交易型領導行為與大學生堅持體育鍛煉意愿的關系：鍛煉自我效能感和體育課滿意感的鏈式中介

焉 石，李夢迪，李尚濱，張守忠

(哈爾濱工程大學 體育部，黑龍江 哈爾濱 150001)

大學生體質健康問題一直以來在我國都是一個熱點話題，如何促使其在繁重學業的背景下能自覺積極堅持參與體育鍛煉受到廣大學者的密切關注。提升大學生鍛煉堅持性，是“終身體育”健康立項的具體實踐。因此，國務院、教育部及國家體育總局等職能部門也分別出臺了相關促進方案。但即便如此，目前我國大多數大學生離開校園后就幾乎中斷了體育鍛煉的現象依然存在，并呈愈演愈烈趨勢[1]。嚴春輝等[2]、王成等[3]認為，我國大學生在校期間沒有具備終身體育意識和形成自覺鍛煉的習慣，是導致大多數學生在體育課程結束后就退出體育鍛煉的根本原因之一，且致使大學體育課程期間的效果也完全沒有得到可持續發展。因此，如何促進大學生自覺堅持身體鍛煉是一直以來我國學校體育研究和實踐中的重點和難點問題。何步文[4]認為，大學生自覺參加體育鍛煉的習慣形成并不是一蹴而就的，而是受成長經歷、家庭教育、社會環境、條件設施、教師領導行為方式等一系列外因條件及學生積極主動的需要等內因條件相互作用而形成的。其中，作為引導學生掌握體育知識、傳授體育技能主導者的體育教師的領導行為，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導行為對大學生堅持體育鍛煉的影響機制，對促進其堅持體育鍛煉、制定有效的教育策略、保障大學生身體素質持續發展等有著重要的理論和現實意義。

交易型領導行為理論由Bass[5]在領導-成員交換理論和途徑-目標理論的基礎上提出，指建立在獎酬基礎上(可以是有形的物質交換，也可以是無形的，如信任、情感、忠誠等態度方面)，通過即時交換來激勵追隨者；領導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，強調目標和結果；另外，如下屬不能按照事先約定的內容完成工作，則可能面臨相應的懲罰措施等，因此交易型領導行為是一種賞罰分明的領導行為，它具有明確的責任界限和清晰的工作目標，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。西方學者研究表明[6-8]，交易型領導能夠提高下屬的自我效能從而激發下屬工作投入的意愿產生。另外，交易型領導和下屬間會產生許多積極行為的關聯，如工作滿意度、工作壓力、心理授權及組織公正感等變量。而我國學者的研究也證明了[9-13]交易型領導行為對下屬工作滿意度、組織承諾、離職意向、組織公民行為、績效等產生顯著影響。但由于交易型領導與下屬間僅僅停留在“資源交換”層面，被認為更接近人的較低層次的需求，不利于下屬實現目標后依然長期保持對工作的積極性。因此，交易型領導行為對調動下屬的內在動機不具有直接性影響，而是需要某些中介因素才能間接發揮影響作用。

自我效能感理論由心理學家Bandura[14]提出，指個體對自己是否有能力成功操作指向預期結果的行為所持的信念，而且信念的強弱將直接影響到一個人的行為動機。鍛煉自我效能感指個體對自己為了達到某種行為結果(保持身心健康，改善形體等)而持續、有規律進行身體鍛煉能力的信心或信念[15]。結合大學生樣本研究表明，鍛煉自我效能感作為中介變量影響著大學生的鍛煉行為。如對我國大學生研究發現，鍛煉計劃、自我效能在鍛煉意向和鍛煉行為關系中起中介作用，而鍛煉計劃的形成及其中介作用的實現受自我效能的調節[16]。Tsu-Yin Wu等研究發現，大學生自我效能感在社會支持、障礙認知和體育活動水平關系中起完全中介作用[17]。又例如對港澳大學生的研究發現，社會成員、鍛煉體驗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酬的交換活動的支配，因此，人類一切社會活動都可以歸結為一種交換。高校體育教師與學生間的知識技能傳授其實如同一場交換，教師通過給予學生精神上(稱贊、表揚等)或物質上(成績方面)的激勵，提升學生自我對體育鍛煉的不斷認知，而學生通過積極的體育鍛煉態度及行為，使教師充分獲得職業認同感、成就感，并表現為積極開拓進取，不斷探索教學改革方法，且不斷反饋于學生的循環機制。基于以上理論與文獻，本研究認為在我國文化背景下的高校體育教師的交易型領導行為可能通過大學生鍛煉自我效能感這一中介變量間接地影響大學生堅持鍛煉意愿，故提出研究假設H1：大學生鍛煉自我效能感在體育教師交易型領導行為與堅持體育鍛煉意愿間具有中介效應。

滿意感指當個體的需求被滿足后的一種心理快感，是實際感受與預期期望的相對關系，而我們通過某種測量此種心理狀態的數值即為滿意感[19]。本研究提出的體育課滿意感指學生對體育課的課堂教學、任課教師、教學資源、課程安排及教學效果等整體期望確認程度。研究表明，大學生體育課滿意感對堅持體育鍛煉意愿具有顯著正向預測作用[20]。同時，期望確認理論認為，消費者是以購前期望與購后績效表現的比較結果，判斷是否對產品或服務滿意，而滿意度成為持續購買或使用的參考。教師與學生間也類似商家與消費者的關系，教師業務能力的高低決定學生對該門課程的喜愛程度，乃至未來對該領域的持續關注。而且，大學生已經具備辨別是非好壞能力，其對體育教師的整體課程執教能力能夠做出客觀評價。故本研究認為，如高校體育教師在課堂上的領導行為能夠滿足學生的預期期待甚至更高，將會提升學生對體育的熱愛，進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H2：大學生體育課滿意感在體育教師交易型領導行為與堅持體育鍛煉意愿間具有中介效應。

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測作用[21]。這也表明如具有較強鍛煉自我效能其體育鍛煉的積極情緒也會較高。同時，還有研究顯示，鍛煉中情緒體驗是影響個體在堅持體育鍛煉中的重要因素之一[22]。個體在鍛煉中如有積極情緒的體驗，便會增加個體的鍛煉堅持意向，使個體更傾向于堅持體育鍛煉[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，作為領導者的領導行為對鍛煉自我效能感的影響尤為重要[25]。基于以上文獻，本研究提出研究假設H3：大學生鍛煉自我效能感和體育課滿意感在體育教師交易型領導行為對大學生堅持體育鍛煉意愿間具有鏈式中介效應。

綜上，目前在體育學領域，針對高校體育教師的交易型領導行為對學生鍛煉心理方面影響的實證研究還較為少見。尤其在當前全國高校重點強調大學生體質健康，及促進其自覺養成體育鍛煉習慣的終極教育目標背景下，高校體育教師如何合理借鑒管理學領域的交易型領導行為，通過提升大學生的鍛煉自我效能感，從而間接促進其體育課滿意感，最終促使其自覺形成堅持體育鍛煉習慣具有重要理論及實踐意義，同時也為日后豐富大學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 調查對象

初始量表在哈爾濱工程大學在校本科生中進行預調查，以此樣本數據對問卷進行修正。調查采用自填問卷，現場回收，一共發放80份，回收有效問卷75份，有效率94%，采用SPSS 22.0統計分析工具對預試數據進行信效度檢驗，并根據結果對問卷進行了修正。正式問卷通過問卷星付費平臺(設置全國在校大學生為調查對象)，以網絡問卷方式調查收集，為了保證問卷填答的真實性，凡填答學生都會獲得一定額度的獎勵。共發放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，農村144人；體重指數偏瘦的80人，正常221人，超重57人，肥胖10人。

1.2 研究工具

1.2.1 量表設計 1)交易型領導行為：參考劉朝等[26]、陳文晶和時勘[27]、姚艷虹、荊延杰[28]等相關研究，結合本研究實際加以修正，采用李克特七點尺度測量。克隆巴赫系數為0.918，校正的項總計相關性為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，并結合郭文等[30]學者研究加以修正而編制，采用李克特七點尺度測量?？寺“秃障禂禐?.923，校正的項總計相關性為0.646-0.837。

3)體育課滿意感：參考周強等[31]相關研究，結合本研究實際加以修訂，采用李克特七點尺度測量，克隆巴赫系數為0.942，校正的項總計相關性為0.676-0.907。

4)堅持鍛煉意愿：參照陳善平等[32]相關研究，結合本研究實際加以修訂，采用李克特七點尺度測量，克隆巴赫系數為0.927，校正的項總計相關性為0.816-0.847。

1.2.2 統計分析方法 將回收問卷進行整理并分類，刪除無效問卷后，對剩余問卷進行編碼，最后數據用SPSS22.0、AMOS21.0和Mplus7統計軟件進行數據分析。

2 研究結果

2.1 量表的信效度分析

2.1.1 信度與聚合效度檢驗 本研究所有維度分別進行了CFA分析，根據Joreskog和Sorbom[33]指出各題項因素負荷量低于0.45者應予以刪除，結果顯示本研究所有題項均符合標準，并達到顯著；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]提出的標準，即CR值要大于0.6，AVE值高于0.5，各題項負荷量大于0.5。由此證明本研究4個維度均具有較高信度和聚合效度。

2.1.2 區別效度檢驗 本研究采用AVE法對各維度進行區別效度檢驗。AVE法由Fornell & Larcher提出，指每個維度之平均變異萃取量須大于各個維度與維度間的相關系數平方值，但由于AVE是一個平方值，如要與維度間皮爾森相關進行比較，必須先轉化成同樣的平方單位，故將AVE值進行開根號后方能進行比較，如高于各維度間的皮爾森相關值，可宣稱該維度具有區別效度。本研究(表2)對角線粗體為AVE值，均大于對角線外的標準化相關系數，因此4個維度均具有區別效度。

表1 CFA因素分析及收斂效度匯總表

表2 AVE區別效度分析

注：下三角為維度間的皮爾森相關平方，粗體為AVE開根號值

2.1.3 CMV(共同方法偏誤)效應檢驗 共同方法變異是由Campbell & Fiske[36]利用多特質多方法的方法，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系結論的效度。例如，檢驗兩個或兩個以上維度間的關系，所得的結果顯示維度間的相關性非常高，但實際上，維度間的高相關結果極有可能并非是二者間的真正相關，而是由于測量工具所導致，也就是方法變異同時出現于測量的結果中，從而導致維度間的高相關性的假象，而實際并非如此。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，目的通過兩模型復雜度的增加，評價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，結果顯示P<0.001，說明兩模型間具有顯著差異，同時也證明了本研究后續所產生變量間的顯著性不存在CMV效應。

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樣本變異數矩陣與模型期望共變異數矩陣間擬合度的指標。但由于SEM為大樣本分析，一般樣本數都超過200個以上，因此往往會造成模型卡方值過大，導致P值顯著，致使樣本與模型矩陣擬合不佳。目前大多數學者都會報告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致以外，其實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，故所有配適度指標需重新計算，通過計算8種擬合度指標顯示模型擬合良好，說明本研究樣本所建構的大學生堅持體育鍛煉意愿模型可用來解釋實際的觀察數據。

表3 Bollen-Stine P Correction模型擬合度指標

圖4 假設模型路徑分析

路徑關系非標準S.E.TP標準假設鍛煉自我效能<---交易型領導0.8930.1068.401???0.486成立體育課滿意感<---交易型領導0.6490.06410.171???0.578成立堅持鍛煉意愿<---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成立堅持鍛煉意愿<---交易型領導0.0980.0691.1681.4260.082不成立堅持鍛煉意愿<---體育課滿意感0.4850.0657.452???0.453成立

2.3 假設檢驗

2.3.1 路徑檢驗 如圖4、表4所示，概念模型中自變量對因變量：交易型領導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 中介效應檢驗 采用Bootstrap進行中介作用檢驗，在原始數據中抽取2 000個Bootstrap樣本，形成一個近似抽樣分布，分別檢驗間接效應及控制了中介變量后的直接效應。間接效應部分(表5)，鍛煉自我效能感在交易型領導行為對堅持鍛煉意愿間在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計法所得置信區間下限為0.135上限為0.392；Percentile 95%估計法所得置信區間下限為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導行為對堅持鍛煉意愿間在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計法所得置信區間下限為0.223上限為0.620；Percentile 95%估計法所得置信區間下限為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，交易型領導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持體育鍛煉意愿間在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計法所得置信區間下限為0.042上限為0.165；Percentile 95%估計法所得置信區間下限為0.039上限為0.156，P<0.01，也未包含0說明總效果成立，即鏈式中介效果成立。直接效果部分，交易型領導行為對堅持體育鍛煉意愿在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估計法所得置信區間下限為-0.127上限為0.382；Percentile 95%估計法所得置信區間下限為-0.131上限為0.377，P>0.05，兩種方法檢驗值都包含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

注：2000 Bootstrap，樣本(F1=交易型領導行為；F2=鍛煉自我效能；F3=體育課滿意感；F4=堅持鍛煉意愿)

3 討論與分析

3.1 體育課滿意感在交易型領導行為與堅持體育鍛煉意愿間的中介作用

結果顯示(圖4、圖5、表5)，體育教師交易型領導行為對大學生堅持體育鍛煉意愿不具有預測作用，這與前人結果并不一致。王深等[25]研究表明，鍛煉群體中的領導行為是影響成員鍛煉堅持性的重要因素，且對鍛煉堅持性具有顯著正向影響。就此差異，本研究認為主要是由于樣本不同所導致，該研究調查對象主要為社會鍛煉團體大多為社會人士，而本研究則主要以大學生為主，二者在鍛煉的動機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個人健康，具備一定內在動機，而大學生則大多屬于迫于學校強制措施為了獲取學分而被動參加，明顯缺乏內在動機，所以如果缺乏鍛煉者主體內在動機的支撐，即使再強的外在刺激變量也不利于其產生堅持鍛煉的意愿。但本研究發現，隨著體育課滿意感這一中介變量的加入，Bootstrap中介效果檢驗(表5)顯示，二者間出現顯著相關，且交易型領導行為通過體育課滿意感對大學生堅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鍵橋梁作用。這一結果與前人研究部分一致，吳敏等[38]研究表明，交易型領導行為對員工的工作滿意度、組織承諾、離職意向等具有預測作用；朱天一[39]研究指出，由于下屬可以通過自身努力不斷從領導者處獲得較高的獎勵與支持，因此下屬會對交易型領導產生較高滿意感，進而也會積極投入到工作中。焉石等研究顯示，高校體育教師的領導行為可以提升大學生體育課滿意感，同時可以促進其日后自覺堅持體育鍛煉意愿的產生。另外，滿意感與持續使用意愿間的關系在信息技術領域得到廣泛驗證，大量結果顯示，滿意感作為影響持續使用意愿的重要前置變量具有可以正向預測的積極作用。同時，本研究也驗證了自我決定理論，該理論認為個體行為與其動機有直接相關，動機又分為外在動機和內在動機。外在動機指為了獨立于事情本身的結果而去做某事，例如追求獎勵或避免懲罰等；內在動機指為做某事而做某事，只因當事人的興趣愛好、愿意接受挑戰并享受過程等。研究表明，相比外在動機，內在動機會帶來更好的堅持和滿足感且對當事人的持續性行為具有更重要的影響(Ryan & Deci)[40]。在體育課教學中，教師的交易型領導行為對于大學生而言屬于一種外在動機，會對學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在動機，是學生對教師執教等各方面的主觀感受。如僅僅利用交易型領導行為這一外在動機，對學生堅持體育鍛煉意愿的產生并不能起到促進作用，只有調動學生自主對體育課產生積極情緒，通過內外動機相結合的作用，才能促使學生自覺形成堅持體育鍛煉的態度。以上文獻也間接支持了本研究提出的假設1。綜上，提示高校體育教師在體育課上應盡可能采取多樣化的教學方法及手段，與時俱進，不斷探索有效教學模式，并制定相關獎懲機制，可以考慮多種形式調動學生積極性，提升學生對體育課的熱情，當然對于教師不能像企事業單位上下級間進行物質方面的獎勵，例如加薪、升職等，但可以考慮從成績及情感方面對學生進行變相激勵，例如以積分制形式，在學期前制定積分獎勵制度，并使學生充分明確實施過程，當學生完成每階段的任務后根據其掌握程度進行相應分值獎勵，而該分值也可進行權重換算到最終考核成績，也可以將每階段的分值加總直接作為最后考核成績。總之，教師應盡可能地創新不同的獎勵機制，運用多樣化的成績評定方式，充分體現在課程設置、師生關系等各個方面，力爭使學生始終對體育課充滿新鮮感、好奇心及進取心。另外，還要從情感方面給予激勵，當學生出色掌握某一技術動作時，應在全體同學面前及時給予表揚及鼓勵，多多樹立典型，營造積極向上氛圍。但對待相對較差學生要進行私下課后指導，不宜當眾批評，注意方式方法。還應常常與學生進行交流溝通，拉近師生間距離，認真了解學生對待課程的態度，增進師生間的信任，充分使每位學生感受到教師認真的工作態度以及對每位學生的關注，從而促使其可以通過體育課這一平臺對體育鍛煉產生積極情緒，并能始終保持對體育鍛煉的熱情，最終實現學生們即使在沒有外因的強制要求下也能自覺地養成堅持鍛煉的良好習慣。

3.2 鍛煉自我效能感在交易型領導行為與堅持體育鍛煉意愿間的中介作用

研究顯示(圖4、圖5、表5)，體育教師交易型領導行為對大學生堅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測效果，但當將其納入時在二者間便產生中介效應，且屬于完全中介。即當大學生通過體育課學習過程中體驗到教師交易型領導行為(分數獎勵及信任、情感獎勵等方面)的激勵時，便會產生較高的鍛煉自我效能進而提升堅持鍛煉意愿。同時也證明鍛煉自我效能感作為一個內在動機，在教師領導行為與學生鍛煉堅持意愿間的重要中介作用。陳曉春等[41]認為，高校教師課堂的交易型領導行為對學生創新自我效能感具有積極預測作用。Baron和kenny[42]研究指出，鍛煉自我效能對鍛煉堅持性具有重要影響，且鍛煉自我效能要想起到中介作用必須滿足3個條件：1)干預變量與鍛煉堅持性間不具有相關性；2)干預變量對鍛煉自我效能具有正向預測作用，且鍛煉自我效能與鍛煉堅持性之間也要具有顯著相關性；3)隨著鍛煉自我效能的加入，干預措施與鍛煉堅持性之間的相關性也隨之產生。因此，該文獻很好地支持了本研究假設。另外，還有研究顯示，自我效能是一種習得性信念，主要依賴于以下幾種效能信息源所進行認知加工：1)行為成就指基于個體以往對行為掌控情況的親身體驗，成功經驗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)替代經驗指觀看別人的行為表現和結果來判斷自己的可能表現及結果；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在激發，如身邊重要的人強烈認為自己能夠成功時，個體也會產生較高自我效能感[14，43-44]。綜上，提示體育教師應在課上盡量幫助學生樹立成就感及自信，充分按照技能形成規律進行教學，循序漸進，細化教學內容，初期不宜建立過高目標，制定多樣獎勵機制，使每位學生都能充分獲得成功經驗進而促進其自信心；另外，結合區別對待原則，根據不同水平進行分組教學，制定相適宜難度，保證不同水平同學都能看到他人的順利完成，同時自身也能通過努力完成教學任務；最后，加強師生間、同學間交流，增進相互友誼，每次課練習之余積極為學生提供交流機會，談體會聊感想，利用大學生常用交流平臺，例如建立微信群、QQ群等，做到為學生在體育相關知識方面進行第一時間答疑解惑。相信體育教師合理發揮交易型領導行為，必將有效提升大學生鍛煉自我效能感，最終順利實現大學生自主積極參加體育鍛煉的教育目標。

3.3 鍛煉自我效能感、體育課滿意感在交易型領導行為與堅持體育鍛煉意愿間的鏈式中介作用

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導行為與堅持體育鍛煉意愿間具有完全中介效應外，二者還可同時在交易型領導行為與堅持體育鍛煉意愿間具有鏈式完全中介效應，同時二者間具有顯著相關。即當教師充分發揮交易型領導行為使學生感受到對其的稱贊及激勵時，有助于提升學生鍛煉的自我效能感，表現為主動克服各種障礙，增強進行持續鍛煉的信心，且使其對體育課產生興趣及好感，最終促使學生產生一種堅持體育鍛煉的意愿。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，而主要與同伴及學校的影響密切相關，如學校和同伴的支持度越高，則越容易激發學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，進而實現堅持體育鍛煉的意愿。石梅等[45]研究顯示，自我效能感與工作滿意度呈顯著相關，自我效能感越高，工作滿意感也會越突出。徐成龍等[46]認為，自我效能感高的學生更愿意主動去練習和嘗試，同時也將更多地從學習環境和教師處獲益，獲得更高的學習結果，繼而產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，有利于個體多方面的良好狀態，同時也支持了本研究提出的假設3。提示我們：無論是鍛煉自我效能還是體育課滿意感，在教師的交易型領導行為對學生堅持鍛煉意愿間都具有至關重要的橋梁作用。另外，高校體育的終極目標是希望未來學生即使離開校園踏入社會也能夠養成自覺堅持體育鍛煉的習慣，那么作為肩負該項職責的高校體育教師應充分利用體育課堂這一重要溝通平臺，通過不斷摸索改革，嘗試以有效執教方法及手段對學生展開引導，盡可能調動學生的內在積極性，通過使其不斷體驗到由體育運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化。

4 結論

交易型領導行為、鍛煉自我效能感、體育課滿意感及堅持鍛煉意愿四者間具有顯著正向相關。鍛煉自我效能感和體育課滿意感在交易型領導行為與堅持鍛煉意愿間分別具有中介效果，且屬于完全中介。另外，二者在交易型領導行為與堅持鍛煉意愿間具有鏈式中介效果，且屬于完全中介。