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 采用問卷調查法，對262名高中生進行調查，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制。結果表明：體育教師支持、體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗和體育鍛煉滿意感四個變量兩兩之間顯著相關;當前高中生的體育鍛煉量不足，小鍛煉量人數達62.7%。體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗在體育教師支持與體育鍛煉滿意感間的中介作用均成立，效應占比分別為13.4%和52.4%;體育鍛煉行為與主觀鍛煉體驗的鏈式中介作用成立，中介效應占比為9.7%。

關鍵詞 體育教師支持 高中生 體育鍛煉滿意感

青少年體質健康一直是教育領域關注的重要內容之一，近些年的研究發現青少年體質健康情況依然不容樂觀，身體素質發育整體處于下降趨

勢[1-2]。目前體育課堂在巨大升學壓力面前對高中生體質健康的影響效果并不顯著，通過實地調查發現：仍有部分基層學校存在體育課上課不規范、體育課堂開展難、場地器材設施差、專職體育教師不足等問題[3];其次，體育課程本身對學生沒有較強的吸引力，課程內容相對枯燥，導致學生出現反感體育課的情緒，體育鍛煉的滿意度嚴重下降[4]，這是造成高中生體質健康問題的重要原因之一。當前有關滿意度的研究多見于生活、工作和消費等方面，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生的學業滿意度顯著相關[5]，中學生的受支持程度與學習成績[6]和主觀幸福感[7]具有顯著相關。此外，體育鍛煉行為能夠顯著影響主觀鍛煉體驗[8]，而積極的主觀鍛煉體驗也能夠顯著影響體育鍛煉堅持性[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制，同時引入體育鍛煉行為與主觀鍛煉體驗兩個中介變量，探尋促進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行問卷調查。共發放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歐陽丹的教師支持量表，并依據學生反饋體育教師在課堂中的教學行為和體育課堂教學的特點進行編制，該問卷共包含學習支持、鍛煉支持和情感支持三方面6個條目。采用李克特5級評分法，以1-5分分別對應從“完全不同意”到“完全同意”，為方便統計將得分劃分為三個等級，≤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，各項擬合指數良好，說明問卷聚合效度良好。該問卷的克朗巴赫α系數為0.909。

（2）體育鍛煉等級問卷

借鑒前人經驗[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度、頻率和一次鍛煉時間三個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=強度×（時間-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系數為0.673。

（3）主觀鍛煉體驗問卷

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

（4）體育鍛煉滿意感問卷

借鑒張力為等人編制的訓練比賽滿意感量表，該量表共6個條目，其中第5條目反向計分，6條目得分相加累計分數越高證明滿意感越好。采用李克特5級評分法，以1～5分分別對應從“完全不同意”到“完全同意”，為方便統計將得分劃分為三個等級，≤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，各項擬合指數良好，說明問卷聚合效度良好。該問卷的克朗巴赫α系數為0.832。

3.統計方法

采用SPSS22對數據進行統計分析，并輔以SPSS插件PROCESS對模型進行中介效應檢驗。

二、研究結果

1.共同方法偏差檢驗

采用Harman單因子檢驗，將問卷的全部題目統一納入進行探索性因子分析，計算出特征值大于1的因子7個，解釋了73.59%的變異，第一個因子的解釋變異量為16.21%，遠小于40%的臨界值，因此本研究中不存在嚴重的共同方法偏差。

2.高中生體育教師支持、體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗與體育鍛煉滿意感現狀

依據本研究劃分各個變量的分數區間，發現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前高中生體育鍛煉量的不足，小運動量的學生占62.7%，這與前人的研究結果較為一致[13]。其次，也從側面體現出了高中生體育鍛煉的滿意感不僅僅取決于體育運動量的大小，也可能受到支持程度、主觀情緒體驗等方面的影響，這為研究假設提供了初步的判斷。

3.各變量間的相關分析

依據表1可知，只有體育鍛煉行為的平均數略小于標準差，是因為體育鍛煉行為是經過較為特殊的公式“強度×（時間-1）×頻率”計算生成的變量，會導致數據的分布形態不夠集中，前人關于該量表的研究數據也存在類似的結果[14]，因此該數據是可以接受的。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對體育鍛煉滿意感均具有顯著的正相關，且四個變量兩兩之間均存在顯著正相關。

4.中介模型檢驗

運用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的中介效應進行檢驗。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（B=0.247，t=4.066，P<0.01）均具有顯著的正向預測作用，且體育鍛煉行為對主觀鍛煉體驗也具有顯著的正向預測（B=0.168，t=2.749，P<0.01）。當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、主觀鍛煉體驗后，體育教師支持對體育鍛煉滿意感的預測作用不再顯著（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（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測作用。

運用Bootstrap進行中介路徑檢驗，結果顯示（表3），“F1→F2→F4”路徑的95%置信區間未包含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，效應值為0.038，中介效應占比為13.4%。“F1→F3→F4”路徑的95%置信區間未包含0，表明主觀鍛煉體驗在體育教師支持與體育鍛煉滿意感間起中介作用，效應值為0.147，中介效應占比為52.4%。“F1→F2→F3→F4”路徑的95%置信區間未包含0，表明體育鍛煉行為與主觀鍛煉體驗的鏈式中介成立，效應值為0.027，中介效應占比為9.7%。直接效應方面，體育教師支持對體育鍛煉滿意感的95%置信區間下限為-0.036，上限為0.171，該區間包含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

中介效應檢驗顯示，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。結合本研究數據具體分析表明：體育教師支持能夠正向預測高中生的體育鍛煉行為，當高中生獲得足夠多來自體育教師的支持時，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動負荷量的增加，有助于其充分感受鍛煉過程，在運動過程中發泄不良情緒、克服困難，從而產生較強的滿足感。也就是說，當高中生感受到較多來自體育教師的支持時，有助于其提升體育鍛煉行動力，而鍛煉行為的增加和體驗感的豐富有助于增強體育鍛煉的滿意感，這與楊尚劍從社會支持角度對青少年體育鍛煉滿意感的研究結果基本相同[15]。綜上所述可以發現高中生在獲得體育教師支持后，體育鍛煉量會得到增加，鍛煉量的增加使高中生有更多機會在運動中體驗幸福感、獲得感，并增進滿意感。

2.主觀鍛煉體驗的中介作用

研究發現，主觀鍛煉體驗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生積極的主觀鍛煉體驗感，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[16]。有機整合理論[17]認為基本的心理需要是個體參與活動的重要來源，外界環境能夠激發個體產生具體行為，如體育教師支持能夠激起高中生展開體育鍛煉。結合本研究數據可以發現，體育教師支持作為學生參與體育鍛煉的重要外在刺激，能夠通過學習支持、情感支持來滿足學生在參與體育鍛煉的基本心理需要，給予學生更加踏實穩定的運動心態，可以一定程度上抵御運動過程中的不安和焦慮。同時，體育教師與學生共同參與體育鍛煉能夠大幅提升學生在體育鍛煉過程中的心理體驗，使學生整體的主觀鍛煉體驗都達到一個較高的水平。因此，可以發現體育教師支持對高中生主觀鍛煉體驗的提升是相對內隱的，是學生長期感受支持后逐漸構建出的一種意識形態，這種意識形態能加強個體對體育鍛煉的認知和對鍛煉體驗的敏感度，而主觀體驗感的迅速感知對學生體育鍛煉滿意感的影響就顯得更加簡單直接。基于此，研究認為體育教師支持能夠有效提升高中生的主觀鍛煉體驗，進而促進高中生參與體育鍛煉的滿意感，有助于其產生鍛煉興趣并形成終身進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的鏈式中介作用

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后，體育教師支持對體育鍛煉滿意感的影響系數下降，且預測作用不顯著;同時，檢驗結果顯示體育鍛煉行為與主觀鍛煉體驗的鏈式中介作用成立。這提示我們，體育教師的支持激發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生有更多機會去感受到完成動作技能和實現運動目標的喜悅與樂趣，同時也有更多的機會感受到積極的情緒體驗，這對增強高中生的運動興趣，提高體育鍛煉的滿意感具有重要意義。綜上所述，鏈式中介作用充分證明了體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗是體育教師支持提高高中生體育鍛煉滿意感的關鍵橋梁。此研究結果也使我們更加清晰和準確地認識到體育教師支持對高中生體育鍛煉滿意感影響的內部機制，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律。

體育教師支持、體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗和體育鍛煉滿意感四個變量兩兩之間顯著相關;當前高中生的體育鍛煉量明顯不足，小鍛煉量人數達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，中介效應占比為13.4%;主觀鍛煉體驗在體育教師支持與體育鍛煉滿意感之間起中介作用，中介效應占比為52.4%;且體育鍛煉行為、主觀鍛煉體驗在體育教師支持與體育鍛煉滿意感具有鏈式中介作用，中介效應占比為9.7%。研究結果證實了體育教師支持對體育鍛煉滿意感的影響及其作用機制，為推動體育教學發展和提高高中生體質健康提供了相應的理論和實證支持。

參考文獻

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

[2] 白慕天，王素珍，李偉，等.山東省16～18歲青少年體質健康狀況分析[J].現代預防醫學，2019，46（16）：2951-2954.

[3] 徐偉，姚蕾，藺新茂，等.學校體育改革與發展的制約因素——來自基層的調查[J].北京體育大學學報，2016，39（08）：74-80.

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

[5] 蔣志輝，趙呈領，李紅霞，等.在線學習者滿意度：教師支持行為與自我調節學習能力的同頻共振[J].開放教育研究，2018，24（04）：81-89.

[6] 梁潔.初中生生活事件、社會支持與學習成績的關系[J].中國健康心理學雜志，2018，26（01）：106-109.

[7] 王燕.初中生主觀幸福感與社會支持關系研究[J].內蒙古師范大學學報：教育科學版，2012，25（06）：71-74.

[8] 陳為民.體育鍛煉對大學生主觀鍛煉體驗的實證研究[J].福建教育學院學報，2009，10（06）：76-79.

[9] 朱樂青，董寶林.主觀體驗、承諾與鍛煉堅持性：一個雙性化與未分化的個案[J].南京體育學院學報：社會科學版，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的相關性[J].中國老年學雜志，2018，38（03）：737-739.

[11] 林加彬，柴嬌.體育項目偏愛對體育鍛煉行為的影響：體育學習興趣的中介作用[J].西安體育學院學報，2019，36（05）：631-636.

[12] 吳洲陽，毛志雄，郭璐.鍛煉堅持認知決策模型的拓展——積極情緒體驗的增值貢獻[J].天津體育學院學報，2016，31（01）：77-81.

[13] 袁貴勇，張美玲.中學生體育鍛煉對自我效能感自尊主觀幸福感的影響[J].中國學校衛生，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.社會支持、自我效能與青少年體育鍛煉滿意度的關系[J].

武漢體育學院學報，2016，50（02）：90-94.

[16] 項明強.促進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建[J].體育科學，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，東北大學體育部，碩士生;梁青（1965-），女，遼寧開原人，東北大學體育部，教授，碩士生導師。]

【責任編輯 劉永慶】