交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與大學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉意愿的關(guān)系：鍛煉自我效能感和體育課滿意感的鏈?zhǔn)街薪?/h1>
2019-08-13 07:36:52李夢迪李尚濱張守忠
沈陽體育學(xué)院學(xué)報(bào) 2019年4期
焉 石，李夢迪，李尚濱，張守忠
(哈爾濱工程大學(xué) 體育部，黑龍江 哈爾濱 150001)
大學(xué)生體質(zhì)健康問題一直以來在我國都是一個(gè)熱點(diǎn)話題，如何促使其在繁重學(xué)業(yè)的背景下能自覺積極堅(jiān)持參與體育鍛煉受到廣大學(xué)者的密切關(guān)注。提升大學(xué)生鍛煉堅(jiān)持性，是“終身體育”健康立項(xiàng)的具體實(shí)踐。因此，國務(wù)院、教育部及國家體育總局等職能部門也分別出臺了相關(guān)促進(jìn)方案。但即便如此，目前我國大多數(shù)大學(xué)生離開校園后就幾乎中斷了體育鍛煉的現(xiàn)象依然存在，并呈愈演愈烈趨勢[1]。嚴(yán)春輝等[2]、王成等[3]認(rèn)為，我國大學(xué)生在校期間沒有具備終身體育意識和形成自覺鍛煉的習(xí)慣，是導(dǎo)致大多數(shù)學(xué)生在體育課程結(jié)束后就退出體育鍛煉的根本原因之一，且致使大學(xué)體育課程期間的效果也完全沒有得到可持續(xù)發(fā)展。因此，如何促進(jìn)大學(xué)生自覺堅(jiān)持身體鍛煉是一直以來我國學(xué)校體育研究和實(shí)踐中的重點(diǎn)和難點(diǎn)問題。何步文[4]認(rèn)為，大學(xué)生自覺參加體育鍛煉的習(xí)慣形成并不是一蹴而就的，而是受成長經(jīng)歷、家庭教育、社會環(huán)境、條件設(shè)施、教師領(lǐng)導(dǎo)行為方式等一系列外因條件及學(xué)生積極主動的需要等內(nèi)因條件相互作用而形成的。其中，作為引導(dǎo)學(xué)生掌握體育知識、傳授體育技能主導(dǎo)者的體育教師的領(lǐng)導(dǎo)行為，在眾多外因中具有舉足輕重的作用。因此，揭示高校體育教師領(lǐng)導(dǎo)行為對大學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉的影響機(jī)制，對促進(jìn)其堅(jiān)持體育鍛煉、制定有效的教育策略、保障大學(xué)生身體素質(zhì)持續(xù)發(fā)展等有著重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。
交易型領(lǐng)導(dǎo)行為理論由Bass[5]在領(lǐng)導(dǎo)-成員交換理論和途徑-目標(biāo)理論的基礎(chǔ)上提出，指建立在獎酬基礎(chǔ)上(可以是有形的物質(zhì)交換，也可以是無形的，如信任、情感、忠誠等態(tài)度方面)，通過即時(shí)交換來激勵追隨者；領(lǐng)導(dǎo)者明確指出下屬的工作方向，滿足下屬的需要，促使下屬努力工作，強(qiáng)調(diào)目標(biāo)和結(jié)果；另外，如下屬不能按照事先約定的內(nèi)容完成工作，則可能面臨相應(yīng)的懲罰措施等，因此交易型領(lǐng)導(dǎo)行為是一種賞罰分明的領(lǐng)導(dǎo)行為，它具有明確的責(zé)任界限和清晰的工作目標(biāo)，使下屬清楚地知道自己要做什么，以及做完后會得到什么獎賞或者懲罰。西方學(xué)者研究表明[6-8]，交易型領(lǐng)導(dǎo)能夠提高下屬的自我效能從而激發(fā)下屬工作投入的意愿產(chǎn)生。另外，交易型領(lǐng)導(dǎo)和下屬間會產(chǎn)生許多積極行為的關(guān)聯(lián)，如工作滿意度、工作壓力、心理授權(quán)及組織公正感等變量。而我國學(xué)者的研究也證明了[9-13]交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對下屬工作滿意度、組織承諾、離職意向、組織公民行為、績效等產(chǎn)生顯著影響。但由于交易型領(lǐng)導(dǎo)與下屬間僅僅停留在“資源交換”層面，被認(rèn)為更接近人的較低層次的需求，不利于下屬實(shí)現(xiàn)目標(biāo)后依然長期保持對工作的積極性。因此，交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對調(diào)動下屬的內(nèi)在動機(jī)不具有直接性影響，而是需要某些中介因素才能間接發(fā)揮影響作用。
自我效能感理論由心理學(xué)家Bandura[14]提出，指個(gè)體對自己是否有能力成功操作指向預(yù)期結(jié)果的行為所持的信念，而且信念的強(qiáng)弱將直接影響到一個(gè)人的行為動機(jī)。鍛煉自我效能感指個(gè)體對自己為了達(dá)到某種行為結(jié)果(保持身心健康，改善形體等)而持續(xù)、有規(guī)律進(jìn)行身體鍛煉能力的信心或信念[15]。結(jié)合大學(xué)生樣本研究表明，鍛煉自我效能感作為中介變量影響著大學(xué)生的鍛煉行為。如對我國大學(xué)生研究發(fā)現(xiàn)，鍛煉計(jì)劃、自我效能在鍛煉意向和鍛煉行為關(guān)系中起中介作用，而鍛煉計(jì)劃的形成及其中介作用的實(shí)現(xiàn)受自我效能的調(diào)節(jié)[16]。Tsu-Yin Wu等研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生自我效能感在社會支持、障礙認(rèn)知和體育活動水平關(guān)系中起完全中介作用[17]。又例如對港澳大學(xué)生的研究發(fā)現(xiàn)，社會成員、鍛煉體驗(yàn)等影響因素是以鍛煉自我效能感為中介來影響體育鍛煉行為[18]。另外，社會交換理論指出，人類的一切行為都受到某種能夠帶來獎勵和報(bào)酬的交換活動的支配，因此，人類一切社會活動都可以歸結(jié)為一種交換。高校體育教師與學(xué)生間的知識技能傳授其實(shí)如同一場交換，教師通過給予學(xué)生精神上(稱贊、表揚(yáng)等)或物質(zhì)上(成績方面)的激勵，提升學(xué)生自我對體育鍛煉的不斷認(rèn)知，而學(xué)生通過積極的體育鍛煉態(tài)度及行為，使教師充分獲得職業(yè)認(rèn)同感、成就感，并表現(xiàn)為積極開拓進(jìn)取，不斷探索教學(xué)改革方法，且不斷反饋于學(xué)生的循環(huán)機(jī)制?；谝陨侠碚撆c文獻(xiàn)，本研究認(rèn)為在我國文化背景下的高校體育教師的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為可能通過大學(xué)生鍛煉自我效能感這一中介變量間接地影響大學(xué)生堅(jiān)持鍛煉意愿，故提出研究假設(shè)H1：大學(xué)生鍛煉自我效能感在體育教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間具有中介效應(yīng)。
滿意感指當(dāng)個(gè)體的需求被滿足后的一種心理快感，是實(shí)際感受與預(yù)期期望的相對關(guān)系，而我們通過某種測量此種心理狀態(tài)的數(shù)值即為滿意感[19]。本研究提出的體育課滿意感指學(xué)生對體育課的課堂教學(xué)、任課教師、教學(xué)資源、課程安排及教學(xué)效果等整體期望確認(rèn)程度。研究表明，大學(xué)生體育課滿意感對堅(jiān)持體育鍛煉意愿具有顯著正向預(yù)測作用[20]。同時(shí)，期望確認(rèn)理論認(rèn)為，消費(fèi)者是以購前期望與購后績效表現(xiàn)的比較結(jié)果，判斷是否對產(chǎn)品或服務(wù)滿意，而滿意度成為持續(xù)購買或使用的參考。教師與學(xué)生間也類似商家與消費(fèi)者的關(guān)系，教師業(yè)務(wù)能力的高低決定學(xué)生對該門課程的喜愛程度，乃至未來對該領(lǐng)域的持續(xù)關(guān)注。而且，大學(xué)生已經(jīng)具備辨別是非好壞能力，其對體育教師的整體課程執(zhí)教能力能夠做出客觀評價(jià)。故本研究認(rèn)為，如高校體育教師在課堂上的領(lǐng)導(dǎo)行為能夠滿足學(xué)生的預(yù)期期待甚至更高，將會提升學(xué)生對體育的熱愛，進(jìn)而也會提升其日后自覺參加體育鍛煉的積極性?；谝陨侠碚?，本研究提出假設(shè)H2：大學(xué)生體育課滿意感在體育教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間具有中介效應(yīng)。
另外，研究表明，青少年鍛煉自我效能感對體育鍛煉滿意感具有正向預(yù)測作用[21]。這也表明如具有較強(qiáng)鍛煉自我效能其體育鍛煉的積極情緒也會較高。同時(shí)，還有研究顯示，鍛煉中情緒體驗(yàn)是影響個(gè)體在堅(jiān)持體育鍛煉中的重要因素之一[22]。個(gè)體在鍛煉中如有積極情緒的體驗(yàn)，便會增加個(gè)體的鍛煉堅(jiān)持意向，使個(gè)體更傾向于堅(jiān)持體育鍛煉[23]。另外，研究指出，青少年體育鍛煉的自我效能受多種因素的影響[24]。其中，作為領(lǐng)導(dǎo)者的領(lǐng)導(dǎo)行為對鍛煉自我效能感的影響尤為重要[25]?；谝陨衔墨I(xiàn)，本研究提出研究假設(shè)H3：大學(xué)生鍛煉自我效能感和體育課滿意感在體育教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對大學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉意愿間具有鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。
綜上，目前在體育學(xué)領(lǐng)域，針對高校體育教師的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對學(xué)生鍛煉心理方面影響的實(shí)證研究還較為少見。尤其在當(dāng)前全國高校重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)大學(xué)生體質(zhì)健康，及促進(jìn)其自覺養(yǎng)成體育鍛煉習(xí)慣的終極教育目標(biāo)背景下，高校體育教師如何合理借鑒管理學(xué)領(lǐng)域的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為，通過提升大學(xué)生的鍛煉自我效能感，從而間接促進(jìn)其體育課滿意感，最終促使其自覺形成堅(jiān)持體育鍛煉習(xí)慣具有重要理論及實(shí)踐意義，同時(shí)也為日后豐富大學(xué)生體育鍛煉的理論研究提供參考。
圖1 概念模型圖
1 研究方法
1.1 調(diào)查對象
初始量表在哈爾濱工程大學(xué)在校本科生中進(jìn)行預(yù)調(diào)查，以此樣本數(shù)據(jù)對問卷進(jìn)行修正。調(diào)查采用自填問卷，現(xiàn)場回收，一共發(fā)放80份，回收有效問卷75份，有效率94%，采用SPSS 22.0統(tǒng)計(jì)分析工具對預(yù)試數(shù)據(jù)進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，并根據(jù)結(jié)果對問卷進(jìn)行了修正。正式問卷通過問卷星付費(fèi)平臺(設(shè)置全國在校大學(xué)生為調(diào)查對象)，以網(wǎng)絡(luò)問卷方式調(diào)查收集，為了保證問卷填答的真實(shí)性，凡填答學(xué)生都會獲得一定額度的獎勵。共發(fā)放400份，其中有效問卷368份，有效回收率92%。有效樣本中男生280人，女生88人；大一123人，大二178人，大三以上67人；家庭在城市的224人，農(nóng)村144人；體重指數(shù)偏瘦的80人，正常221人，超重57人，肥胖10人。
1.2 研究工具
1.2.1 量表設(shè)計(jì) 1)交易型領(lǐng)導(dǎo)行為：參考劉朝等[26]、陳文晶和時(shí)勘[27]、姚艷虹、荊延杰[28]等相關(guān)研究，結(jié)合本研究實(shí)際加以修正，采用李克特七點(diǎn)尺度測量?？寺“秃障禂?shù)為0.918，校正的項(xiàng)總計(jì)相關(guān)性為0.685-0.840。
2)鍛煉自我效能感：參考Wu、Ronis和Pender[29]編制的身體鍛煉自我效能感量表，并結(jié)合郭文等[30]學(xué)者研究加以修正而編制，采用李克特七點(diǎn)尺度測量?？寺“秃障禂?shù)為0.923，校正的項(xiàng)總計(jì)相關(guān)性為0.646-0.837。
3)體育課滿意感：參考周強(qiáng)等[31]相關(guān)研究，結(jié)合本研究實(shí)際加以修訂，采用李克特七點(diǎn)尺度測量，克隆巴赫系數(shù)為0.942，校正的項(xiàng)總計(jì)相關(guān)性為0.676-0.907。
4)堅(jiān)持鍛煉意愿：參照陳善平等[32]相關(guān)研究，結(jié)合本研究實(shí)際加以修訂，采用李克特七點(diǎn)尺度測量，克隆巴赫系數(shù)為0.927，校正的項(xiàng)總計(jì)相關(guān)性為0.816-0.847。
1.2.2 統(tǒng)計(jì)分析方法 將回收問卷進(jìn)行整理并分類，刪除無效問卷后，對剩余問卷進(jìn)行編碼，最后數(shù)據(jù)用SPSS22.0、AMOS21.0和Mplus7統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。
2 研究結(jié)果
2.1 量表的信效度分析
2.1.1 信度與聚合效度檢驗(yàn) 本研究所有維度分別進(jìn)行了CFA分析，根據(jù)Joreskog和Sorbom[33]指出各題項(xiàng)因素負(fù)荷量低于0.45者應(yīng)予以刪除，結(jié)果顯示本研究所有題項(xiàng)均符合標(biāo)準(zhǔn)，并達(dá)到顯著；另外，組成信度(CR)全都在0.9以上；平均方差萃取量(AVE)在0.64-0.77(表1)，均符合Fornell & Larcker[34]；Hai、Anderson、Tatham和Black[35]提出的標(biāo)準(zhǔn)，即CR值要大于0.6，AVE值高于0.5，各題項(xiàng)負(fù)荷量大于0.5。由此證明本研究4個(gè)維度均具有較高信度和聚合效度。
2.1.2 區(qū)別效度檢驗(yàn) 本研究采用AVE法對各維度進(jìn)行區(qū)別效度檢驗(yàn)。AVE法由Fornell & Larcher提出，指每個(gè)維度之平均變異萃取量須大于各個(gè)維度與維度間的相關(guān)系數(shù)平方值，但由于AVE是一個(gè)平方值，如要與維度間皮爾森相關(guān)進(jìn)行比較，必須先轉(zhuǎn)化成同樣的平方單位，故將AVE值進(jìn)行開根號后方能進(jìn)行比較，如高于各維度間的皮爾森相關(guān)值，可宣稱該維度具有區(qū)別效度。本研究(表2)對角線粗體為AVE值，均大于對角線外的標(biāo)準(zhǔn)化相關(guān)系數(shù)，因此4個(gè)維度均具有區(qū)別效度。
表1 CFA因素分析及收斂效度匯總表
表2 AVE區(qū)別效度分析
注：下三角為維度間的皮爾森相關(guān)平方，粗體為AVE開根號值
2.1.3 CMV(共同方法偏誤)效應(yīng)檢驗(yàn) 共同方法變異是由Campbell & Fiske[36]利用多特質(zhì)多方法的方法，主要是檢測測量工具的有效性。CMV的問題主要來自于測量工具的誤差，測量誤差影響了衡量維度間關(guān)系結(jié)論的效度。例如，檢驗(yàn)兩個(gè)或兩個(gè)以上維度間的關(guān)系，所得的結(jié)果顯示維度間的相關(guān)性非常高，但實(shí)際上，維度間的高相關(guān)結(jié)果極有可能并非是二者間的真正相關(guān)，而是由于測量工具所導(dǎo)致，也就是方法變異同時(shí)出現(xiàn)于測量的結(jié)果中，從而導(dǎo)致維度間的高相關(guān)性的假象，而實(shí)際并非如此。目前檢測CMV 的方法較多，本研究利用單因子和多因子CFA分析，目的通過兩模型復(fù)雜度的增加，評價(jià)卡方值增加是否顯著來判斷是否具有CMV。單因子模型為χ2=3493.323，df=230，多因子模型為χ2=1011.981，df=224，兩個(gè)模型Δdf230-224=6，Δχ2=3493.323-1011.981=2481.342，采用Distcalc軟件分析顯著性差異，結(jié)果顯示P<0.001，說明兩模型間具有顯著差異，同時(shí)也證明了本研究后續(xù)所產(chǎn)生變量間的顯著性不存在CMV效應(yīng)。
2.2 整體模型的擬合度分析
整體模型的擬合度是用來評價(jià)樣本變異數(shù)矩陣與模型期望共變異數(shù)矩陣間擬合度的指標(biāo)。但由于SEM為大樣本分析，一般樣本數(shù)都超過200個(gè)以上，因此往往會造成模型卡方值過大，導(dǎo)致P值顯著，致使樣本與模型矩陣擬合不佳。目前大多數(shù)學(xué)者都會報(bào)告P值的顯著是由于樣本過大所致。但P值顯著除了由于樣本過大導(dǎo)致以外，其實(shí)也有可能是模型配適不好所造成的。因此，Bollen and Stine[37]提出利用bootstrap的方式加以修正。
圖2 單因子CFA模型
圖3 多因子CFA模型
本研究經(jīng)過Bollen-Stine P correction分析的卡方值為433.868，而原來的ML卡方值為1011.98。由于卡方值變小了，故所有配適度指標(biāo)需重新計(jì)算，通過計(jì)算8種擬合度指標(biāo)顯示模型擬合良好，說明本研究樣本所建構(gòu)的大學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉意愿模型可用來解釋實(shí)際的觀察數(shù)據(jù)。
表3 Bollen-Stine P Correction模型擬合度指標(biāo)
圖4 假設(shè)模型路徑分析
路徑關(guān)系非標(biāo)準(zhǔn)S.E.TP標(biāo)準(zhǔn)假設(shè)鍛煉自我效能<---交易型領(lǐng)導(dǎo)0.8930.1068.401???0.486成立體育課滿意感<---交易型領(lǐng)導(dǎo)0.6490.06410.171???0.578成立堅(jiān)持鍛煉意愿<---鍛煉自我效能0.2350.0327.368???0.360成立體育課滿意感<---鍛煉自我效能0.1590.0295.543???0.260成立堅(jiān)持鍛煉意愿<---交易型領(lǐng)導(dǎo)0.0980.0691.1681.4260.082不成立堅(jiān)持鍛煉意愿<---體育課滿意感0.4850.0657.452???0.453成立
2.3 假設(shè)檢驗(yàn)
2.3.1 路徑檢驗(yàn) 如圖4、表4所示，概念模型中自變量對因變量：交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對鍛煉自我效能感(t=8.401，P<0.001)、體育課滿意感(t=10.171，P<0.001)均具有顯著正向影響，而對堅(jiān)持體育鍛煉意愿的影響不顯著(t=1.168，P>0.05)。鍛煉自我效能對體育課滿意感(t=5.543，P<0.001)、堅(jiān)持體育鍛煉意愿(t=7.368，P<0.001)均具有顯著正向影響。體育課滿意感對堅(jiān)持體育鍛煉意愿(t=7.452，P<0.001)具有顯著正向影響。
2.3.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn) 采用Bootstrap進(jìn)行中介作用檢驗(yàn)，在原始數(shù)據(jù)中抽取2 000個(gè)Bootstrap樣本，形成一個(gè)近似抽樣分布，分別檢驗(yàn)間接效應(yīng)及控制了中介變量后的直接效應(yīng)。間接效應(yīng)部分(表5)，鍛煉自我效能感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對堅(jiān)持鍛煉意愿間在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.135上限為0.392；Percentile 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.133上限為0.390，P<0.001，也都為包含0表明總效果成立，即中介效果成立。體育課滿意感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對堅(jiān)持鍛煉意愿間在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.223上限為0.620；Percentile 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.210上限為0.600，P<0.001，兩種方法都未包含0表明總效果成立，即中介效果成立。另外，交易型領(lǐng)導(dǎo)行為還可以分別通過鍛煉自我效能感及體育課滿意感對堅(jiān)持體育鍛煉意愿間在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.042上限為0.165；Percentile 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.039上限為0.156，P<0.01，也未包含0說明總效果成立，即鏈?zhǔn)街薪樾Ч闪ⅰＶ苯有Ч糠?，交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對堅(jiān)持體育鍛煉意愿在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為-0.127上限為0.382；Percentile 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為-0.131上限為0.377，P>0.05，兩種方法檢驗(yàn)值都包含0表明直接效果不成立，即屬于完全中介。
圖5 各中介路徑模型
表5 Bootstrap多重中介檢驗(yàn)
注：2000 Bootstrap，樣本(F1=交易型領(lǐng)導(dǎo)行為；F2=鍛煉自我效能；F3=體育課滿意感；F4=堅(jiān)持鍛煉意愿)
3 討論與分析
3.1 體育課滿意感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間的中介作用
結(jié)果顯示(圖4、圖5、表5)，體育教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對大學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉意愿不具有預(yù)測作用，這與前人結(jié)果并不一致。王深等[25]研究表明，鍛煉群體中的領(lǐng)導(dǎo)行為是影響成員鍛煉堅(jiān)持性的重要因素，且對鍛煉堅(jiān)持性具有顯著正向影響。就此差異，本研究認(rèn)為主要是由于樣本不同所導(dǎo)致，該研究調(diào)查對象主要為社會鍛煉團(tuán)體大多為社會人士，而本研究則主要以大學(xué)生為主，二者在鍛煉的動機(jī)方面也具有較大差異，社會人士從事體育鍛煉大多為了增強(qiáng)個(gè)人健康，具備一定內(nèi)在動機(jī)，而大學(xué)生則大多屬于迫于學(xué)校強(qiáng)制措施為了獲取學(xué)分而被動參加，明顯缺乏內(nèi)在動機(jī)，所以如果缺乏鍛煉者主體內(nèi)在動機(jī)的支撐，即使再強(qiáng)的外在刺激變量也不利于其產(chǎn)生堅(jiān)持鍛煉的意愿。但本研究發(fā)現(xiàn)，隨著體育課滿意感這一中介變量的加入，Bootstrap中介效果檢驗(yàn)(表5)顯示，二者間出現(xiàn)顯著相關(guān)，且交易型領(lǐng)導(dǎo)行為通過體育課滿意感對大學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉意愿具有顯著正向影響，充分說明體育課滿意感在二者間起到關(guān)鍵橋梁作用。這一結(jié)果與前人研究部分一致，吳敏等[38]研究表明，交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對員工的工作滿意度、組織承諾、離職意向等具有預(yù)測作用；朱天一[39]研究指出，由于下屬可以通過自身努力不斷從領(lǐng)導(dǎo)者處獲得較高的獎勵與支持，因此下屬會對交易型領(lǐng)導(dǎo)產(chǎn)生較高滿意感，進(jìn)而也會積極投入到工作中。焉石等研究顯示，高校體育教師的領(lǐng)導(dǎo)行為可以提升大學(xué)生體育課滿意感，同時(shí)可以促進(jìn)其日后自覺堅(jiān)持體育鍛煉意愿的產(chǎn)生。另外，滿意感與持續(xù)使用意愿間的關(guān)系在信息技術(shù)領(lǐng)域得到廣泛驗(yàn)證，大量結(jié)果顯示，滿意感作為影響持續(xù)使用意愿的重要前置變量具有可以正向預(yù)測的積極作用。同時(shí)，本研究也驗(yàn)證了自我決定理論，該理論認(rèn)為個(gè)體行為與其動機(jī)有直接相關(guān)，動機(jī)又分為外在動機(jī)和內(nèi)在動機(jī)。外在動機(jī)指為了獨(dú)立于事情本身的結(jié)果而去做某事，例如追求獎勵或避免懲罰等；內(nèi)在動機(jī)指為做某事而做某事，只因當(dāng)事人的興趣愛好、愿意接受挑戰(zhàn)并享受過程等。研究表明，相比外在動機(jī)，內(nèi)在動機(jī)會帶來更好的堅(jiān)持和滿足感且對當(dāng)事人的持續(xù)性行為具有更重要的影響(Ryan & Deci)[40]。在體育課教學(xué)中，教師的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對于大學(xué)生而言屬于一種外在動機(jī)，會對學(xué)生提供各種獎勵及懲罰刺激，而體育課滿意感則屬于一種內(nèi)在動機(jī)，是學(xué)生對教師執(zhí)教等各方面的主觀感受。如僅僅利用交易型領(lǐng)導(dǎo)行為這一外在動機(jī)，對學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉意愿的產(chǎn)生并不能起到促進(jìn)作用，只有調(diào)動學(xué)生自主對體育課產(chǎn)生積極情緒，通過內(nèi)外動機(jī)相結(jié)合的作用，才能促使學(xué)生自覺形成堅(jiān)持體育鍛煉的態(tài)度。以上文獻(xiàn)也間接支持了本研究提出的假設(shè)1。綜上，提示高校體育教師在體育課上應(yīng)盡可能采取多樣化的教學(xué)方法及手段，與時(shí)俱進(jìn)，不斷探索有效教學(xué)模式，并制定相關(guān)獎懲機(jī)制，可以考慮多種形式調(diào)動學(xué)生積極性，提升學(xué)生對體育課的熱情，當(dāng)然對于教師不能像企事業(yè)單位上下級間進(jìn)行物質(zhì)方面的獎勵，例如加薪、升職等，但可以考慮從成績及情感方面對學(xué)生進(jìn)行變相激勵，例如以積分制形式，在學(xué)期前制定積分獎勵制度，并使學(xué)生充分明確實(shí)施過程，當(dāng)學(xué)生完成每階段的任務(wù)后根據(jù)其掌握程度進(jìn)行相應(yīng)分值獎勵，而該分值也可進(jìn)行權(quán)重?fù)Q算到最終考核成績，也可以將每階段的分值加總直接作為最后考核成績?？傊?，教師應(yīng)盡可能地創(chuàng)新不同的獎勵機(jī)制，運(yùn)用多樣化的成績評定方式，充分體現(xiàn)在課程設(shè)置、師生關(guān)系等各個(gè)方面，力爭使學(xué)生始終對體育課充滿新鮮感、好奇心及進(jìn)取心。另外，還要從情感方面給予激勵，當(dāng)學(xué)生出色掌握某一技術(shù)動作時(shí)，應(yīng)在全體同學(xué)面前及時(shí)給予表揚(yáng)及鼓勵，多多樹立典型，營造積極向上氛圍。但對待相對較差學(xué)生要進(jìn)行私下課后指導(dǎo)，不宜當(dāng)眾批評，注意方式方法。還應(yīng)常常與學(xué)生進(jìn)行交流溝通，拉近師生間距離，認(rèn)真了解學(xué)生對待課程的態(tài)度，增進(jìn)師生間的信任，充分使每位學(xué)生感受到教師認(rèn)真的工作態(tài)度以及對每位學(xué)生的關(guān)注，從而促使其可以通過體育課這一平臺對體育鍛煉產(chǎn)生積極情緒，并能始終保持對體育鍛煉的熱情，最終實(shí)現(xiàn)學(xué)生們即使在沒有外因的強(qiáng)制要求下也能自覺地養(yǎng)成堅(jiān)持鍛煉的良好習(xí)慣。
3.2 鍛煉自我效能感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間的中介作用
研究顯示(圖4、圖5、表5)，體育教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對大學(xué)生堅(jiān)持鍛煉意愿的影響在沒有鍛煉自我效能的參與下不具有預(yù)測效果，但當(dāng)將其納入時(shí)在二者間便產(chǎn)生中介效應(yīng)，且屬于完全中介。即當(dāng)大學(xué)生通過體育課學(xué)習(xí)過程中體驗(yàn)到教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為(分?jǐn)?shù)獎勵及信任、情感獎勵等方面)的激勵時(shí)，便會產(chǎn)生較高的鍛煉自我效能進(jìn)而提升堅(jiān)持鍛煉意愿。同時(shí)也證明鍛煉自我效能感作為一個(gè)內(nèi)在動機(jī)，在教師領(lǐng)導(dǎo)行為與學(xué)生鍛煉堅(jiān)持意愿間的重要中介作用。陳曉春等[41]認(rèn)為，高校教師課堂的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對學(xué)生創(chuàng)新自我效能感具有積極預(yù)測作用。Baron和kenny[42]研究指出，鍛煉自我效能對鍛煉堅(jiān)持性具有重要影響，且鍛煉自我效能要想起到中介作用必須滿足3個(gè)條件：1)干預(yù)變量與鍛煉堅(jiān)持性間不具有相關(guān)性；2)干預(yù)變量對鍛煉自我效能具有正向預(yù)測作用，且鍛煉自我效能與鍛煉堅(jiān)持性之間也要具有顯著相關(guān)性；3)隨著鍛煉自我效能的加入，干預(yù)措施與鍛煉堅(jiān)持性之間的相關(guān)性也隨之產(chǎn)生。因此，該文獻(xiàn)很好地支持了本研究假設(shè)。另外，還有研究顯示，自我效能是一種習(xí)得性信念，主要依賴于以下幾種效能信息源所進(jìn)行認(rèn)知加工：1)行為成就指基于個(gè)體以往對行為掌控情況的親身體驗(yàn)，成功經(jīng)驗(yàn)豐富的具有較高自我效能感，也是最主要的影響因素之一；2)替代經(jīng)驗(yàn)指觀看別人的行為表現(xiàn)和結(jié)果來判斷自己的可能表現(xiàn)及結(jié)果；3)言語勸說指來自他人的建議、勸告與解釋，也包括自己對自己的內(nèi)在激發(fā)，如身邊重要的人強(qiáng)烈認(rèn)為自己能夠成功時(shí)，個(gè)體也會產(chǎn)生較高自我效能感[14，43-44]。綜上，提示體育教師應(yīng)在課上盡量幫助學(xué)生樹立成就感及自信，充分按照技能形成規(guī)律進(jìn)行教學(xué)，循序漸進(jìn)，細(xì)化教學(xué)內(nèi)容，初期不宜建立過高目標(biāo)，制定多樣獎勵機(jī)制，使每位學(xué)生都能充分獲得成功經(jīng)驗(yàn)進(jìn)而促進(jìn)其自信心；另外，結(jié)合區(qū)別對待原則，根據(jù)不同水平進(jìn)行分組教學(xué)，制定相適宜難度，保證不同水平同學(xué)都能看到他人的順利完成，同時(shí)自身也能通過努力完成教學(xué)任務(wù)；最后，加強(qiáng)師生間、同學(xué)間交流，增進(jìn)相互友誼，每次課練習(xí)之余積極為學(xué)生提供交流機(jī)會，談體會聊感想，利用大學(xué)生常用交流平臺，例如建立微信群、QQ群等，做到為學(xué)生在體育相關(guān)知識方面進(jìn)行第一時(shí)間答疑解惑。相信體育教師合理發(fā)揮交易型領(lǐng)導(dǎo)行為，必將有效提升大學(xué)生鍛煉自我效能感，最終順利實(shí)現(xiàn)大學(xué)生自主積極參加體育鍛煉的教育目標(biāo)。
3.3 鍛煉自我效能感、體育課滿意感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
研究顯示(圖4、圖5、表5)，鍛煉自我效能感及體育課滿意感除各自在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間具有完全中介效應(yīng)外，二者還可同時(shí)在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間具有鏈?zhǔn)酵耆薪樾?yīng)，同時(shí)二者間具有顯著相關(guān)。即當(dāng)教師充分發(fā)揮交易型領(lǐng)導(dǎo)行為使學(xué)生感受到對其的稱贊及激勵時(shí)，有助于提升學(xué)生鍛煉的自我效能感，表現(xiàn)為主動克服各種障礙，增強(qiáng)進(jìn)行持續(xù)鍛煉的信心，且使其對體育課產(chǎn)生興趣及好感，最終促使學(xué)生產(chǎn)生一種堅(jiān)持體育鍛煉的意愿。楊尚劍[21]研究指出，青少年參加體育鍛煉的自我效能和滿意度不受家長的支持與否的影響，而主要與同伴及學(xué)校的影響密切相關(guān)，如學(xué)校和同伴的支持度越高，則越容易激發(fā)學(xué)生克服障礙參加體育活動的信念，從而提高青少年對參加體育鍛煉的效果的滿意程度，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)堅(jiān)持體育鍛煉的意愿。石梅等[45]研究顯示，自我效能感與工作滿意度呈顯著相關(guān)，自我效能感越高，工作滿意感也會越突出。徐成龍等[46]認(rèn)為，自我效能感高的學(xué)生更愿意主動去練習(xí)和嘗試，同時(shí)也將更多地從學(xué)習(xí)環(huán)境和教師處獲益，獲得更高的學(xué)習(xí)結(jié)果，繼而產(chǎn)生更高的體育課滿意感。以上研究都充分證明自我效能是一種積極心理資本，有利于個(gè)體多方面的良好狀態(tài)，同時(shí)也支持了本研究提出的假設(shè)3。提示我們：無論是鍛煉自我效能還是體育課滿意感，在教師的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對學(xué)生堅(jiān)持鍛煉意愿間都具有至關(guān)重要的橋梁作用。另外，高校體育的終極目標(biāo)是希望未來學(xué)生即使離開校園踏入社會也能夠養(yǎng)成自覺堅(jiān)持體育鍛煉的習(xí)慣，那么作為肩負(fù)該項(xiàng)職責(zé)的高校體育教師應(yīng)充分利用體育課堂這一重要溝通平臺，通過不斷摸索改革，嘗試以有效執(zhí)教方法及手段對學(xué)生展開引導(dǎo)，盡可能調(diào)動學(xué)生的內(nèi)在積極性，通過使其不斷體驗(yàn)到由體育運(yùn)動帶來的成功與喜悅，真正了解體育鍛煉的深層意義，并使體育鍛煉徹底融入其生活且常態(tài)化。
4 結(jié)論
交易型領(lǐng)導(dǎo)行為、鍛煉自我效能感、體育課滿意感及堅(jiān)持鍛煉意愿四者間具有顯著正向相關(guān)。鍛煉自我效能感和體育課滿意感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持鍛煉意愿間分別具有中介效果，且屬于完全中介。另外，二者在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持鍛煉意愿間具有鏈?zhǔn)街薪樾Ч覍儆谕耆薪椤?/p>
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焉 石，李夢迪，李尚濱，張守忠
(哈爾濱工程大學(xué) 體育部，黑龍江 哈爾濱 150001)
大學(xué)生體質(zhì)健康問題一直以來在我國都是一個(gè)熱點(diǎn)話題，如何促使其在繁重學(xué)業(yè)的背景下能自覺積極堅(jiān)持參與體育鍛煉受到廣大學(xué)者的密切關(guān)注。提升大學(xué)生鍛煉堅(jiān)持性，是“終身體育”健康立項(xiàng)的具體實(shí)踐。因此，國務(wù)院、教育部及國家體育總局等職能部門也分別出臺了相關(guān)促進(jìn)方案。但即便如此，目前我國大多數(shù)大學(xué)生離開校園后就幾乎中斷了體育鍛煉的現(xiàn)象依然存在，并呈愈演愈烈趨勢[1]。嚴(yán)春輝等[2]、王成等[3]認(rèn)為，我國大學(xué)生在校期間沒有具備終身體育意識和形成自覺鍛煉的習(xí)慣，是導(dǎo)致大多數(shù)學(xué)生在體育課程結(jié)束后就退出體育鍛煉的根本原因之一，且致使大學(xué)體育課程期間的效果也完全沒有得到可持續(xù)發(fā)展。因此，如何促進(jìn)大學(xué)生自覺堅(jiān)持身體鍛煉是一直以來我國學(xué)校體育研究和實(shí)踐中的重點(diǎn)和難點(diǎn)問題。何步文[4]認(rèn)為，大學(xué)生自覺參加體育鍛煉的習(xí)慣形成并不是一蹴而就的，而是受成長經(jīng)歷、家庭教育、社會環(huán)境、條件設(shè)施、教師領(lǐng)導(dǎo)行為方式等一系列外因條件及學(xué)生積極主動的需要等內(nèi)因條件相互作用而形成的。其中，作為引導(dǎo)學(xué)生掌握體育知識、傳授體育技能主導(dǎo)者的體育教師的領(lǐng)導(dǎo)行為，在眾多外因中具有舉足輕重的作用。因此，揭示高校體育教師領(lǐng)導(dǎo)行為對大學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉的影響機(jī)制，對促進(jìn)其堅(jiān)持體育鍛煉、制定有效的教育策略、保障大學(xué)生身體素質(zhì)持續(xù)發(fā)展等有著重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。
交易型領(lǐng)導(dǎo)行為理論由Bass[5]在領(lǐng)導(dǎo)-成員交換理論和途徑-目標(biāo)理論的基礎(chǔ)上提出，指建立在獎酬基礎(chǔ)上(可以是有形的物質(zhì)交換，也可以是無形的，如信任、情感、忠誠等態(tài)度方面)，通過即時(shí)交換來激勵追隨者；領(lǐng)導(dǎo)者明確指出下屬的工作方向，滿足下屬的需要，促使下屬努力工作，強(qiáng)調(diào)目標(biāo)和結(jié)果；另外，如下屬不能按照事先約定的內(nèi)容完成工作，則可能面臨相應(yīng)的懲罰措施等，因此交易型領(lǐng)導(dǎo)行為是一種賞罰分明的領(lǐng)導(dǎo)行為，它具有明確的責(zé)任界限和清晰的工作目標(biāo)，使下屬清楚地知道自己要做什么，以及做完后會得到什么獎賞或者懲罰。西方學(xué)者研究表明[6-8]，交易型領(lǐng)導(dǎo)能夠提高下屬的自我效能從而激發(fā)下屬工作投入的意愿產(chǎn)生。另外，交易型領(lǐng)導(dǎo)和下屬間會產(chǎn)生許多積極行為的關(guān)聯(lián)，如工作滿意度、工作壓力、心理授權(quán)及組織公正感等變量。而我國學(xué)者的研究也證明了[9-13]交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對下屬工作滿意度、組織承諾、離職意向、組織公民行為、績效等產(chǎn)生顯著影響。但由于交易型領(lǐng)導(dǎo)與下屬間僅僅停留在“資源交換”層面，被認(rèn)為更接近人的較低層次的需求，不利于下屬實(shí)現(xiàn)目標(biāo)后依然長期保持對工作的積極性。因此，交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對調(diào)動下屬的內(nèi)在動機(jī)不具有直接性影響，而是需要某些中介因素才能間接發(fā)揮影響作用。
自我效能感理論由心理學(xué)家Bandura[14]提出，指個(gè)體對自己是否有能力成功操作指向預(yù)期結(jié)果的行為所持的信念，而且信念的強(qiáng)弱將直接影響到一個(gè)人的行為動機(jī)。鍛煉自我效能感指個(gè)體對自己為了達(dá)到某種行為結(jié)果(保持身心健康，改善形體等)而持續(xù)、有規(guī)律進(jìn)行身體鍛煉能力的信心或信念[15]。結(jié)合大學(xué)生樣本研究表明，鍛煉自我效能感作為中介變量影響著大學(xué)生的鍛煉行為。如對我國大學(xué)生研究發(fā)現(xiàn)，鍛煉計(jì)劃、自我效能在鍛煉意向和鍛煉行為關(guān)系中起中介作用，而鍛煉計(jì)劃的形成及其中介作用的實(shí)現(xiàn)受自我效能的調(diào)節(jié)[16]。Tsu-Yin Wu等研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生自我效能感在社會支持、障礙認(rèn)知和體育活動水平關(guān)系中起完全中介作用[17]。又例如對港澳大學(xué)生的研究發(fā)現(xiàn)，社會成員、鍛煉體驗(yàn)等影響因素是以鍛煉自我效能感為中介來影響體育鍛煉行為[18]。另外，社會交換理論指出，人類的一切行為都受到某種能夠帶來獎勵和報(bào)酬的交換活動的支配，因此，人類一切社會活動都可以歸結(jié)為一種交換。高校體育教師與學(xué)生間的知識技能傳授其實(shí)如同一場交換，教師通過給予學(xué)生精神上(稱贊、表揚(yáng)等)或物質(zhì)上(成績方面)的激勵，提升學(xué)生自我對體育鍛煉的不斷認(rèn)知，而學(xué)生通過積極的體育鍛煉態(tài)度及行為，使教師充分獲得職業(yè)認(rèn)同感、成就感，并表現(xiàn)為積極開拓進(jìn)取，不斷探索教學(xué)改革方法，且不斷反饋于學(xué)生的循環(huán)機(jī)制?；谝陨侠碚撆c文獻(xiàn)，本研究認(rèn)為在我國文化背景下的高校體育教師的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為可能通過大學(xué)生鍛煉自我效能感這一中介變量間接地影響大學(xué)生堅(jiān)持鍛煉意愿，故提出研究假設(shè)H1：大學(xué)生鍛煉自我效能感在體育教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間具有中介效應(yīng)。
滿意感指當(dāng)個(gè)體的需求被滿足后的一種心理快感，是實(shí)際感受與預(yù)期期望的相對關(guān)系，而我們通過某種測量此種心理狀態(tài)的數(shù)值即為滿意感[19]。本研究提出的體育課滿意感指學(xué)生對體育課的課堂教學(xué)、任課教師、教學(xué)資源、課程安排及教學(xué)效果等整體期望確認(rèn)程度。研究表明，大學(xué)生體育課滿意感對堅(jiān)持體育鍛煉意愿具有顯著正向預(yù)測作用[20]。同時(shí)，期望確認(rèn)理論認(rèn)為，消費(fèi)者是以購前期望與購后績效表現(xiàn)的比較結(jié)果，判斷是否對產(chǎn)品或服務(wù)滿意，而滿意度成為持續(xù)購買或使用的參考。教師與學(xué)生間也類似商家與消費(fèi)者的關(guān)系，教師業(yè)務(wù)能力的高低決定學(xué)生對該門課程的喜愛程度，乃至未來對該領(lǐng)域的持續(xù)關(guān)注。而且，大學(xué)生已經(jīng)具備辨別是非好壞能力，其對體育教師的整體課程執(zhí)教能力能夠做出客觀評價(jià)。故本研究認(rèn)為，如高校體育教師在課堂上的領(lǐng)導(dǎo)行為能夠滿足學(xué)生的預(yù)期期待甚至更高，將會提升學(xué)生對體育的熱愛，進(jìn)而也會提升其日后自覺參加體育鍛煉的積極性?；谝陨侠碚?，本研究提出假設(shè)H2：大學(xué)生體育課滿意感在體育教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間具有中介效應(yīng)。
另外，研究表明，青少年鍛煉自我效能感對體育鍛煉滿意感具有正向預(yù)測作用[21]。這也表明如具有較強(qiáng)鍛煉自我效能其體育鍛煉的積極情緒也會較高。同時(shí)，還有研究顯示，鍛煉中情緒體驗(yàn)是影響個(gè)體在堅(jiān)持體育鍛煉中的重要因素之一[22]。個(gè)體在鍛煉中如有積極情緒的體驗(yàn)，便會增加個(gè)體的鍛煉堅(jiān)持意向，使個(gè)體更傾向于堅(jiān)持體育鍛煉[23]。另外，研究指出，青少年體育鍛煉的自我效能受多種因素的影響[24]。其中，作為領(lǐng)導(dǎo)者的領(lǐng)導(dǎo)行為對鍛煉自我效能感的影響尤為重要[25]?；谝陨衔墨I(xiàn)，本研究提出研究假設(shè)H3：大學(xué)生鍛煉自我效能感和體育課滿意感在體育教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對大學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉意愿間具有鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。
綜上，目前在體育學(xué)領(lǐng)域，針對高校體育教師的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對學(xué)生鍛煉心理方面影響的實(shí)證研究還較為少見。尤其在當(dāng)前全國高校重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)大學(xué)生體質(zhì)健康，及促進(jìn)其自覺養(yǎng)成體育鍛煉習(xí)慣的終極教育目標(biāo)背景下，高校體育教師如何合理借鑒管理學(xué)領(lǐng)域的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為，通過提升大學(xué)生的鍛煉自我效能感，從而間接促進(jìn)其體育課滿意感，最終促使其自覺形成堅(jiān)持體育鍛煉習(xí)慣具有重要理論及實(shí)踐意義，同時(shí)也為日后豐富大學(xué)生體育鍛煉的理論研究提供參考。
圖1 概念模型圖
1 研究方法
1.1 調(diào)查對象
初始量表在哈爾濱工程大學(xué)在校本科生中進(jìn)行預(yù)調(diào)查，以此樣本數(shù)據(jù)對問卷進(jìn)行修正。調(diào)查采用自填問卷，現(xiàn)場回收，一共發(fā)放80份，回收有效問卷75份，有效率94%，采用SPSS 22.0統(tǒng)計(jì)分析工具對預(yù)試數(shù)據(jù)進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，并根據(jù)結(jié)果對問卷進(jìn)行了修正。正式問卷通過問卷星付費(fèi)平臺(設(shè)置全國在校大學(xué)生為調(diào)查對象)，以網(wǎng)絡(luò)問卷方式調(diào)查收集，為了保證問卷填答的真實(shí)性，凡填答學(xué)生都會獲得一定額度的獎勵。共發(fā)放400份，其中有效問卷368份，有效回收率92%。有效樣本中男生280人，女生88人；大一123人，大二178人，大三以上67人；家庭在城市的224人，農(nóng)村144人；體重指數(shù)偏瘦的80人，正常221人，超重57人，肥胖10人。
1.2 研究工具
1.2.1 量表設(shè)計(jì) 1)交易型領(lǐng)導(dǎo)行為：參考劉朝等[26]、陳文晶和時(shí)勘[27]、姚艷虹、荊延杰[28]等相關(guān)研究，結(jié)合本研究實(shí)際加以修正，采用李克特七點(diǎn)尺度測量?？寺“秃障禂?shù)為0.918，校正的項(xiàng)總計(jì)相關(guān)性為0.685-0.840。
2)鍛煉自我效能感：參考Wu、Ronis和Pender[29]編制的身體鍛煉自我效能感量表，并結(jié)合郭文等[30]學(xué)者研究加以修正而編制，采用李克特七點(diǎn)尺度測量?？寺“秃障禂?shù)為0.923，校正的項(xiàng)總計(jì)相關(guān)性為0.646-0.837。
3)體育課滿意感：參考周強(qiáng)等[31]相關(guān)研究，結(jié)合本研究實(shí)際加以修訂，采用李克特七點(diǎn)尺度測量，克隆巴赫系數(shù)為0.942，校正的項(xiàng)總計(jì)相關(guān)性為0.676-0.907。
4)堅(jiān)持鍛煉意愿：參照陳善平等[32]相關(guān)研究，結(jié)合本研究實(shí)際加以修訂，采用李克特七點(diǎn)尺度測量，克隆巴赫系數(shù)為0.927，校正的項(xiàng)總計(jì)相關(guān)性為0.816-0.847。
1.2.2 統(tǒng)計(jì)分析方法 將回收問卷進(jìn)行整理并分類，刪除無效問卷后，對剩余問卷進(jìn)行編碼，最后數(shù)據(jù)用SPSS22.0、AMOS21.0和Mplus7統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。
2 研究結(jié)果
2.1 量表的信效度分析
2.1.1 信度與聚合效度檢驗(yàn) 本研究所有維度分別進(jìn)行了CFA分析，根據(jù)Joreskog和Sorbom[33]指出各題項(xiàng)因素負(fù)荷量低于0.45者應(yīng)予以刪除，結(jié)果顯示本研究所有題項(xiàng)均符合標(biāo)準(zhǔn)，并達(dá)到顯著；另外，組成信度(CR)全都在0.9以上；平均方差萃取量(AVE)在0.64-0.77(表1)，均符合Fornell & Larcker[34]；Hai、Anderson、Tatham和Black[35]提出的標(biāo)準(zhǔn)，即CR值要大于0.6，AVE值高于0.5，各題項(xiàng)負(fù)荷量大于0.5。由此證明本研究4個(gè)維度均具有較高信度和聚合效度。
2.1.2 區(qū)別效度檢驗(yàn) 本研究采用AVE法對各維度進(jìn)行區(qū)別效度檢驗(yàn)。AVE法由Fornell & Larcher提出，指每個(gè)維度之平均變異萃取量須大于各個(gè)維度與維度間的相關(guān)系數(shù)平方值，但由于AVE是一個(gè)平方值，如要與維度間皮爾森相關(guān)進(jìn)行比較，必須先轉(zhuǎn)化成同樣的平方單位，故將AVE值進(jìn)行開根號后方能進(jìn)行比較，如高于各維度間的皮爾森相關(guān)值，可宣稱該維度具有區(qū)別效度。本研究(表2)對角線粗體為AVE值，均大于對角線外的標(biāo)準(zhǔn)化相關(guān)系數(shù)，因此4個(gè)維度均具有區(qū)別效度。
表1 CFA因素分析及收斂效度匯總表
表2 AVE區(qū)別效度分析
注：下三角為維度間的皮爾森相關(guān)平方，粗體為AVE開根號值
2.1.3 CMV(共同方法偏誤)效應(yīng)檢驗(yàn) 共同方法變異是由Campbell & Fiske[36]利用多特質(zhì)多方法的方法，主要是檢測測量工具的有效性。CMV的問題主要來自于測量工具的誤差，測量誤差影響了衡量維度間關(guān)系結(jié)論的效度。例如，檢驗(yàn)兩個(gè)或兩個(gè)以上維度間的關(guān)系，所得的結(jié)果顯示維度間的相關(guān)性非常高，但實(shí)際上，維度間的高相關(guān)結(jié)果極有可能并非是二者間的真正相關(guān)，而是由于測量工具所導(dǎo)致，也就是方法變異同時(shí)出現(xiàn)于測量的結(jié)果中，從而導(dǎo)致維度間的高相關(guān)性的假象，而實(shí)際并非如此。目前檢測CMV 的方法較多，本研究利用單因子和多因子CFA分析，目的通過兩模型復(fù)雜度的增加，評價(jià)卡方值增加是否顯著來判斷是否具有CMV。單因子模型為χ2=3493.323，df=230，多因子模型為χ2=1011.981，df=224，兩個(gè)模型Δdf230-224=6，Δχ2=3493.323-1011.981=2481.342，采用Distcalc軟件分析顯著性差異，結(jié)果顯示P<0.001，說明兩模型間具有顯著差異，同時(shí)也證明了本研究后續(xù)所產(chǎn)生變量間的顯著性不存在CMV效應(yīng)。
2.2 整體模型的擬合度分析
整體模型的擬合度是用來評價(jià)樣本變異數(shù)矩陣與模型期望共變異數(shù)矩陣間擬合度的指標(biāo)。但由于SEM為大樣本分析，一般樣本數(shù)都超過200個(gè)以上，因此往往會造成模型卡方值過大，導(dǎo)致P值顯著，致使樣本與模型矩陣擬合不佳。目前大多數(shù)學(xué)者都會報(bào)告P值的顯著是由于樣本過大所致。但P值顯著除了由于樣本過大導(dǎo)致以外，其實(shí)也有可能是模型配適不好所造成的。因此，Bollen and Stine[37]提出利用bootstrap的方式加以修正。
圖2 單因子CFA模型
圖3 多因子CFA模型
本研究經(jīng)過Bollen-Stine P correction分析的卡方值為433.868，而原來的ML卡方值為1011.98。由于卡方值變小了，故所有配適度指標(biāo)需重新計(jì)算，通過計(jì)算8種擬合度指標(biāo)顯示模型擬合良好，說明本研究樣本所建構(gòu)的大學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉意愿模型可用來解釋實(shí)際的觀察數(shù)據(jù)。
表3 Bollen-Stine P Correction模型擬合度指標(biāo)
圖4 假設(shè)模型路徑分析
路徑關(guān)系非標(biāo)準(zhǔn)S.E.TP標(biāo)準(zhǔn)假設(shè)鍛煉自我效能<---交易型領(lǐng)導(dǎo)0.8930.1068.401???0.486成立體育課滿意感<---交易型領(lǐng)導(dǎo)0.6490.06410.171???0.578成立堅(jiān)持鍛煉意愿<---鍛煉自我效能0.2350.0327.368???0.360成立體育課滿意感<---鍛煉自我效能0.1590.0295.543???0.260成立堅(jiān)持鍛煉意愿<---交易型領(lǐng)導(dǎo)0.0980.0691.1681.4260.082不成立堅(jiān)持鍛煉意愿<---體育課滿意感0.4850.0657.452???0.453成立
2.3 假設(shè)檢驗(yàn)
2.3.1 路徑檢驗(yàn) 如圖4、表4所示，概念模型中自變量對因變量：交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對鍛煉自我效能感(t=8.401，P<0.001)、體育課滿意感(t=10.171，P<0.001)均具有顯著正向影響，而對堅(jiān)持體育鍛煉意愿的影響不顯著(t=1.168，P>0.05)。鍛煉自我效能對體育課滿意感(t=5.543，P<0.001)、堅(jiān)持體育鍛煉意愿(t=7.368，P<0.001)均具有顯著正向影響。體育課滿意感對堅(jiān)持體育鍛煉意愿(t=7.452，P<0.001)具有顯著正向影響。
2.3.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn) 采用Bootstrap進(jìn)行中介作用檢驗(yàn)，在原始數(shù)據(jù)中抽取2 000個(gè)Bootstrap樣本，形成一個(gè)近似抽樣分布，分別檢驗(yàn)間接效應(yīng)及控制了中介變量后的直接效應(yīng)。間接效應(yīng)部分(表5)，鍛煉自我效能感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對堅(jiān)持鍛煉意愿間在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.135上限為0.392；Percentile 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.133上限為0.390，P<0.001，也都為包含0表明總效果成立，即中介效果成立。體育課滿意感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對堅(jiān)持鍛煉意愿間在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.223上限為0.620；Percentile 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.210上限為0.600，P<0.001，兩種方法都未包含0表明總效果成立，即中介效果成立。另外，交易型領(lǐng)導(dǎo)行為還可以分別通過鍛煉自我效能感及體育課滿意感對堅(jiān)持體育鍛煉意愿間在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.042上限為0.165；Percentile 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為0.039上限為0.156，P<0.01，也未包含0說明總效果成立，即鏈?zhǔn)街薪樾Ч闪ⅰＶ苯有Ч糠?，交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對堅(jiān)持體育鍛煉意愿在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為-0.127上限為0.382；Percentile 95%估計(jì)法所得置信區(qū)間下限為-0.131上限為0.377，P>0.05，兩種方法檢驗(yàn)值都包含0表明直接效果不成立，即屬于完全中介。
圖5 各中介路徑模型
表5 Bootstrap多重中介檢驗(yàn)
注：2000 Bootstrap，樣本(F1=交易型領(lǐng)導(dǎo)行為；F2=鍛煉自我效能；F3=體育課滿意感；F4=堅(jiān)持鍛煉意愿)
3 討論與分析
3.1 體育課滿意感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間的中介作用
結(jié)果顯示(圖4、圖5、表5)，體育教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對大學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉意愿不具有預(yù)測作用，這與前人結(jié)果并不一致。王深等[25]研究表明，鍛煉群體中的領(lǐng)導(dǎo)行為是影響成員鍛煉堅(jiān)持性的重要因素，且對鍛煉堅(jiān)持性具有顯著正向影響。就此差異，本研究認(rèn)為主要是由于樣本不同所導(dǎo)致，該研究調(diào)查對象主要為社會鍛煉團(tuán)體大多為社會人士，而本研究則主要以大學(xué)生為主，二者在鍛煉的動機(jī)方面也具有較大差異，社會人士從事體育鍛煉大多為了增強(qiáng)個(gè)人健康，具備一定內(nèi)在動機(jī)，而大學(xué)生則大多屬于迫于學(xué)校強(qiáng)制措施為了獲取學(xué)分而被動參加，明顯缺乏內(nèi)在動機(jī)，所以如果缺乏鍛煉者主體內(nèi)在動機(jī)的支撐，即使再強(qiáng)的外在刺激變量也不利于其產(chǎn)生堅(jiān)持鍛煉的意愿。但本研究發(fā)現(xiàn)，隨著體育課滿意感這一中介變量的加入，Bootstrap中介效果檢驗(yàn)(表5)顯示，二者間出現(xiàn)顯著相關(guān)，且交易型領(lǐng)導(dǎo)行為通過體育課滿意感對大學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉意愿具有顯著正向影響，充分說明體育課滿意感在二者間起到關(guān)鍵橋梁作用。這一結(jié)果與前人研究部分一致，吳敏等[38]研究表明，交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對員工的工作滿意度、組織承諾、離職意向等具有預(yù)測作用；朱天一[39]研究指出，由于下屬可以通過自身努力不斷從領(lǐng)導(dǎo)者處獲得較高的獎勵與支持，因此下屬會對交易型領(lǐng)導(dǎo)產(chǎn)生較高滿意感，進(jìn)而也會積極投入到工作中。焉石等研究顯示，高校體育教師的領(lǐng)導(dǎo)行為可以提升大學(xué)生體育課滿意感，同時(shí)可以促進(jìn)其日后自覺堅(jiān)持體育鍛煉意愿的產(chǎn)生。另外，滿意感與持續(xù)使用意愿間的關(guān)系在信息技術(shù)領(lǐng)域得到廣泛驗(yàn)證，大量結(jié)果顯示，滿意感作為影響持續(xù)使用意愿的重要前置變量具有可以正向預(yù)測的積極作用。同時(shí)，本研究也驗(yàn)證了自我決定理論，該理論認(rèn)為個(gè)體行為與其動機(jī)有直接相關(guān)，動機(jī)又分為外在動機(jī)和內(nèi)在動機(jī)。外在動機(jī)指為了獨(dú)立于事情本身的結(jié)果而去做某事，例如追求獎勵或避免懲罰等；內(nèi)在動機(jī)指為做某事而做某事，只因當(dāng)事人的興趣愛好、愿意接受挑戰(zhàn)并享受過程等。研究表明，相比外在動機(jī)，內(nèi)在動機(jī)會帶來更好的堅(jiān)持和滿足感且對當(dāng)事人的持續(xù)性行為具有更重要的影響(Ryan & Deci)[40]。在體育課教學(xué)中，教師的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對于大學(xué)生而言屬于一種外在動機(jī)，會對學(xué)生提供各種獎勵及懲罰刺激，而體育課滿意感則屬于一種內(nèi)在動機(jī)，是學(xué)生對教師執(zhí)教等各方面的主觀感受。如僅僅利用交易型領(lǐng)導(dǎo)行為這一外在動機(jī)，對學(xué)生堅(jiān)持體育鍛煉意愿的產(chǎn)生并不能起到促進(jìn)作用，只有調(diào)動學(xué)生自主對體育課產(chǎn)生積極情緒，通過內(nèi)外動機(jī)相結(jié)合的作用，才能促使學(xué)生自覺形成堅(jiān)持體育鍛煉的態(tài)度。以上文獻(xiàn)也間接支持了本研究提出的假設(shè)1。綜上，提示高校體育教師在體育課上應(yīng)盡可能采取多樣化的教學(xué)方法及手段，與時(shí)俱進(jìn)，不斷探索有效教學(xué)模式，并制定相關(guān)獎懲機(jī)制，可以考慮多種形式調(diào)動學(xué)生積極性，提升學(xué)生對體育課的熱情，當(dāng)然對于教師不能像企事業(yè)單位上下級間進(jìn)行物質(zhì)方面的獎勵，例如加薪、升職等，但可以考慮從成績及情感方面對學(xué)生進(jìn)行變相激勵，例如以積分制形式，在學(xué)期前制定積分獎勵制度，并使學(xué)生充分明確實(shí)施過程，當(dāng)學(xué)生完成每階段的任務(wù)后根據(jù)其掌握程度進(jìn)行相應(yīng)分值獎勵，而該分值也可進(jìn)行權(quán)重?fù)Q算到最終考核成績，也可以將每階段的分值加總直接作為最后考核成績?？傊?，教師應(yīng)盡可能地創(chuàng)新不同的獎勵機(jī)制，運(yùn)用多樣化的成績評定方式，充分體現(xiàn)在課程設(shè)置、師生關(guān)系等各個(gè)方面，力爭使學(xué)生始終對體育課充滿新鮮感、好奇心及進(jìn)取心。另外，還要從情感方面給予激勵，當(dāng)學(xué)生出色掌握某一技術(shù)動作時(shí)，應(yīng)在全體同學(xué)面前及時(shí)給予表揚(yáng)及鼓勵，多多樹立典型，營造積極向上氛圍。但對待相對較差學(xué)生要進(jìn)行私下課后指導(dǎo)，不宜當(dāng)眾批評，注意方式方法。還應(yīng)常常與學(xué)生進(jìn)行交流溝通，拉近師生間距離，認(rèn)真了解學(xué)生對待課程的態(tài)度，增進(jìn)師生間的信任，充分使每位學(xué)生感受到教師認(rèn)真的工作態(tài)度以及對每位學(xué)生的關(guān)注，從而促使其可以通過體育課這一平臺對體育鍛煉產(chǎn)生積極情緒，并能始終保持對體育鍛煉的熱情，最終實(shí)現(xiàn)學(xué)生們即使在沒有外因的強(qiáng)制要求下也能自覺地養(yǎng)成堅(jiān)持鍛煉的良好習(xí)慣。
3.2 鍛煉自我效能感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間的中介作用
研究顯示(圖4、圖5、表5)，體育教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對大學(xué)生堅(jiān)持鍛煉意愿的影響在沒有鍛煉自我效能的參與下不具有預(yù)測效果，但當(dāng)將其納入時(shí)在二者間便產(chǎn)生中介效應(yīng)，且屬于完全中介。即當(dāng)大學(xué)生通過體育課學(xué)習(xí)過程中體驗(yàn)到教師交易型領(lǐng)導(dǎo)行為(分?jǐn)?shù)獎勵及信任、情感獎勵等方面)的激勵時(shí)，便會產(chǎn)生較高的鍛煉自我效能進(jìn)而提升堅(jiān)持鍛煉意愿。同時(shí)也證明鍛煉自我效能感作為一個(gè)內(nèi)在動機(jī)，在教師領(lǐng)導(dǎo)行為與學(xué)生鍛煉堅(jiān)持意愿間的重要中介作用。陳曉春等[41]認(rèn)為，高校教師課堂的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對學(xué)生創(chuàng)新自我效能感具有積極預(yù)測作用。Baron和kenny[42]研究指出，鍛煉自我效能對鍛煉堅(jiān)持性具有重要影響，且鍛煉自我效能要想起到中介作用必須滿足3個(gè)條件：1)干預(yù)變量與鍛煉堅(jiān)持性間不具有相關(guān)性；2)干預(yù)變量對鍛煉自我效能具有正向預(yù)測作用，且鍛煉自我效能與鍛煉堅(jiān)持性之間也要具有顯著相關(guān)性；3)隨著鍛煉自我效能的加入，干預(yù)措施與鍛煉堅(jiān)持性之間的相關(guān)性也隨之產(chǎn)生。因此，該文獻(xiàn)很好地支持了本研究假設(shè)。另外，還有研究顯示，自我效能是一種習(xí)得性信念，主要依賴于以下幾種效能信息源所進(jìn)行認(rèn)知加工：1)行為成就指基于個(gè)體以往對行為掌控情況的親身體驗(yàn)，成功經(jīng)驗(yàn)豐富的具有較高自我效能感，也是最主要的影響因素之一；2)替代經(jīng)驗(yàn)指觀看別人的行為表現(xiàn)和結(jié)果來判斷自己的可能表現(xiàn)及結(jié)果；3)言語勸說指來自他人的建議、勸告與解釋，也包括自己對自己的內(nèi)在激發(fā)，如身邊重要的人強(qiáng)烈認(rèn)為自己能夠成功時(shí)，個(gè)體也會產(chǎn)生較高自我效能感[14，43-44]。綜上，提示體育教師應(yīng)在課上盡量幫助學(xué)生樹立成就感及自信，充分按照技能形成規(guī)律進(jìn)行教學(xué)，循序漸進(jìn)，細(xì)化教學(xué)內(nèi)容，初期不宜建立過高目標(biāo)，制定多樣獎勵機(jī)制，使每位學(xué)生都能充分獲得成功經(jīng)驗(yàn)進(jìn)而促進(jìn)其自信心；另外，結(jié)合區(qū)別對待原則，根據(jù)不同水平進(jìn)行分組教學(xué)，制定相適宜難度，保證不同水平同學(xué)都能看到他人的順利完成，同時(shí)自身也能通過努力完成教學(xué)任務(wù)；最后，加強(qiáng)師生間、同學(xué)間交流，增進(jìn)相互友誼，每次課練習(xí)之余積極為學(xué)生提供交流機(jī)會，談體會聊感想，利用大學(xué)生常用交流平臺，例如建立微信群、QQ群等，做到為學(xué)生在體育相關(guān)知識方面進(jìn)行第一時(shí)間答疑解惑。相信體育教師合理發(fā)揮交易型領(lǐng)導(dǎo)行為，必將有效提升大學(xué)生鍛煉自我效能感，最終順利實(shí)現(xiàn)大學(xué)生自主積極參加體育鍛煉的教育目標(biāo)。
3.3 鍛煉自我效能感、體育課滿意感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
研究顯示(圖4、圖5、表5)，鍛煉自我效能感及體育課滿意感除各自在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間具有完全中介效應(yīng)外，二者還可同時(shí)在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持體育鍛煉意愿間具有鏈?zhǔn)酵耆薪樾?yīng)，同時(shí)二者間具有顯著相關(guān)。即當(dāng)教師充分發(fā)揮交易型領(lǐng)導(dǎo)行為使學(xué)生感受到對其的稱贊及激勵時(shí)，有助于提升學(xué)生鍛煉的自我效能感，表現(xiàn)為主動克服各種障礙，增強(qiáng)進(jìn)行持續(xù)鍛煉的信心，且使其對體育課產(chǎn)生興趣及好感，最終促使學(xué)生產(chǎn)生一種堅(jiān)持體育鍛煉的意愿。楊尚劍[21]研究指出，青少年參加體育鍛煉的自我效能和滿意度不受家長的支持與否的影響，而主要與同伴及學(xué)校的影響密切相關(guān)，如學(xué)校和同伴的支持度越高，則越容易激發(fā)學(xué)生克服障礙參加體育活動的信念，從而提高青少年對參加體育鍛煉的效果的滿意程度，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)堅(jiān)持體育鍛煉的意愿。石梅等[45]研究顯示，自我效能感與工作滿意度呈顯著相關(guān)，自我效能感越高，工作滿意感也會越突出。徐成龍等[46]認(rèn)為，自我效能感高的學(xué)生更愿意主動去練習(xí)和嘗試，同時(shí)也將更多地從學(xué)習(xí)環(huán)境和教師處獲益，獲得更高的學(xué)習(xí)結(jié)果，繼而產(chǎn)生更高的體育課滿意感。以上研究都充分證明自我效能是一種積極心理資本，有利于個(gè)體多方面的良好狀態(tài)，同時(shí)也支持了本研究提出的假設(shè)3。提示我們：無論是鍛煉自我效能還是體育課滿意感，在教師的交易型領(lǐng)導(dǎo)行為對學(xué)生堅(jiān)持鍛煉意愿間都具有至關(guān)重要的橋梁作用。另外，高校體育的終極目標(biāo)是希望未來學(xué)生即使離開校園踏入社會也能夠養(yǎng)成自覺堅(jiān)持體育鍛煉的習(xí)慣，那么作為肩負(fù)該項(xiàng)職責(zé)的高校體育教師應(yīng)充分利用體育課堂這一重要溝通平臺，通過不斷摸索改革，嘗試以有效執(zhí)教方法及手段對學(xué)生展開引導(dǎo)，盡可能調(diào)動學(xué)生的內(nèi)在積極性，通過使其不斷體驗(yàn)到由體育運(yùn)動帶來的成功與喜悅，真正了解體育鍛煉的深層意義，并使體育鍛煉徹底融入其生活且常態(tài)化。
4 結(jié)論
交易型領(lǐng)導(dǎo)行為、鍛煉自我效能感、體育課滿意感及堅(jiān)持鍛煉意愿四者間具有顯著正向相關(guān)。鍛煉自我效能感和體育課滿意感在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持鍛煉意愿間分別具有中介效果，且屬于完全中介。另外，二者在交易型領(lǐng)導(dǎo)行為與堅(jiān)持鍛煉意愿間具有鏈?zhǔn)街薪樾Ч覍儆谕耆薪椤?/p>
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