體育教師支持對高中生體育鍛煉滿意感的影響

韓貝寧?梁青

摘 要 采用問卷調(diào)查法，對262名高中生進(jìn)行調(diào)查，旨在明確體育教師支持對高中生體育鍛煉滿意感的作用機(jī)制。結(jié)果表明：體育教師支持、體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗(yàn)和體育鍛煉滿意感四個(gè)變量兩兩之間顯著相關(guān);當(dāng)前高中生的體育鍛煉量不足，小鍛煉量人數(shù)達(dá)62.7%。體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗(yàn)在體育教師支持與體育鍛煉滿意感間的中介作用均成立，效應(yīng)占比分別為13.4%和52.4%;體育鍛煉行為與主觀鍛煉體驗(yàn)的鏈?zhǔn)街薪樽饔贸闪?，中介效?yīng)占比為9.7%。

關(guān)鍵詞 體育教師支持 高中生 體育鍛煉滿意感

青少年體質(zhì)健康一直是教育領(lǐng)域關(guān)注的重要內(nèi)容之一，近些年的研究發(fā)現(xiàn)青少年體質(zhì)健康情況依然不容樂觀，身體素質(zhì)發(fā)育整體處于下降趨

勢[1-2]。目前體育課堂在巨大升學(xué)壓力面前對高中生體質(zhì)健康的影響效果并不顯著，通過實(shí)地調(diào)查發(fā)現(xiàn)：仍有部分基層學(xué)校存在體育課上課不規(guī)范、體育課堂開展難、場地器材設(shè)施差、專職體育教師不足等問題[3];其次，體育課程本身對學(xué)生沒有較強(qiáng)的吸引力，課程內(nèi)容相對枯燥，導(dǎo)致學(xué)生出現(xiàn)反感體育課的情緒，體育鍛煉的滿意度嚴(yán)重下降[4]，這是造成高中生體質(zhì)健康問題的重要原因之一。當(dāng)前有關(guān)滿意度的研究多見于生活、工作和消費(fèi)等方面，體育與健康層面的滿意度研究較少，針對高中生體育鍛煉滿意感的研究更是鳳毛麟角。且已有研究指出教師支持與學(xué)生的學(xué)業(yè)滿意度顯著相關(guān)[5]，中學(xué)生的受支持程度與學(xué)習(xí)成績[6]和主觀幸福感[7]具有顯著相關(guān)。此外，體育鍛煉行為能夠顯著影響主觀鍛煉體驗(yàn)[8]，而積極的主觀鍛煉體驗(yàn)也能夠顯著影響體育鍛煉堅(jiān)持性[9]和幸福感[10]。因此本研究從體育教師支持的角度探究高中生體育鍛煉滿意感的影響機(jī)制，同時(shí)引入體育鍛煉行為與主觀鍛煉體驗(yàn)兩個(gè)中介變量，探尋促進(jìn)高中生體育鍛煉滿意感的更多可能。

一、研究對象與方法

1.研究對象

本研究選取河南省三所高中，采用整群抽樣法，在班主任的支持下進(jìn)行問卷調(diào)查。共發(fā)放300份問卷，回收有效問卷262份，有效率為87.33%。

2.研究方法

（1）體育教師支持問卷

體育教師支持問卷參考?xì)W陽丹的教師支持量表，并依據(jù)學(xué)生反饋體育教師在課堂中的教學(xué)行為和體育課堂教學(xué)的特點(diǎn)進(jìn)行編制，該問卷共包含學(xué)習(xí)支持、鍛煉支持和情感支持三方面6個(gè)條目。采用李克特5級評分法，以1-5分分別對應(yīng)從“完全不同意”到“完全同意”，為方便統(tǒng)計(jì)將得分劃分為三個(gè)等級，≤14分為低支持，15～23分之間為中等支持，≥25分為高支持。驗(yàn)證性因子分析顯示X2/df=2.393，GFI=0.982，NFI=0.987，IFI=0.992，TLI=0.980，CFI=0.992，RMSEA=0.073，各項(xiàng)擬合指數(shù)良好，說明問卷聚合效度良好。該問卷的克朗巴赫α系數(shù)為0.909。

（2）體育鍛煉等級問卷

借鑒前人經(jīng)驗(yàn)[11]，體育鍛煉行為的量化采用梁德清編制的《體育鍛煉等級量表》，該量表主要從身體鍛煉強(qiáng)度、頻率和一次鍛煉時(shí)間三個(gè)層面考察身體鍛煉量，并以此來界定身體鍛煉的大、中、小級別。身體鍛煉量得分=強(qiáng)度×（時(shí)間-1）×頻率，采用李克特5級評分法，以1～5記分，≤19分為小鍛煉量，20～42分為中等鍛煉量，≥43分為大鍛煉量。該問卷的克朗巴赫α系數(shù)為0.673。

（3）主觀鍛煉體驗(yàn)問卷

采用MCAULEY編制的主觀鍛煉體驗(yàn)量表，通過借鑒前人經(jīng)驗(yàn)[12]，選取該量表的積極和消極兩維度，共8個(gè)條目，并將消極維度反向計(jì)分，即分?jǐn)?shù)越高主觀鍛煉體驗(yàn)感越好。采用李克特5級評分法，以1～5分分別對應(yīng)從“完全不同意”到“完全同意”，為方便統(tǒng)計(jì)將得分劃分為三個(gè)等級，≤19分為低積極體驗(yàn)感，20～30分之間為中等積極體驗(yàn)感，≥31分為高積極體驗(yàn)感。驗(yàn)證性因子分析顯示X2/df=5.59，GFI=0.929，NFI=0.916，IFI=0.930，TLI=0.895，CFI=0.929，RMSEA=0.087，各項(xiàng)擬合指數(shù)較好，說明問卷聚合效度較好。該問卷的克朗巴赫α系數(shù)為0.865。

（4）體育鍛煉滿意感問卷

借鑒張力為等人編制的訓(xùn)練比賽滿意感量表，該量表共6個(gè)條目，其中第5條目反向計(jì)分，6條目得分相加累計(jì)分?jǐn)?shù)越高證明滿意感越好。采用李克特5級評分法，以1～5分分別對應(yīng)從“完全不同意”到“完全同意”，為方便統(tǒng)計(jì)將得分劃分為三個(gè)等級，≤14分為低滿意感，15～23分之間為中等滿意感，≥25分為高滿意感。驗(yàn)證性因子分析顯示X2/df=4.49，GFI=0.948，NFI=0.953，IFI=0.963，TLI=0.938，CFI=0.962，RMSEA=0.078，各項(xiàng)擬合指數(shù)良好，說明問卷聚合效度良好。該問卷的克朗巴赫α系數(shù)為0.832。

3.統(tǒng)計(jì)方法

采用SPSS22對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，并輔以SPSS插件PROCESS對模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

二、研究結(jié)果

1.共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因子檢驗(yàn)，將問卷的全部題目統(tǒng)一納入進(jìn)行探索性因子分析，計(jì)算出特征值大于1的因子7個(gè)，解釋了73.59%的變異，第一個(gè)因子的解釋變異量為16.21%，遠(yuǎn)小于40%的臨界值，因此本研究中不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.高中生體育教師支持、體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗(yàn)與體育鍛煉滿意感現(xiàn)狀

依據(jù)本研究劃分各個(gè)變量的分?jǐn)?shù)區(qū)間，發(fā)現(xiàn)高中生的體育教師支持程度得分（M=23.28，SD=5.83）處于中等偏上水平，體育鍛煉滿意感得分（M=21.86，SD=5.16）處于中等水平，主觀鍛煉體驗(yàn)得分（M=32.19，SD=6.39）處于高水平，但是體育鍛煉行為得分（M=18.84，SD=19.12）卻處于小鍛煉量水平，這一定程度上反映了當(dāng)前高中生體育鍛煉量的不足，小運(yùn)動(dòng)量的學(xué)生占62.7%，這與前人的研究結(jié)果較為一致[13]。其次，也從側(cè)面體現(xiàn)出了高中生體育鍛煉的滿意感不僅僅取決于體育運(yùn)動(dòng)量的大小，也可能受到支持程度、主觀情緒體驗(yàn)等方面的影響，這為研究假設(shè)提供了初步的判斷。

3.各變量間的相關(guān)分析

依據(jù)表1可知，只有體育鍛煉行為的平均數(shù)略小于標(biāo)準(zhǔn)差，是因?yàn)轶w育鍛煉行為是經(jīng)過較為特殊的公式“強(qiáng)度×（時(shí)間-1）×頻率”計(jì)算生成的變量，會(huì)導(dǎo)致數(shù)據(jù)的分布形態(tài)不夠集中，前人關(guān)于該量表的研究數(shù)據(jù)也存在類似的結(jié)果[14]，因此該數(shù)據(jù)是可以接受的。從表1可以看出體育教師支持、體育鍛煉行為和主觀鍛煉體驗(yàn)對體育鍛煉滿意感均具有顯著的正相關(guān)，且四個(gè)變量兩兩之間均存在顯著正相關(guān)。

4.中介模型檢驗(yàn)

運(yùn)用SPSS的PROCESS插件，選取模型6，在控制性別、年齡和年級的情況下對體育鍛煉行為和主觀鍛煉體驗(yàn)的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。如表2所示，在無中介變量的情況下，體育教師支持對體育鍛煉滿意感的正向預(yù)測作用顯著（B=0.281，t=4.656，P<0.01）。體育教師支持對體育鍛煉行為（B=0.270，t=4.519，P<0.01）和主觀鍛煉體驗(yàn)（B=0.247，t=4.066，P<0.01）均具有顯著的正向預(yù)測作用，且體育鍛煉行為對主觀鍛煉體驗(yàn)也具有顯著的正向預(yù)測（B=0.168，t=2.749，P<0.01）。當(dāng)在體育教師支持與體育鍛煉滿意感間放入兩中介變量體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗(yàn)后，體育教師支持對體育鍛煉滿意感的預(yù)測作用不再顯著（B=0.069，t=1.354，P>0.05），但體育鍛煉行為（B=0.141，t=2.814，P<0.01）和主觀鍛煉體驗(yàn)（B=0.597，t=11.766，P<0.01）均對體育鍛煉滿意感有顯著的正向預(yù)測作用。

運(yùn)用Bootstrap進(jìn)行中介路徑檢驗(yàn)，結(jié)果顯示（表3），“F1→F2→F4”路徑的95%置信區(qū)間未包含0，表明體育鍛煉行為在體育教師支持與體育鍛煉滿意感間起中介作用，效應(yīng)值為0.038，中介效應(yīng)占比為13.4%。“F1→F3→F4”路徑的95%置信區(qū)間未包含0，表明主觀鍛煉體驗(yàn)在體育教師支持與體育鍛煉滿意感間起中介作用，效應(yīng)值為0.147，中介效應(yīng)占比為52.4%?！癋1→F2→F3→F4”路徑的95%置信區(qū)間未包含0，表明體育鍛煉行為與主觀鍛煉體驗(yàn)的鏈?zhǔn)街薪槌闪?，效?yīng)值為0.027，中介效應(yīng)占比為9.7%。直接效應(yīng)方面，體育教師支持對體育鍛煉滿意感的95%置信區(qū)間下限為-0.036，上限為0.171，該區(qū)間包含0，表明在加入中介變量后體育教師支持對體育鍛煉滿意感的直接效果不成立。

三、討論與分析

1.體育鍛煉行為的中介作用

中介效應(yīng)檢驗(yàn)顯示，體育鍛煉行為在體育教師支持與體育鍛煉滿意感之間具有中介作用。結(jié)合本研究數(shù)據(jù)具體分析表明：體育教師支持能夠正向預(yù)測高中生的體育鍛煉行為，當(dāng)高中生獲得足夠多來自體育教師的支持時(shí)，就越愿意投入到體育鍛煉中。其次，體育鍛煉行為也能夠顯著正向預(yù)測體育鍛煉滿意感，這可以理解為高中生體育鍛煉行為和運(yùn)動(dòng)負(fù)荷量的增加，有助于其充分感受鍛煉過程，在運(yùn)動(dòng)過程中發(fā)泄不良情緒、克服困難，從而產(chǎn)生較強(qiáng)的滿足感。也就是說，當(dāng)高中生感受到較多來自體育教師的支持時(shí)，有助于其提升體育鍛煉行動(dòng)力，而鍛煉行為的增加和體驗(yàn)感的豐富有助于增強(qiáng)體育鍛煉的滿意感，這與楊尚劍從社會(huì)支持角度對青少年體育鍛煉滿意感的研究結(jié)果基本相同[15]。綜上所述可以發(fā)現(xiàn)高中生在獲得體育教師支持后，體育鍛煉量會(huì)得到增加，鍛煉量的增加使高中生有更多機(jī)會(huì)在運(yùn)動(dòng)中體驗(yàn)幸福感、獲得感，并增進(jìn)滿意感。

2.主觀鍛煉體驗(yàn)的中介作用

研究發(fā)現(xiàn)，主觀鍛煉體驗(yàn)在體育教師支持與體育鍛煉滿意感之間起中介作用。證明高中生獲得的體育教師支持越多越能夠產(chǎn)生積極的主觀鍛煉體驗(yàn)感，越有助于提升其體育鍛煉滿意感，這從不同角度證明了前人的觀點(diǎn)[16]。有機(jī)整合理論[17]認(rèn)為基本的心理需要是個(gè)體參與活動(dòng)的重要來源，外界環(huán)境能夠激發(fā)個(gè)體產(chǎn)生具體行為，如體育教師支持能夠激起高中生展開體育鍛煉。結(jié)合本研究數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，體育教師支持作為學(xué)生參與體育鍛煉的重要外在刺激，能夠通過學(xué)習(xí)支持、情感支持來滿足學(xué)生在參與體育鍛煉的基本心理需要，給予學(xué)生更加踏實(shí)穩(wěn)定的運(yùn)動(dòng)心態(tài)，可以一定程度上抵御運(yùn)動(dòng)過程中的不安和焦慮。同時(shí)，體育教師與學(xué)生共同參與體育鍛煉能夠大幅提升學(xué)生在體育鍛煉過程中的心理體驗(yàn)，使學(xué)生整體的主觀鍛煉體驗(yàn)都達(dá)到一個(gè)較高的水平。因此，可以發(fā)現(xiàn)體育教師支持對高中生主觀鍛煉體驗(yàn)的提升是相對內(nèi)隱的，是學(xué)生長期感受支持后逐漸構(gòu)建出的一種意識形態(tài)，這種意識形態(tài)能加強(qiáng)個(gè)體對體育鍛煉的認(rèn)知和對鍛煉體驗(yàn)的敏感度，而主觀體驗(yàn)感的迅速感知對學(xué)生體育鍛煉滿意感的影響就顯得更加簡單直接?；诖耍芯空J(rèn)為體育教師支持能夠有效提升高中生的主觀鍛煉體驗(yàn)，進(jìn)而促進(jìn)高中生參與體育鍛煉的滿意感，有助于其產(chǎn)生鍛煉興趣并形成終身進(jìn)行體育鍛煉的意識和行為。

3.體育鍛煉行為與主觀鍛煉體驗(yàn)的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>

體育教師支持對體育鍛煉滿意感的直接正向影響作用顯著，但加入中介變量體育鍛煉行為與主觀鍛煉體驗(yàn)后，體育教師支持對體育鍛煉滿意感的影響系數(shù)下降，且預(yù)測作用不顯著;同時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示體育鍛煉行為與主觀鍛煉體驗(yàn)的鏈?zhǔn)街薪樽饔贸闪ⅰ＿@提示我們，體育教師的支持激發(fā)了高中生參與體育鍛煉的心理需求和體育鍛煉行為，鍛煉行為的增加也使學(xué)生有更多機(jī)會(huì)去感受到完成動(dòng)作技能和實(shí)現(xiàn)運(yùn)動(dòng)目標(biāo)的喜悅與樂趣，同時(shí)也有更多的機(jī)會(huì)感受到積極的情緒體驗(yàn)，這對增強(qiáng)高中生的運(yùn)動(dòng)興趣，提高體育鍛煉的滿意感具有重要意義。綜上所述，鏈?zhǔn)街薪樽饔贸浞肿C明了體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗(yàn)是體育教師支持提高高中生體育鍛煉滿意感的關(guān)鍵橋梁。此研究結(jié)果也使我們更加清晰和準(zhǔn)確地認(rèn)識到體育教師支持對高中生體育鍛煉滿意感影響的內(nèi)部機(jī)制，有助于我們從多重角度揭示高中生體育鍛煉滿意感的提升規(guī)律。

體育教師支持、體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗(yàn)和體育鍛煉滿意感四個(gè)變量兩兩之間顯著相關(guān);當(dāng)前高中生的體育鍛煉量明顯不足，小鍛煉量人數(shù)達(dá)62.7%。體育鍛煉行為在體育教師支持與體育鍛煉滿意感之間起中介作用，中介效應(yīng)占比為13.4%;主觀鍛煉體驗(yàn)在體育教師支持與體育鍛煉滿意感之間起中介作用，中介效應(yīng)占比為52.4%;且體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗(yàn)在體育教師支持與體育鍛煉滿意感具有鏈?zhǔn)街薪樽饔?，中介效?yīng)占比為9.7%。研究結(jié)果證實(shí)了體育教師支持對體育鍛煉滿意感的影響及其作用機(jī)制，為推動(dòng)體育教學(xué)發(fā)展和提高高中生體質(zhì)健康提供了相應(yīng)的理論和實(shí)證支持。

參考文獻(xiàn)

[1] 楊忠平，董彥會(huì)，王政和，等.中國漢族高中生2014年與2010年體質(zhì)健康比較[J].中國學(xué)校衛(wèi)生，2017，38（06）：806-808.

[2] 白慕天，王素珍，李偉，等.山東省16～18歲青少年體質(zhì)健康狀況分析[J].現(xiàn)代預(yù)防醫(yī)學(xué)，2019，46（16）：2951-2954.

[3] 徐偉，姚蕾，藺新茂，等.學(xué)校體育改革與發(fā)展的制約因素——來自基層的調(diào)查[J].北京體育大學(xué)學(xué)報(bào)，2016，39（08）：74-80.

[4] 程路，李小偉.體育發(fā)展的區(qū)域樣本：像抓GDP一樣抓學(xué)校體育工作[J].人民教育，2015（11）：21-24.

[5] 蔣志輝，趙呈領(lǐng)，李紅霞，等.在線學(xué)習(xí)者滿意度：教師支持行為與自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)能力的同頻共振[J].開放教育研究，2018，24（04）：81-89.

[6] 梁潔.初中生生活事件、社會(huì)支持與學(xué)習(xí)成績的關(guān)系[J].中國健康心理學(xué)雜志，2018，26（01）：106-109.

[7] 王燕.初中生主觀幸福感與社會(huì)支持關(guān)系研究[J].內(nèi)蒙古師范大學(xué)學(xué)報(bào)：教育科學(xué)版，2012，25（06）：71-74.

[8] 陳為民.體育鍛煉對大學(xué)生主觀鍛煉體驗(yàn)的實(shí)證研究[J].福建教育學(xué)院學(xué)報(bào)，2009，10（06）：76-79.

[9] 朱樂青，董寶林.主觀體驗(yàn)、承諾與鍛煉堅(jiān)持性：一個(gè)雙性化與未分化的個(gè)案[J].南京體育學(xué)院學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2016，30（04）：82-90.

[10] 譚玉霞，崔冬雪，高峰，等.河北省部分城市老年人體育鍛煉與生活幸福指數(shù)的相關(guān)性[J].中國老年學(xué)雜志，2018，38（03）：737-739.

[11] 林加彬，柴嬌.體育項(xiàng)目偏愛對體育鍛煉行為的影響：體育學(xué)習(xí)興趣的中介作用[J].西安體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2019，36（05）：631-636.

[12] 吳洲陽，毛志雄，郭璐.鍛煉堅(jiān)持認(rèn)知決策模型的拓展——積極情緒體驗(yàn)的增值貢獻(xiàn)[J].天津體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2016，31（01）：77-81.

[13] 袁貴勇，張美玲.中學(xué)生體育鍛煉對自我效能感自尊主觀幸福感的影響[J].中國學(xué)校衛(wèi)生，2015，36（03）：442-443.

[14] 盛建國，高守清，唐光旭.體育鍛煉對高中生心理健康的影響：自我效能感的中介作用[J].中國體育科技，2016，52（05）：98-103+135.

[15] 楊尚劍.社會(huì)支持、自我效能與青少年體育鍛煉滿意度的關(guān)系[J].

武漢體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2016，50（02）：90-94.

[16] 項(xiàng)明強(qiáng).促進(jìn)青少年體育鍛煉和健康幸福的路徑：基于自我決定理論模型構(gòu)建[J].體育科學(xué)，2013，33（08）：21-28.

[17] Edward L.Deci，Robert J.Vallerand， Luc G.Pelletier，etal.Motivation and Education：The Self-Determination Perspective[J].Educational Psychologist，1991，26（3-4）：325-346.

[作者：韓貝寧（1997-），男，河南許昌人，東北大學(xué)體育部，碩士生;梁青（1965-），女，遼寧開原人，東北大學(xué)體育部，教授，碩士生導(dǎo)師。]

【責(zé)任編輯 劉永慶】