韓貝寧 馬婧宇 梁青

摘? ? 要：采用問卷調(diào)查法對438名中學生進行了調(diào)查。結(jié)果：1）抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生運動成就目標、樣本中學生運動成就目標對其體育鍛煉滿意感，均具有顯著的正向影響作用（p<0.01）。2）樣本中學生的運動成就目標在抽樣中學體育教師服務型領導行為與樣本中學生的體育鍛煉滿意感之間的中介作用成立，中介效應占比為72.22%。3）抽樣中學體育教師服務型領導行為與樣本中學生體育鍛煉主觀體驗對樣本中學生的運動成就目標及其體育鍛煉滿意感的負向影響作用均顯著（p<0.05）。結(jié)論：1）抽樣中學體育教師服務型領導行為、樣本中學生的體育鍛煉主觀體驗、樣本中學生的運動成就目標與其體育鍛煉滿意感均具有顯著正相關性。2）抽樣中學體育教師服務型領導行為可以直接正向影響樣本中學生的體育鍛煉滿意感，也可以通過樣本中學生的運動成就目標對其體育鍛煉滿意感起間接影響作用。3）抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生的體育鍛煉滿意感的直接作用及對樣本中學生的運動成就目標的影響作用均受樣本中學生體育鍛煉主觀體驗的調(diào)節(jié)。

關鍵詞：體育教師;服務型領導行為;中學生;體育鍛煉滿意感

中圖分類號：G 804.8? ? ? ? ? 學科代碼：040303? ? ? ? ? ?文獻標識碼：A

Abstract：A questionnaire survey was conducted among 438 middle school students. Results： 1） the service-oriented leadership behavior of P.E. teachers in the sample middle school had a significant positive effect on the sports achievement goal of the sample middle school students， and the sports achievement goal of the sample middle school students had a significant positive effect on their satisfaction of physical exercise （p < 0.01）. 2） The mediating effect between the service-oriented leadership behavior of P.E. teachers and the satisfaction of physical exercise of the sample middle school students was established， and the mediating effect accounted for 72.22%. 3）The product of the service-oriented leadership behavior of the physical education teachers and the subjective experience of the physical exercise of the sample middle school students had significant negative effects on the sports achievement goal and satisfaction of the physical exercise of the sample middle school students （p< 0.05）. Conclusions： 1） there is a significant positive correlation between the service-oriented leadership behavior of physical education teachers， the subjective experience of physical exercise and the sports achievement goal of the sample middle school students. 2） The service-oriented leadership behavior of P.E. teachers in sample middle schools can directly and positively affect the satisfaction of physical exercise of middle school students， and it can also indirectly affect the satisfaction of physical exercise through the goal of sports achievement. 3） The direct effect of service-oriented leadership behavior of P.E. teachers in sample middle schools on their satisfaction with physical exercise and their influence on their achievement goals are all moderated by their subjective experience of physical exercise.

Keywords：physical education teacher; service-oriented leadership behavior; middle school students; physical exercise satisfaction

1? ?問題的提出

近幾十年來，我國中學生面臨著新的課業(yè)壓力，隨之而來的一系列體質(zhì)健康問題有所凸顯。例如，有研究發(fā)現(xiàn)，在1991—2010年的20年間我國中小學生的肺活量水平、速度素質(zhì)、爆發(fā)力素質(zhì)、耐力素質(zhì)、力量素質(zhì)總體上均有下降趨勢，肥胖檢出率和視力不良檢出率則呈上升趨勢[1];2014年我國中學生中的男生體質(zhì)健康及格率仍然持續(xù)下降， 但女生及格率表現(xiàn)出上升趨勢[2];2017年我國城市中小學生的超重肥胖檢出率為23.4%[3]，而2018年山東省16～18歲青少年體質(zhì)健康總體水平雖然優(yōu)于2014年學生體質(zhì)健康全國水平， 但整體有下降趨勢[4]。在此背景下，我國中小學體育在提高中小學生體質(zhì)健康水平上被寄予厚望，有研究者認為，最能直接地有效改變當前我國中小學體育課存在的問題的突破口就是體育教師[5]。本研究試圖以中學體育教師服務型領導行為為切入點，探討其與中學生體育鍛煉滿意感的相關關系（本文中“體育鍛煉”泛指中學生在體育課和體育課外的所有體育活動），以及中學體育教師服務型領導行為對中學生體育鍛煉滿意感的作用機制，為中學體育教師教學方式變革和激發(fā)中學生體育鍛煉興趣提供思路。

1.1? 服務型領導行為與滿意感的相關性

目前，服務型領導行為與員工工作滿意度方面的研究已較為普遍，Washington[6]的研究證實了服務型領導行為能夠顯著正向影響員工的工作滿意度。還有學者研究發(fā)現(xiàn)[7-9]，服務型領導行為與員工的工作滿意度、團隊創(chuàng)新行為及組織行為等方面均存在顯著正相關關系，且服務型領導行為能夠通過多種中介變量影響員工的工作滿意度[10]。該方面的理論逐步延展到了教育領域，出現(xiàn)了與學生學習滿意度相關的研究，主要包括：師生互動滿意度[11]、教學方法滿意度[12-13]和教學質(zhì)量滿意度[14]等，而僅有個別學者從學生對體育教育專業(yè)課程[15]和體育教育質(zhì)量[16]的滿意度進行了研究?；谝陨?，“服務型領導行為”所體現(xiàn)的內(nèi)涵與教師職業(yè)素養(yǎng)存在一定的契合度，因此，本研究從中學體育教師服務型領導行為的角度探討中學生體育鍛煉滿意感的形成機制，并提出研究假設1：中學體育教師服務型領導行為可以正向影響中學生體育鍛煉的滿意感（H1）。

1.2? 運動成就目標的中介作用

成就目標理論是指個體完成某一成就行為的目的，是社會認知理論在學習動機研究中的一種體現(xiàn)[17]。已有研究認為，服務型領導會影響下屬模仿其態(tài)度和行為[6]，即當學習者感知到學習內(nèi)容的價值時，學習者會從中得到更多的鼓勵并更加努力地投入到學習中，從而產(chǎn)生更高的成就目標;且一旦學習者認為已經(jīng)實現(xiàn)了有利于自身發(fā)展的學習目標，將更有可能對學習感到滿意，間接體現(xiàn)了服務型領導能夠正向影響個體的成就目標。還有研究表明，教師的相關行為會顯著影響學生對學習的滿意度及對成就目標的感知[18]，且成就目標對生活滿意度[19]、學習投入[20]及學業(yè)成就[21]均有正向影響作用。綜上所述，筆者認為，成就目標是指個體在受外界影響后產(chǎn)生驅(qū)動自身追求成功的一種潛在動力，而這種動力在促進自身獲得成功后會使個體產(chǎn)生極大的滿足感。結(jié)合本研究，運動成就目標是個體從感知成功到付諸行動再到獲得成功的一個中介因素，因此，以運動成就目標為中介變量，有助于揭示中學體育教師服務型領導行為影響中學生體育鍛煉滿意感的機制?；谝陨?，提出研究假設2：中學體育教師服務型領導行為可能會通過運動成就目標的中介作用對中學生體育鍛煉滿意感產(chǎn)生間接影響（H2）。

1.3? 體育鍛煉主觀體驗的調(diào)節(jié)作用

體育鍛煉主觀體驗是個體在進行體育鍛煉后的印象和感受，是體育鍛煉者參與體育鍛煉后對自身能量消耗、積極情緒或消極情緒等方面的主觀評價[22]。體育鍛煉積極的主觀體驗能夠內(nèi)化為促進個體反復進行體育鍛煉的內(nèi)在動機，并能夠促進個體堅持參與體育鍛煉;而體育鍛煉消極的主觀體驗則會使個體出現(xiàn)排斥和抵觸體育鍛煉的心理，會負向影響個體堅持參與體育鍛煉[23]。情緒記憶理論認為，個體的情緒記憶是由記憶系統(tǒng)中的過去經(jīng)驗（圖式水平、知覺水平）與情緒共同構(gòu)成的，這種情緒記憶有助于個體對自身外部世界產(chǎn)生新的認知，并可能指導其行為[24]，這從側(cè)面體現(xiàn)出體育鍛煉主觀體驗會對個體的體育鍛煉認知和行為產(chǎn)生影響。同時，體育鍛煉主觀體驗可提升個體參與體育運動的知覺流暢性與行為效能感，促使個體通過參與體育運動來維持滿足感和獲得感;且研究證實了體育鍛煉主觀體驗是影響個體體育鍛煉行為的重要調(diào)節(jié)變量，有助于個體感知體育鍛煉對自我價值實現(xiàn)的功效，促進其保持穩(wěn)定、自覺和規(guī)律的體育鍛煉行為[25]。社會學習理論認為，由具體情境引發(fā)的情緒體驗能影響個體行為決策、行為表達與行為知覺，結(jié)合本研究來看，個體在體育鍛煉過程中產(chǎn)生的主觀體驗可能會有效調(diào)節(jié)其體育鍛煉行為及體育鍛煉滿意感[25-26]。因此，在研究中引入體育鍛煉主觀體驗這一調(diào)節(jié)變量，有助于揭示中學體育教師服務型領導行為對中學生體育鍛煉滿意感影響機制的個體差異?；谝陨?，本研究提出研究假設3：體育鍛煉主觀體驗可能在中學體育教師服務型領導行為與中學生體育鍛煉滿意感及其運動成就目標的相互關系中起調(diào)節(jié)作用，即中學體育教師服務型領導行為對中學生體育鍛煉滿意感的直接效應及運動成就目標的中介效應均會受中學生體育鍛煉主觀體驗的調(diào)節(jié)（H3）。

綜上可見，中學生處在身體生長發(fā)育的關鍵階段，但目前面臨著新的升學壓力，在此背景下針對中學生體育鍛煉行為和體育鍛煉心理進行研究顯得尤為重要。從中學體育教師服務型領導行為角度對中學生體育鍛煉進行實證研究相對較少，但上述研究表明，教師服務型領導行為能夠有效促進學生學習滿意感的提升，且體育鍛煉滿意感可能存在其他的影響因素。因此，為進一步明確中學生體育鍛煉滿意感的形成機制，本研究構(gòu)建了一個有調(diào)節(jié)作用的中介變量模型（如圖1所示），從多因素角度既分析行為因素（體育教師服務型領導行為）的直接影響，也分析認知因素（運動成就目標）和感知因素（體育鍛煉主觀體驗）對中學生體育鍛煉滿意感的中介作用及調(diào)節(jié)作用。本研究結(jié)合管理學、心理學和教育學相關理論對抽樣中學體育教師服務型領導行為與抽樣中學生的體育鍛煉滿意感的相互關系及其作用機制進行探討，重點分析抽樣中學生運動成就目標在兩者之間的中介作用及抽樣中學生體育鍛煉主觀體驗的調(diào)節(jié)作用。以此探究抽樣中學體育教師服務型領導行為是如何影響樣本中學生體育鍛煉滿意感的。這不僅有助于深入了解樣本中學生體育鍛煉滿意感的影響機制，而且對引導樣本中學體育教師如何通過教學改革提高樣本中學生體育鍛煉滿意感具有一定的理論指導意義。

2? ?研究對象與研究方法

2.1? 研究對象

采用整群抽樣法，在所調(diào)查中學的抽樣班級班主任的輔助下，對抽樣中學生發(fā)放調(diào)查問卷，共發(fā)放500份問卷，回收有效問卷438份，有效率為87.6%。其中：男生為198人（占比約為45.21%），女生為240人（占比約為54.79%）;初中一年級學生為44人（占比約為10.05%），初中二年級學生為208人（占比約為47.49%），高中一年級學生為93人（占比為21.23%），高中二年級學生為93人（占比約為21.23%）;調(diào)查對象年齡為12～18歲，平均年齡為（14.39±1.35）歲。

2.2? 研究方法

2.2.1? 服務型領導行為量表

高中華 等[27]通過驗證性因子分析了服務型領導行為量表的原始量表中各個概念之間的區(qū)分效度，分析結(jié)果顯示，四因子模型與其他幾個模型相比，四因子模型的擬合指數(shù)最佳（Χ2/df為2.36，SRMR=0.06，RMSEA=0.07，CFI=0.88，NNFI=0.86），這表明服務型領導行為與其他變量具有良好的區(qū)分效度。在信度檢驗方面，克朗巴赫（α）值為0.71，說明該量表信度較好。本研究依據(jù)該量表進行了適當調(diào)整，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”，所有題項得分相加，分數(shù)越高表示樣本中學生對其體育教師服務型領導行為滿意度越高。

2.2.2? 體育鍛煉主觀體驗量表

體育鍛煉主觀體驗量表共包括3個維度：積極、消極和疲勞，共計12個條目，Mcauley等[28]通過探索性因子分析對該量表進行效度檢驗，檢驗結(jié)果顯示，3個維度的因子載荷分布范圍分別在0.69～0.83、0.55～0.85和0.67～0.87;通過維度間的相關性檢驗發(fā)現(xiàn)，積極維度與消極維度（r=-0.52）及疲勞維度（r=-0.13）呈負相關，消極維度與疲勞維度呈正相關（r=0.38），這表明該量表效度較好。在信度檢驗方面，3個維度的克朗巴赫（α）值分別為0.86、0.85和0.88，這表明該量表信度良好。此外，程韻楓 等[29]在研究中對調(diào)整后的體育鍛煉主觀體驗量表進行了效度檢驗，探索性因子分析顯示KMO=0.899，Bartlett球形檢驗（Chi-Square=

10 711.395，df=28，p<0.001），累計貢獻率為80.046%;驗證性因子分析的結(jié)果顯示（Χ2/df=2.462，SRMR=0.023 9，RMSEA=0.076，CFI=0.982，NNFI=0.974，IFI=0.982），這說明調(diào)整后的量表具有較好的效度。在信度檢驗方面，克朗巴赫（α）值為0.921，分半信度為0.712，說明調(diào)整后的量表信度良好。本研究借鑒程韻楓 等[29]在研究中調(diào)整后的體育鍛煉主觀體驗量表，即選取該量表的積極維度指標與消極維度指標，并將消極維度指標反向計分，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”，所有條目得分相加，分數(shù)越高說明中學生體育鍛煉主觀體驗滿意感越高。

2.2.3? 運動成就目標量表

運動成就目標量表包括3個維度：任務目標、自我關聯(lián)目標和他人關聯(lián)目標，共計9個條目。姒剛彥 等[30]運用探索性因子分析對此量表的結(jié)構(gòu)效度進行檢驗，檢驗結(jié)果顯示，3個維度的因子載荷分布范圍分別在0.557～0.721、0.543～0.756和0.435～0.768;通過3個維度的相關性檢驗發(fā)現(xiàn)，他人關聯(lián)目標與任務目標（r=-0.014）及自我關聯(lián)目標（r=0.015）相關性極低，但任務目標與自我關聯(lián)目標顯著相關（r=-0.345）。此外，通過運用教練員定性評價與運動員問卷得分結(jié)合的方式進行效度檢驗，結(jié)果表明，教練員的評價與運動員問卷得分較為一致，說明該量表具有較好的效度。在信度檢驗方面，通過重測法對各維度的信度進行檢驗，結(jié)果顯示，任務目標、自我關聯(lián)目標和他人關聯(lián)目標3個維度的相關系數(shù)分別為0.964、0.858和0.869，這表明該量表信度良好。在本研究中，采用李克特5級評分法，所有題目得分相加，分數(shù)越高說明運動成就目標越高。

2.2.4? 體育鍛煉滿意感量表

訓練與比賽滿意感量表共包括6個題目，其中第5個題目反向計分[31]。同時，有關效度方面的研究[32]表明，訓練與比賽滿意感與一般生活滿意感顯著相關（r=0.39），說明兩者是既有聯(lián)系又有區(qū)別的不同概念。訓練及比賽滿意感與個人自尊（r=0.25）、集體自尊（r=0.50）及教練支持（r=0.27）顯著相關，這些相關方面均為該量表的效度提供了支持。在信度檢驗方面，克朗巴赫（α）值為0.75，這說明該量表的信度較好。在本研究中，對該量表進行了適當調(diào)整，例如，將“訓練比賽”調(diào)整為“體育鍛煉”，采用李克特5級評分法，得分相加分數(shù)越高代表樣本中學生對體育鍛煉滿意感水平越高。

2.3? 統(tǒng)計學方法

采用SPSS 22.0對相關數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，運用AMOS 22.0進行驗證性因子分析，輔以SPSS插件PROCESS對模型進行中介效應與調(diào)節(jié)效應檢驗。

3? ?結(jié)果與分析

3.1? 問卷的信效度分析

3.1.1? 信度分析

運用AMOS 22.0進行驗證性因子分析發(fā)現(xiàn)，服務型領導行為量表中FWX7與體育鍛煉滿意感量表中MYG5、MYG6的標準化因子負荷量小于0.5，因此，予以刪除。剩余題目標準化因子負荷量均符合Hair等[33]研究中大于0.5的建議。本研究中，內(nèi)部一致性檢驗使用組合信度（以下簡稱“CR”）更具有可靠性，由表1可知，本研究中的中學體育教師服務型領導行為、體育鍛煉主觀體驗、運動成就目標和體育鍛煉滿意感的CR值分別為0.890、0.875、0.939、0.913，均在0.9左右，這表明內(nèi)部一致性較高。此外，內(nèi)部一致性檢驗還可通過克朗巴赫（α）值來進行檢驗，本次測得克朗巴赫（α）值分別為0.889、0.874、0.939、0.912，表明此次調(diào)查結(jié)果的可靠性較高。

3.1.2? 效度分析

由表1與表2可見，CR值分別為0.890、0.875、0.939、0.913，AVE分別為0.575、0.467、0.633、0.725，這說明本研究問卷的收斂效度較好。將AVE開根號后進行比較，結(jié)果顯示，AVE的平方根均大于相關系數(shù)，即AVE均大于相關系數(shù)的平方。因此，本次研究中的調(diào)查問卷具有較好的效度。

3.2? 共同方法偏差檢驗

由于研究采用的是自評式問卷，因此，存在共同方法偏差問題的可能。為了控制共同方法偏差，在指導語中明確本問卷為匿名填寫，同時在測試題項中設置反向計分并由抽樣班級的班主任配合完成問卷的填寫和收集。首先，采用Harman單因子檢驗，將包括服務型領導行為、運動成就目標、體育鍛煉主觀體驗和體育鍛煉滿意感的全部題目得分統(tǒng)一進行探索性因子分析，計算出特征根值大于1的因子5個，解釋了67.62%的變異，第1個因子的解釋變異量為21.24%，遠小于40%的臨界值;隨后運用AMOS 22.0將所有題項建立在一個單因子模型上，結(jié)果顯示，Χ2/df=9.506，GFI=0.573，TLI=0.653，CFI=0.68，AGFI=0.502，NFI=0.656，IFI=0.681，RMSEA=0.14，綜合來看，本研究中不存在嚴重的共同方法偏差。

3.3? 各變量的平均數(shù)、標準差及相關關系分析

描述性統(tǒng)計及相關關系分析結(jié)果顯示（見表3），抽樣中學體育教師服務型領導行為、樣本中學生體育鍛煉主觀體驗及其運動成就目標與其體育鍛煉滿意感均具有顯著正相關關系，且4個變量兩兩之間均顯著正相關，4個變量之間的相關程度表明適合進一步做統(tǒng)計分析。此外，相關矩陣顯示性別、年級、年齡與多數(shù)變量均存在顯著相關，因此，在后續(xù)的數(shù)據(jù)分析中將性別、年級及年齡作為控制變量以排除其對研究結(jié)果的影響。

3.4? 運動成就目標的中介變量模型檢驗

運用Hayes編制的PROCESS插件，在控制樣本中學生的性別、年齡及年級的情況下，對樣本中學生體育教師服務型領導行為、樣本中學生運動成就目標與樣本中學生體育鍛煉滿意感之間的相互關系進行中介效應檢驗。結(jié)果表明（見表4），在無中介變量的情況下，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生體育鍛煉滿意感具有顯著的正向影響作用（B=0.483，t=12.280，p<0.01）。抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生運動成就目標具有顯著的正向影響作用（B=0.529，t=13.529，p<0.01），且樣本中學生運動成就目標對其體育鍛煉滿意感也具有顯著的正向影響作用（B=0.660，t=18.038，p<0.01）。在抽樣中學體育教師服務型領導行為與樣本中學生體育鍛煉滿意感之間加入中介變量后，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生體育鍛煉滿意感的正向影響依然顯著（B=0.134，t=3.784，p<0.01）。此外，運用Bootstrap進行中介作用檢驗，結(jié)果顯示（見表5），在直接效應方面，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生體育鍛煉滿意感的95%置信區(qū)間下限為0.029，上限為0.248，這表明抽樣中學體育教師服務型領導行為可以直接正向影響樣本中學生體育鍛煉滿意感，效應值為0.134，直接效應占比為27.78%。樣本中學生運動成就目標中介效應的95%置信區(qū)間下限為0.258，上限為0.445，這表明樣本中學生的運動成就目標在抽樣中學體育教師服務型領導行為與樣本中學生的體育鍛煉滿意感之間起中介作用，效應值為0.349，中介效應占比達72.22%。中介效應的成立表明抽樣中學體育教師服務型領導行為不僅可以直接影響樣本中學生的體育鍛煉滿意感，而且可以通過樣本中學生的運動成就目標間接影響其對體育鍛煉的滿意感。

3.5? 有調(diào)節(jié)作用的中介變量模型檢驗

運用PROCESS插件，在控制樣本中學生的性別、年齡及年級的情況下，對有調(diào)節(jié)作用的中介變量模型進行檢驗。結(jié)果顯示（見表6并如圖2所示），將樣本中學生的體育鍛煉主觀體驗加入中介變量模型后，抽樣中學體育教師服務型領導行為與樣本中學生體育鍛煉主觀體驗的乘積項對樣本中學生的運動成就目標及其體育鍛煉滿意感的負向影響作用均顯著（運動成就目標B=-0.099，t=-3.397，p<0.01;體育鍛煉滿意感B=-0.054，t=-2.121，p<0.05），這說明樣本中學生體育鍛煉主觀體驗不僅能夠在抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生體育鍛煉滿意感的直接影響中起調(diào)節(jié)作用，而且抽樣中學體育教師服務型領導行為對中介變量——抽樣中學生的運動成就目標的影響起調(diào)節(jié)作用。經(jīng)簡單斜率分析發(fā)現(xiàn)，在樣本中學生的運動成就目標方面（如圖3所示），從體育鍛煉主觀體驗得分較低（M-1SD）的樣本中學生來看，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生運動成就目標具有顯著的正向影響作用（simple slope=0.390，t=8.753，p<0.01），而從體育鍛煉主觀體驗得分較高（M+1SD）的樣本中學生來看，抽樣中學體育教師服務型領導行為雖然對其運動成就目標也具有顯著的正向影響作用，但相對較?。╯imple slope=0.194，t=3.683，p<0.01），這表明隨著樣本中學生體育鍛煉主觀體驗的提升，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生的運動成就目標的影響作用呈逐漸下降趨勢。在樣本中學生的體育鍛煉滿意感方面（如圖4所示），從體育鍛煉主觀體驗得分較低（M-1SD）的樣本中學生來看，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生體育鍛煉滿意感的正向影響作用顯著（simple slope=0.163，t=3.869，p<0.01）;而從體育鍛煉主觀體驗得分較高（M+1SD）的樣本中學生來看，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生體育鍛煉滿意感的正向影響作用并不顯著（simple slope=0.055，t=1.177，p>0.05），這說明隨著樣本中學生個體的體育鍛煉主觀體驗的增強，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生的體育鍛煉滿意感的影響作用呈逐漸減弱趨勢。此外，在樣本中學生的體育鍛煉主觀體驗得分分別為（M-1SD）、M和（M+1SD）的3個水平上，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生的體育鍛煉滿意感的直接效應值、運動成就目標的中介效應值見表7，由表7可知，隨著抽樣中學生體育鍛煉主觀體驗得分的增加，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生的體育鍛煉滿意感的直接作用及對樣本中學生的運動成就目標的影響作用在不斷減弱。

4? ?討論

結(jié)合相關理論，以樣本中學生的運動成就目標為中介變量、樣本中學生的體育鍛煉主觀體驗為調(diào)節(jié)變量，抽樣中學體育教師服務型領導行為及樣本中學生體育鍛煉滿意感分別為自變量和因變量，構(gòu)建起有調(diào)節(jié)作用的中介變量模型，不僅明確了抽樣中學體育教師服務型領導行為如何影響樣本中學生體育鍛煉滿意感（運動成就目標的中介作用），而且體現(xiàn)了在中介變量影響下抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生的體育鍛煉滿意感產(chǎn)生增強或減弱的作用（體育鍛煉主觀體驗的調(diào)節(jié)作用）。本研究結(jié)果對抽樣中學體育教師的教學創(chuàng)新提供了思路，對提高樣本中學生體育鍛煉滿意感具有一定的理論與實踐意義。

4.1? 運動成就目標的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，在樣本中學生的體育鍛煉中，抽樣中學體育教師服務型領導行為能夠直接影響樣本中學生的體育鍛煉滿意感，其直接效應占比為27.78%;樣本中學生的運動成就目標在抽樣中學體育教師服務型領導行為與樣本中學生體育鍛煉滿意感之間具有中介作用，中介效應占比達72.22%。這說明，抽樣中學體育教師的服務型領導行為不僅可以直接影響樣本中學生的體育鍛煉滿意感，還可以通過樣本中學生的運動成就目標對其體育鍛煉滿意感起間接影響作用。首先，抽樣中學生感受到抽樣中學體育教師服務型領導行為的影響程度越深，則其對體育鍛煉的滿意感就越強，這與于海波 等、鄧志華 等關于服務型領導行為提高員工工作滿意度的研究結(jié)果相一致[9，34]。其次，抽樣中學體育教師服務型領導行為也可以正向影響樣本中學生的運動成就目標，而在體育鍛煉過程中樣本中學生追求成績的欲望越強，就越容易引發(fā)其在體育鍛煉過程中較高水平的滿意感，這與管理學中“服務型領導行為能夠促使員工追求工作績效”[32]“服務型領導行為可以正向影響員工的敬業(yè)度”[35]“服務型領導行為可以正向影響員工的職業(yè)使命感，促使員工追求成功、自我成長與實現(xiàn)自我價值”[36]等研究結(jié)論較為一致。根據(jù)社會學習理論，服務型領導會影響其下屬對其工作態(tài)度及相關行為進行模仿，從而在工作中展現(xiàn)出類似的態(tài)度和行為。延伸到中學體育教學中而言，中學體育教師通過溝通交流與授權(quán)等行為能夠與中學生建立聯(lián)系，促使中學生在體育教師的示范作用影響下感知與學習體育教師的體育行為和體育價值觀，同時也有利于體育教師在課堂中傳授體育知識與運動技能?；诖耍P者認為，中學體育教師服務型領導行為是中學生獲得體育鍛煉滿意感的有效外在動力;且中學體育教師服務型領導行為有助于提升中學生對運動成績的追求，而目標成績的實現(xiàn)則是中學生獲得體育鍛煉滿意感的有效內(nèi)在動力。兩者都體現(xiàn)出當中學生個體受到自身外部影響或體育教師行為引導后所產(chǎn)生的追求成功的思想或行為，均具有激勵中學生個體通過體育鍛煉實現(xiàn)自我價值以獲得體育鍛煉滿意感的作用。因此，無論是抽樣中學體育教師的服務型領導行為直接作用于樣本中學生的體育鍛煉滿意感，還是通過樣本中學生的運動成就目標對其體育鍛煉滿意感產(chǎn)生影響，均可以有效激發(fā)樣本中學生參與體育鍛煉的興趣和提高參與體育鍛煉的頻率。

4.2? 體育鍛煉主觀體驗的調(diào)節(jié)作用

本研究結(jié)果顯示，樣本中學生體育鍛煉主觀體驗在抽樣中學體育教師服務型領導行為與樣本中學生的運動成就目標之間、在抽樣中學體育教師服務型領導行為與樣本中學生的體育鍛煉滿意感之間的調(diào)節(jié)效應均顯著，具體表現(xiàn)為：樣本中學生體育鍛煉主觀體驗得分增加，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生的運動成就目標及其體育鍛煉滿意感的影響作用減弱，即當樣本中學生面對同樣的體育教師服務型領導行為時，其運動成就目標與其體育鍛煉滿意感的感受是有差別的，這說明樣本中學生個體對體育鍛煉的情緒體驗和內(nèi)心感受是影響其運動成就目標與體育鍛煉滿意感的重要因素。這與已有的關于“體育鍛煉主觀體驗對體育鍛煉習慣起調(diào)節(jié)作用”[25]及“積極情緒體驗能夠顯著正向影響生活滿意度和幸福感”[37]的觀點一致。此外，積極心理學中的“認知-行為儲備”理論[38]認為，個體在經(jīng)歷某一事件后所產(chǎn)生的積極情緒體驗能夠擴展其認知儲備，且能夠不斷構(gòu)建促進個體發(fā)展的認知資源。同時，個體會通過對相關行為的模仿從而將其內(nèi)化，并在此基礎上形成自己對某一事件的看法，再通過自我感受來調(diào)控自身行為[39]。由上述理論可見，在進行體育知識與運動技能學習的過程中，中學生會依據(jù)自身以外的情緒體驗形成自己對體育鍛煉的觀點，因此，中學生在體育學習與鍛煉過程中產(chǎn)生的體驗感越強，就越能形成獨特的不易受外界干擾的體育價值觀，在此情況下，中學體育教師服務型領導行為對中學生的運動成就目標及其體育鍛煉滿意感的影響就會減弱。此外，運動成就目標與體育鍛煉滿意感是精神層面因素，而中學生的運動技能并不是對以上兩者產(chǎn)生影響的唯一因素，中學體育教師與中學生的溝通和賦予中學生體育鍛煉自主權(quán)等，以及中學體育教師的人格魅力和領導行為都能夠引起中學生的模仿，并可以有效提升中學生對體育鍛煉的認識水平，形成積極的體育價值觀，這均有助于促進中學生在體育鍛煉中產(chǎn)生積極的主觀情緒體驗，與此同時，積極的情緒體驗對個體成就感、滿意感的影響就更加直接[40-41]。這說明，中學生體育鍛煉主觀體驗增強同時伴隨中學體育教師服務型領導行為，這對中學生運動成就目標及其體育鍛煉滿意感的影響作用會增強。

自我決定理論認為，動機主要分為內(nèi)部動機與外部動機[42]。本研究認為，抽樣中學體育教師服務型領導行為中的鼓勵和關心樣本中學生等的行為可能成為激發(fā)中學生參與體育鍛煉的外部動機;而樣本中學生在體育鍛煉過程中感受到積極的情緒體驗可能成為激發(fā)其參與體育鍛煉的內(nèi)部動機。但需要明確的是，無論是來自抽樣中學體育教師鼓勵和關心的外部動機還是基于樣本中學生參與體育鍛煉獲得主觀體驗的內(nèi)部動機，兩者的本質(zhì)均是個體對主觀情緒的感知，而是否參與體育鍛煉的決定權(quán)則在于樣本中學生的自我決定。這從側(cè)面說明了樣本中學生參與體育鍛煉的主觀體驗越好，參與體育鍛煉的動機就越強，自主性與自我決策能力也越強，這與以往的研究觀點趨于一致[39]。本研究表明，樣本中學生體育鍛煉主觀體驗得分增加，樣本中學生在體育鍛煉層面的自我決定程度也增強，抽樣中學體育教師的服務型領導行為對樣本中學生的運動成就目標和體育鍛煉滿意感的影響則會逐步減弱。

4.3? 啟示

本研究中有調(diào)節(jié)作用的中介變量模型對抽樣中學體育教師的教學方式變革，以及提高樣本中學生體育鍛煉滿意感具有一定的啟示意義：1）加強抽樣中學體育課程建設是加強抽樣中學體育師資隊伍建設、促進抽樣中學體育教學改革及增強樣本中學生體育鍛煉滿意感的前提，有利于抽樣中學體育教師隊伍建設及體育課規(guī)范化建設。2）加強對抽樣中學體育教師的服務型領導行為的培訓，使其深刻理解“服務型領導行為”的內(nèi)涵，由此提高樣本中學生對體育鍛煉的滿意感，促進樣本中學生學習體育知識與運動技能的積極性。3）在抽樣中學體育課中，抽樣中學體育教師要充分尊重該校中學生在體育課中的主體地位，在體育課教學中適當調(diào)整教學方式，加強與樣本中學生的溝通交流，建立和諧的體育課堂氛圍。同時，要鼓勵樣本中學生積極參與體育課教學設計，給予其對體育課教學設計的主動權(quán)和決策權(quán)，以促進其在體育課及課外體育鍛煉中獲得身體體驗及心理體驗的滿足。此外，應引導抽樣中學體育教師參與相關學術(shù)交流活動，鼓勵抽樣中學體育教師學習最新的體育教學方法與體育教育理念，并促進其創(chuàng)新體育課教法。

在運動成就目標方面，抽樣中學體育教師應加強對中學生體育鍛煉行為及體育鍛煉意識的培養(yǎng)，引導樣本中學生感受及踐行中華體育精神，通過運動成就目標的設定，提高體育鍛煉滿意感，形成良好的體育鍛煉習慣。例如，在體育課教學過程中，抽樣中學體育教師可依據(jù)班級的人數(shù)、性別比例、年齡段、學生的興趣、心理特點及身體發(fā)育水平等針對全班學生適合參與的體育課進行教學設計，設定全班學生通過努力均可實現(xiàn)的教學目標。

在體育鍛煉主觀體驗方面，抽樣中學應充分重視該校中學生在進行體育鍛煉時的心理感受與主觀體驗。首先，提高該校中學生的運動技能，這是促進該校中學生積極參與體育鍛煉最直接的影響因素，而體育鍛煉積極的主觀體驗是該校中學生積極參與體育鍛煉的內(nèi)在動機。其次，要使該校中學生參與不同體育項目或感知不同體育課教學方法，基于此，選擇既能實現(xiàn)教學目標又能激發(fā)該校中學生體育鍛煉積極性的體育課教學方法。此外，基于增強樣本中學生心理素質(zhì)或開展某一項體育項目教學，對體育課教學內(nèi)容進行教學情境創(chuàng)設，以此提升該校中學生在體育課學習及體育鍛煉過程中的積極主觀體驗。

4.4? 局限

本研究通過有調(diào)節(jié)作用的中介變量模型初步揭示了抽樣中學體育教師服務型領導行為、樣本中學生的運動成就目標、樣本中學生的體育鍛煉主觀體驗與樣本中學生的體育鍛煉滿意感的作用機制，但仍有一些不足有待進一步改進。首先，相關數(shù)據(jù)的統(tǒng)計主要來自樣本中學生自評式問卷，可能會存在一定的方法負效應（例如：調(diào)查對象記憶偏差、調(diào)查對象對相關概念理解有誤等），下一步研究可通過多渠道收集相關數(shù)據(jù)（例如：向抽樣中學體育教師發(fā)放問卷、向樣本中學生家長發(fā)放問卷、向樣本中學生的同學發(fā)放問卷等）。其次，本研究選取的調(diào)查對象為中學生，且初中生居多，對中學體育教師服務型領導行為等變量的認知可能不夠全面，下一步可擴大樣本量或針對大學生進行調(diào)查研究。最后，由于本研究采用的是橫斷研究，只能得出抽樣中學體育教師服務型領導行為、樣本中學生體育鍛煉主觀體驗、樣本中學生運動成就目標及樣本中學生體育鍛煉滿意感的相互關系分析結(jié)果，不能對其進行因果推論，下一步可開展實驗研究或縱向研究。

5? ?結(jié)論

本研究構(gòu)建的有調(diào)節(jié)作用的中介變量模型從多角度揭示了抽樣中學體育教師服務型領導行為與樣本中學生體育鍛煉滿意感的相互作用機制。可以認為：1）抽樣中學體育教師服務型領導行為、樣本中學生的體育鍛煉主觀體驗、樣本中學生的運動成就目標均與其體育鍛煉滿意感具有顯著正相關性。2）抽樣中學體育教師服務型領導行為可以直接正向影響樣本中學生的體育鍛煉滿意感，也可以通過樣本中學生的運動成就目標對其體育鍛煉滿意感起間接影響作用。3）抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生的體育鍛煉滿意感的直接作用及對樣本中學生的運動成就目標的影響作用均受樣本中學生體育鍛煉主觀體驗的調(diào)節(jié)影響，主要表現(xiàn)為樣本中學生的體育鍛煉主觀體驗得分增加，抽樣中學體育教師服務型領導行為對樣本中學生的運動成就目標及樣本中學生的體育鍛煉滿意感的影響作用則減弱。基于此，樣本中學體育教師要結(jié)合服務型領導行為、樣本中學生的運動成就目標及樣本中學生的體育鍛煉主觀體驗對樣本中學生的體育鍛煉滿意感的作用機制，進一步提高樣本中學生的體育鍛煉滿意感。

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