生学科知识水平相对薄弱，在面对相同教材、同样的教学环境，往往会感到力不从心，久而久之就会产生身心俱疲的感觉。另外，由于我国东西部地区经济发展不平衡，西部地区高校的教学环境、场地设施相对匮乏，很多课程不能按照教学计划顺利完成，学生在求学过程中难免产生学业倦怠。针对这种情况，民族地区高校应积极采取恰当合理的措施，推进教学改革，加大体育场地设施资金投入，切实提高高校教学质量和人才质量。

另外，体育院(系)辅导员要积极的深入到学生群体中去，了解学生思想动态，使其形成良好的心理状态，让学生主动地、愉悦地投入到学习中；高校管理者及教师要进一步改进教学方法，尤其针对民族地区体育专业大学生的学习基础较差，缺乏主动性的特点，更要充分调动学生学习的积极性，增强学生专业认同感，让学生从情感上接受自己所学专业，不以专业好坏而喜悲，灌输“干一行，爱一行”的思想，让学生从理性认识上得到升华，从而避免学业倦怠。

3.2 学习动机对大学生学业倦怠的预测关系

研究结果表明，体育专业大学生学业倦怠与学习动机存在中等强度的负相关，相关系数为-0.348，学习动机水平越高，大学生学业倦怠程度就越低。大学生学习动机中的声誉获取能够正向预测学业倦怠总体水平及其因子，求知兴趣维度能够负向预测学业倦怠总体水平及其因子，能力追求和利他取向维度能够负向预测学业倦怠总体水平及其学业疏离和低成就感因子，正向预测身心耗竭因子。因此，体育教师在授课过程中，要充分激发体育专业大学生求知兴趣，适度调控大学生声誉获取的欲望，平衡能力追求和利他取向，降低学业倦怠的程度。

表3 求知兴趣、能力追求、声誉获取、利他取向对不同学业倦怠程度的区别分析表

表4 分类正确率交叉表

本研究中，求知兴趣对大学生学业倦怠有较高的解释力。良好的兴趣对学习有着巨大的内驱动作用，能变无效为有效，化低效为高效。兴趣能促使体育专业大学生深入钻研、刻苦学习、努力掌握体育技术和理论。就民族地区体育专业大学生来说，要不断地提高他们的学习兴趣，促使他们刻苦钻研，并进行创造性的思维，改善学习方法，提高学习效率，降低学业倦怠程度。

4 结论

（1）民族地区体育专业大学生学业倦怠呈中等偏下水平，学业倦怠程度在民族、生源地和年级方面均不存在显著差异。在性别方面，男生的身心耗竭(t=2.391*)和学业疏离(t=2.449*)水平显著高于女生，女生的低成就感(t=3.007*)水平显著高于男生。

（2）体育专业大学生学业倦怠与学习动机存在中等强度的负相关(r=-0.348)，学习动机水平越高，学业倦怠程度越低。

（3）学习动机中的内部动机(求知兴趣和能力追求)水平对学业倦怠程度区别力较高，体育专业大学生学习动机对学业倦怠组样本区别分类正确率较好(76.80%)。

[1]杨丽娴,莲蓉.学习倦怠的研究现状及展望[J].集美大学学报,2005(2).

[2]张春兴.现代心理学[M].上海人民出版社,1994:489.

[3]潘菽.教育心理学[M].人民教育出版社,1980:75.

[4]司继伟,王金素,杨佃霞.教师工作价值观、成就动机对职业倦怠的影响[J].山东师范大学学报(人文社会科学版),2009(5):135-138.