体育教师支持对高中生体育锻炼满意感的影响

韩贝宁?梁青

摘 要 采用问卷调查法，对262名高中生进行调查，旨在明确体育教师支持对高中生体育锻炼满意感的作用机制。结果表明：体育教师支持、体育锻炼行为、主观锻炼体验和体育锻炼满意感四个变量两两之间显著相关;当前高中生的体育锻炼量不足，小锻炼量人数达62.7%。体育锻炼行为、主观锻炼体验在体育教师支持与体育锻炼满意感间的中介作用均成立，效应占比分别为13.4%和52.4%;体育锻炼行为与主观锻炼体验的链式中介作用成立，中介效应占比为9.7%。

关键词 体育教师支持 高中生 体育锻炼满意感

青少年体质健康一直是教育领域关注的重要内容之一，近些年的研究发现青少年体质健康情况依然不容乐观，身体素质发育整体处于下降趋

势[1-2]。目前体育课堂在巨大升学压力面前对高中生体质健康的影响效果并不显著，通过实地调查发现：仍有部分基层学校存在体育课上课不规范、体育课堂开展难、场地器材设施差、专职体育教师不足等问题[3];其次，体育课程本身对学生没有较强的吸引力，课程内容相对枯燥，导致学生出现反感体育课的情绪，体育锻炼的满意度严重下降[4]，这是造成高中生体质健康问题的重要原因之一。当前有关满意度的研究多见于生活、工作和消费等方面，体育与健康层面的满意度研究较少，针对高中生体育锻炼满意感的研究更是凤毛麟角。且已有研究指出教师支持与学生的学业满意度显著相关[5]，中学生的受支持程度与学习成绩[6]和主观幸福感[7]具有显著相关。此外，体育锻炼行为能够显著影响主观锻炼体验[8]，而积极的主观锻炼体验也能够显著影响体育锻炼坚持性[9]和幸福感[10]。因此本研究从体育教师支持的角度探究高中生体育锻炼满意感的影响机制，同时引入体育锻炼行为与主观锻炼体验两个中介变量，探寻促进高中生体育锻炼满意感的更多可能。

一、研究对象与方法

1.研究对象

本研究选取河南省三所高中，采用整群抽样法，在班主任的支持下进行问卷调查。共发放300份问卷，回收有效问卷262份，有效率为87.33%。

2.研究方法

（1）体育教师支持问卷

体育教师支持问卷参考欧阳丹的教师支持量表，并依据学生反馈体育教师在课堂中的教学行为和体育课堂教学的特点进行编制，该问卷共包含学习支持、锻炼支持和情感支持三方面6个条目。采用李克特5级评分法，以1-5分分别对应从“完全不同意”到“完全同意”，为方便统计将得分划分为三个等级，≤14分为低支持，15～23分之间为中等支持，≥25分为高支持。验证性因子分析显示X2/df=2.393，GFI=0.982，NFI=0.987，IFI=0.992，TLI=0.980，CFI=0.992，RMSEA=0.073，各项拟合指数良好，说明问卷聚合效度良好。该问卷的克朗巴赫α系数为0.909。

（2）体育锻炼等级问卷

借鉴前人经验[11]，体育锻炼行为的量化采用梁德清编制的《体育锻炼等级量表》，该量表主要从身体锻炼强度、频率和一次锻炼时间三个层面考察身体锻炼量，并以此来界定身体锻炼的大、中、小级别。身体锻炼量得分=强度×（时间-1）×频率，采用李克特5级评分法，以1～5记分，≤19分为小锻炼量，20～42分为中等锻炼量，≥43分为大锻炼量。该问卷的克朗巴赫α系数为0.673。

（3）主观锻炼体验问卷

采用MCAULEY编制的主觀锻炼体验量表，通过借鉴前人经验[12]，选取该量表的积极和消极两维度，共8个条目，并将消极维度反向计分，即分数越高主观锻炼体验感越好。采用李克特5级评分法，以1～5分分别对应从“完全不同意”到“完全同意”，为方便统计将得分划分为三个等级，≤19分为低积极体验感，20～30分之间为中等积极体验感，≥31分为高积极体验感。验证性因子分析显示X2/df=5.59，GFI=0.929，NFI=0.916，IFI=0.930，TLI=0.895，CFI=0.929，RMSEA=0.087，各项拟合指数较好，说明问卷聚合效度较好。该问卷的克朗巴赫α系数为0.865。

（4）体育锻炼满意感问卷

借鉴张力为等人编制的训练比赛满意感量表，该量表共6个条目，其中第5条目反向计分，6条目得分相加累计分数越高证明满意感越好。采用李克特5级评分法，以1～5分分别对应从“完全不同意”到“完全同意”，为方便统计将得分划分为三个等级，≤14分为低满意感，15～23分之间为中等满意感，≥25分为高满意感。验证性因子分析显示X2/df=4.49，GFI=0.948，NFI=0.953，IFI=0.963，TLI=0.938，CFI=0.962，RMSEA=0.078，各项拟合指数良好，说明问卷聚合效度良好。该问卷的克朗巴赫α系数为0.832。

3.统计方法

采用SPSS22对数据进行统计分析，并辅以SPSS插件PROCESS对模型进行中介效应检验。

二、研究结果

1.共同方法偏差检验

采用Harman单因子检验，将问卷的全部题目统一纳入进行探索性因子分析，计算出特征值大于1的因子7个，解释了73.59%的变异，第一个因子的解释变异量为16.21%，远小于40%的临界值，因此本研究中不存在严重的共同方法偏差。

2.高中生体育教师支持、体育锻炼行为、主观锻炼体验与体育锻炼满意感现状

依据本研究划分各个变量的分数区间，发现高中生的体育教师支持程度得分（M=23.28，SD=5.83）处于中等偏上水平，体育锻炼满意感得分（M=21.86，SD=5.16）处于中等水平，主观锻炼体验得分（M=32.19，SD=6.39）处于高水平，但是体育锻炼行为得分（M=18.84，SD=19.12）却处于小锻炼量水平，这一定程度上反映了当前高中生体育锻炼量的不足，小运动量的学生占62.7%，这与前人的研究结果较为一致[13]。其次，也从侧面体现出了高中生体育锻炼的满意感不仅仅取决于体育运动量的大小，也可能受到支持程度、主观情绪体验等方面的影响，这为研究假设提供了初步的判断。

3.各变量间的相关分析

依据表1可知，只有体育锻炼行为的平均数略小于标准差，是因为体育锻炼行为是经过较为特殊的公式“强度×（时间-1）×频率”计算生成的变量，会导致数据的分布形态不够集中，前人关于该量表的研究数据也存在类似的结果[14]，因此该数据是可以接受的。从表1可以看出体育教师支持、体育锻炼行为和主观锻炼体验对体育锻炼满意感均具有显著的正相关，且四个变量两两之间均存在显著正相关。

4.中介模型检验

运用SPSS的PROCESS插件，选取模型6，在控制性别、年龄和年级的情况下对体育锻炼行为和主观锻炼体验的中介效应进行检验。如表2所示，在无中介变量的情况下，体育教师支持对体育锻炼满意感的正向预测作用显著（B=0.281，t=4.656，P<0.01）。体育教师支持对体育锻炼行为（B=0.270，t=4.519，P<0.01）和主观锻炼体验（B=0.247，t=4.066，P<0.01）均具有显著的正向预测作用，且体育锻炼行为对主观锻炼体验也具有显著的正向预测（B=0.168，t=2.749，P<0.01）。当在体育教师支持与体育锻炼满意感间放入两中介变量体育锻炼行为、主观锻炼体验后，体育教师支持对体育锻炼满意感的预测作用不再显著（B=0.069，t=1.354，P>0.05），但体育锻炼行为（B=0.141，t=2.814，P<0.01）和主观锻炼体验（B=0.597，t=11.766，P<0.01）均对体育锻炼满意感有显著的正向预测作用。

运用Bootstrap进行中介路径检验，结果显示（表3），“F1→F2→F4”路径的95%置信区间未包含0，表明体育锻炼行为在体育教师支持与体育锻炼满意感间起中介作用，效应值为0.038，中介效应占比为13.4%。“F1→F3→F4”路径的95%置信区间未包含0，表明主观锻炼体验在体育教师支持与体育锻炼满意感间起中介作用，效应值为0.147，中介效应占比为52.4%。“F1→F2→F3→F4”路径的95%置信区间未包含0，表明体育锻炼行为与主观锻炼体验的链式中介成立，效应值为0.027，中介效应占比为9.7%。直接效应方面，体育教师支持对体育锻炼满意感的95%置信区间下限为-0.036，上限为0.171，该区间包含0，表明在加入中介变量后体育教师支持对体育锻炼满意感的直接效果不成立。

三、讨论与分析

1.体育锻炼行为的中介作用

中介效应检验显示，体育锻炼行为在体育教师支持与体育锻炼满意感之间具有中介作用。结合本研究数据具体分析表明：体育教师支持能够正向预测高中生的体育锻炼行为，当高中生获得足够多来自体育教师的支持时，就越愿意投入到体育锻炼中。其次，体育锻炼行为也能够显著正向预测体育锻炼满意感，这可以理解为高中生体育锻炼行为和运动负荷量的增加，有助于其充分感受锻炼过程，在运动过程中发泄不良情绪、克服困难，从而产生较强的满足感。也就是说，当高中生感受到较多来自体育教师的支持时，有助于其提升体育锻炼行动力，而锻炼行为的增加和体验感的丰富有助于增强体育锻炼的满意感，这与杨尚剑从社会支持角度对青少年体育锻炼满意感的研究结果基本相同[15]。综上所述可以发现高中生在获得体育教师支持后，体育锻炼量会得到增加，锻炼量的增加使高中生有更多機会在运动中体验幸福感、获得感，并增进满意感。

2.主观锻炼体验的中介作用

研究发现，主观锻炼体验在体育教师支持与体育锻炼满意感之间起中介作用。证明高中生获得的体育教师支持越多越能够产生积极的主观锻炼体验感，越有助于提升其体育锻炼满意感，这从不同角度证明了前人的观点[16]。有机整合理论[17]认为基本的心理需要是个体参与活动的重要来源，外界环境能够激发个体产生具体行为，如体育教师支持能够激起高中生展开体育锻炼。结合本研究数据可以发现，体育教师支持作为学生参与体育锻炼的重要外在刺激，能够通过学习支持、情感支持来满足学生在参与体育锻炼的基本心理需要，给予学生更加踏实稳定的运动心态，可以一定程度上抵御运动过程中的不安和焦虑。同时，体育教师与学生共同参与体育锻炼能够大幅提升学生在体育锻炼过程中的心理体验，使学生整体的主观锻炼体验都达到一个较高的水平。因此，可以发现体育教师支持对高中生主观锻炼体验的提升是相对内隐的，是学生长期感受支持后逐渐构建出的一种意识形态，这种意识形态能加强个体对体育锻炼的认知和对锻炼体验的敏感度，而主观体验感的迅速感知对学生体育锻炼满意感的影响就显得更加简单直接。基于此，研究认为体育教师支持能够有效提升高中生的主观锻炼体验，进而促进高中生参与体育锻炼的满意感，有助于其产生锻炼兴趣并形成终身进行体育锻炼的意识和行为。

3.体育锻炼行为与主观锻炼体验的链式中介作用

体育教师支持对体育锻炼满意感的直接正向影响作用显著，但加入中介变量体育锻炼行为与主观锻炼体验后，体育教师支持对体育锻炼满意感的影响系数下降，且预测作用不显著;同时，检验结果显示体育锻炼行为与主观锻炼体验的链式中介作用成立。这提示我们，体育教师的支持激发了高中生参与体育锻炼的心理需求和体育锻炼行为，锻炼行为的增加也使学生有更多机会去感受到完成动作技能和实现运动目标的喜悦与乐趣，同时也有更多的机会感受到积极的情绪体验，这对增强高中生的运动兴趣，提高体育锻炼的满意感具有重要意义。综上所述，链式中介作用充分证明了体育锻炼行为、主观锻炼体验是体育教师支持提高高中生体育锻炼满意感的关键桥梁。此研究结果也使我们更加清晰和准确地认识到体育教师支持对高中生体育锻炼满意感影响的内部机制，有助于我们从多重角度揭示高中生体育锻炼满意感的提升规律。

体育教师支持、体育锻炼行为、主观锻炼体验和体育锻炼满意感四个变量两两之间显著相关;当前高中生的体育锻炼量明显不足，小锻炼量人数达62.7%。体育锻炼行为在体育教师支持与体育锻炼满意感之间起中介作用，中介效应占比为13.4%;主观锻炼体验在体育教师支持与体育锻炼满意感之间起中介作用，中介效应占比为52.4%;且体育锻炼行为、主观锻炼体验在体育教师支持与体育锻炼满意感具有链式中介作用，中介效应占比为9.7%。研究结果证实了体育教师支持对体育锻炼满意感的影响及其作用机制，为推动体育教学发展和提高高中生体质健康提供了相应的理论和实证支持。

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[作者：韩贝宁（1997-），男，河南许昌人，东北大学体育部，硕士生;梁青（1965-），女，辽宁开原人，东北大學体育部，教授，硕士生导师。]

【责任编辑 刘永庆】