焦琳艷
(吉林體育學(xué)院研究生處,吉林 長春 130022)
最近二十年,有關(guān)初中生體育學(xué)習(xí)態(tài)度通過一般自我效能感、體育學(xué)習(xí)興趣間接影響體育課滿意度的研究文獻(xiàn)并不多,本研究在參閱相關(guān)研究基礎(chǔ)上,基于耗散結(jié)構(gòu)理論視角進(jìn)行研究,教師教學(xué)要想取得良好成效,就必須改革傳統(tǒng)的、狹隘的、封閉的教學(xué)模式,更新教師自我的教學(xué)觀念,優(yōu)化教學(xué)結(jié)構(gòu)機(jī)制,形成具有生機(jī)活力且開放有序的教學(xué)系統(tǒng),這正是形成耗散結(jié)構(gòu)的過程。對體育學(xué)習(xí)態(tài)度、一般自我效能感、體育學(xué)習(xí)興趣和體育課滿意度四個量表進(jìn)行查找及整理,采用對觀察變量的定量分析來反映潛在變量,從而提出研究假設(shè),驗證體育學(xué)習(xí)態(tài)度是否通過一般自我效能感或體育學(xué)習(xí)興趣對體育課滿意度具有正向影響,驗證體育學(xué)習(xí)態(tài)度與體育課滿意度是否受中介效應(yīng)一般自我效能感或體育學(xué)習(xí)興趣的影響,期望研究結(jié)果能給中學(xué)體育教師的理論研究與實踐教學(xué)提供一些有益的幫助。
王宏江(2016)[1]采用文獻(xiàn)資料、問卷調(diào)查、數(shù)理統(tǒng)計等研究方法,探討中學(xué)生體育課學(xué)習(xí)滿意度與學(xué)習(xí)態(tài)度間的關(guān)系,以四川、重慶兩地15所中學(xué)的學(xué)生為調(diào)查對象,運用探索性與驗證性因素相結(jié)合的方法建立結(jié)構(gòu)方程模型,量表條目設(shè)置參閱了相關(guān)學(xué)者的研究設(shè)計,分別為體育課滿意度(教學(xué)能力、場地器材、教學(xué)安全、體育政策、課堂氛圍)和學(xué)習(xí)態(tài)度(運動認(rèn)識、運動情感、運動行為)。歐國富(2010)[2]、林哲群(2012)[3]、賴怡婷(2013)[4]分別從學(xué)生不同的學(xué)習(xí)階段對體育態(tài)度和學(xué)習(xí)滿意度之間的相關(guān)性進(jìn)行了研究,結(jié)果都顯示體育態(tài)度和學(xué)習(xí)滿意度之間呈現(xiàn)出顯著差異,并且都是正向的,表明體育態(tài)度越好,學(xué)生的學(xué)習(xí)滿意度越佳。體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的相關(guān)研究數(shù)量上是不勝枚舉的,且態(tài)度作為學(xué)生內(nèi)在情緒的表達(dá)對滿意度這一心理衡量起到正向的影響,這樣的直接影響是沒有中介效應(yīng)的,本研究將一般自我效能感和體育學(xué)習(xí)興趣作為體育學(xué)習(xí)態(tài)度和體育課滿意度兩者間的中介效應(yīng),運用耗散結(jié)構(gòu)理論,做出理論假設(shè),并驗證其之間的假設(shè)是否成立,提出本研究的研究假設(shè):
H1:體育學(xué)習(xí)態(tài)度正向影響體育課滿意度。
楊愛林(2016)[5]的研究表明學(xué)生體育學(xué)習(xí)興趣和體育學(xué)習(xí)態(tài)度呈現(xiàn)弱化發(fā)展,對體育學(xué)習(xí)興趣和體育學(xué)習(xí)態(tài)度兩者之間的關(guān)系并沒有探討,而是認(rèn)為兩者是并駕齊驅(qū)的關(guān)系。潘治賢、孫明興(2005)[6]僅對所收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行簡單處理,分析了體育鍛煉的現(xiàn)狀,包含體育態(tài)度、興趣和動機(jī)三個方面,并沒有更深入一步地分析它們?nèi)咧g的關(guān)系。陳玲麗、劉文(2012)[7]從學(xué)習(xí)態(tài)度和學(xué)業(yè)自我效能感出發(fā)對學(xué)習(xí)倦怠問題進(jìn)行討論,結(jié)果顯示學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)自我效能感是影響學(xué)習(xí)倦怠的因素,且是負(fù)相關(guān),學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)業(yè)自我效能感在一定程度上具有相關(guān)性。吳彩榮(2011)[8]的研究結(jié)果表明自我效能感與鍛煉態(tài)度、鍛煉行為在統(tǒng)計意義上具有顯著性差異,三者之間是相互促進(jìn)的關(guān)系,并且相互之間有一定的預(yù)測度,這對本研究的進(jìn)行提供了支持。
綜上所述,各個學(xué)習(xí)階段的學(xué)生的體育態(tài)度對其一般自我效能感和體育學(xué)習(xí)興趣的影響效果是不同的,但是并沒有針對體育學(xué)習(xí)態(tài)度對一般自我效能感和體育學(xué)習(xí)興趣的直接影響,也忽略了中小學(xué)時期才是學(xué)生形成真正體育意識的關(guān)鍵時期,學(xué)生對待體育課的態(tài)度,是否影響其內(nèi)部的一般自我效能感或是影響其對體育學(xué)習(xí)興趣是值得進(jìn)一步研究的,因為外部影響多數(shù)是一時的,而內(nèi)部的影響才是穩(wěn)定的、可持續(xù)的。
成媛、趙靜(2015)[9]的研究表明,中學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)滿意度產(chǎn)生顯著的正影響,并且學(xué)習(xí)態(tài)度在學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)滿意度之間起著部分中介作用。此研究雖然并不是針對自我效能感對體育課滿意度這一層面的研究,但是同屬于心理層面的內(nèi)部影響關(guān)系研究,因此具有可參考價值。Su,Xiaoxia等(2016)[10]依據(jù)自我效能框架內(nèi)的社會自我效能感和身體活動自我效能感,認(rèn)為:社會自我效能和體力活動的自我效能明顯應(yīng)有所區(qū)別,然而,這兩種結(jié)構(gòu)具有很強(qiáng)的正相關(guān)性。綜上所述,自我效能感是自我的評估,估計自我也是對自己的評判,而對以往研究分析所得,自我效能感對學(xué)習(xí)滿意度或?qū)W校滿意度產(chǎn)生正向影響,依此為據(jù),對自我效能感對體育課滿意度的影響提出假設(shè):
H2:一般自我效能感中介了體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的影響。
H2a:學(xué)生體育學(xué)習(xí)態(tài)度正向影響學(xué)生個人的一般自我效能感。
H2b:學(xué)生個人的一般自我效能感正向影響其體育課滿意度。
趙啟全(2015)[11]對河南職業(yè)技術(shù)學(xué)院等6所高職院校的564名女大學(xué)生采用問卷調(diào)查方式對其進(jìn)行體育課滿意度的因子分析,影響女生體育課滿意度的主因子包括教學(xué)管理、教法內(nèi)容、教師能力、課堂氛圍、師德水平等,結(jié)果發(fā)現(xiàn),女生對體育課的滿意度總體上不高,反映出女生對體育課教學(xué)的預(yù)期期望較高。項明強(qiáng)(2013)[12]以自我決定理論為依據(jù),驗證了自我決定理論中3種先天的心理需要——自主性、關(guān)系與能力得到滿足時內(nèi)在動機(jī)最有可能發(fā)生。該結(jié)論也能很好解釋體育課堂教學(xué)中,與教師的講解、示范環(huán)節(jié)相比,學(xué)生們對自由活動的環(huán)節(jié)更感興趣。實質(zhì)上,隨著社會傳播媒介的發(fā)展,社區(qū)體育的完善,學(xué)校教學(xué)以外的因素對體育學(xué)習(xí)興趣的影響正在逐步增強(qiáng),而該領(lǐng)域的研究相對滯后。Chen,Senlin等(2014)[13]調(diào)查了美國一個城區(qū)的6所小學(xué)293名高年級學(xué)生(三、四、五年級),使用描述性統(tǒng)計和多元回歸模型的數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析。結(jié)果顯示,期望信念和感知勘探需求,呈正相關(guān)關(guān)系,學(xué)生的積極探索和期望的信念,成功的體育活動對休閑時間體力活動參與的影響有限。上述學(xué)者的研究只是考慮到外部因素,而忽略了學(xué)生內(nèi)在思想的作用,也忽視了學(xué)生系統(tǒng)內(nèi)部應(yīng)有的活力的作用,自我效能感和體育學(xué)習(xí)興趣都是學(xué)生內(nèi)部的情緒感受和行為偏好的體現(xiàn),提升一個學(xué)生內(nèi)在的自我意識層面的內(nèi)容,帶動影響其對體育課滿意度,當(dāng)整個學(xué)生系統(tǒng)同處于開放性、遠(yuǎn)離平衡態(tài)時,學(xué)生系統(tǒng)內(nèi)部的漲落機(jī)制將形成,促發(fā)學(xué)生系統(tǒng)自組織局面的發(fā)生,但是當(dāng)前研究在理論指導(dǎo)這一方面還是有待完善的。根據(jù)上述研究提出本研究的研究假設(shè):
H3:體育學(xué)習(xí)興趣中介了體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的影響。
H3a:學(xué)生體育學(xué)習(xí)態(tài)度正向影響學(xué)生體育學(xué)習(xí)興趣。
H3b:學(xué)生體育學(xué)習(xí)興趣正向影響其體育課滿意度。
圖1 本研究模型
研究對象為一般自我效能感或體育學(xué)習(xí)興趣是否能夠中介體育學(xué)習(xí)態(tài)度對中學(xué)生體育課滿意度的影響。
2.2.1 文獻(xiàn)資料法
查閱有關(guān)心理學(xué)方面和自組織方面的書籍和文獻(xiàn),了解和熟悉體育學(xué)習(xí)態(tài)度、一般自我效能感、體育學(xué)習(xí)興趣、體育課滿意度和自組織理論的資料,為本研究的順利開展提供理論支持。
2.2.2 問卷調(diào)查法
查閱有關(guān)資料,對研究范圍內(nèi)所需要的成熟量表進(jìn)行搜集,本研究主要將4個量表作為參考,分別為:顧海勇編制的《大學(xué)生體育學(xué)習(xí)興趣水平評價量表》、王才康修訂的《一般自我效能感量表(GSES)》、王宏江和羅炯編制的《中學(xué)生體育課學(xué)習(xí)態(tài)度量表》和《中學(xué)生體育課滿意度量表》,這些量表均在不同地區(qū)進(jìn)行過大規(guī)模的發(fā)放,且具有代表性。但是在做成熟量表引用之前,還是需要分析這些量表中存在的遺漏,根據(jù)SEM模型的使用要求,對其適當(dāng)補(bǔ)充,促使量表更加完善。
2.2.3 數(shù)理統(tǒng)計法
本研究運用SPSS22.0及AMOS23.0軟件對所收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析,以描述性統(tǒng)計呈現(xiàn)調(diào)查對象的人口統(tǒng)計基本信息結(jié)果,以Cronbach α系數(shù)來檢測問卷的信度,以驗證性因子分析檢驗?zāi)P偷慕Y(jié)構(gòu)效度,以AVE法檢驗區(qū)別效度,使用偏差校正的百分位 Bootstrap法中的點估計直接對中介效應(yīng)進(jìn)行驗證。
2.2.4 系統(tǒng)分析法
系統(tǒng)分析方法是指把要解決的問題作為一個系統(tǒng),對系統(tǒng)要素進(jìn)行綜合分析,找出解決問題的可行方案的咨詢方法。本研究擬采用自組織理論中的耗散結(jié)構(gòu)理論來解決學(xué)生系統(tǒng)當(dāng)前存在的問題,基于理論針對當(dāng)前的現(xiàn)狀進(jìn)行由內(nèi)而外的原因探索,并據(jù)此提出可參考建議。
本研究所使用的問卷分為兩大部分,第一部分為人口統(tǒng)計變量,主要調(diào)查學(xué)生所屬的學(xué)校,學(xué)生的性別和所在年級,該生是否為體育特長生;第二部分為調(diào)查量表,包含四個一級潛在變量:(1)體育學(xué)習(xí)態(tài)度;(2)一般自我效能感;(3)體育學(xué)習(xí)興趣;(4)體育課滿意度。四個一級潛在變量中有三個包含二級潛在變量,體育學(xué)習(xí)態(tài)度由運動認(rèn)識、運動情感、運動行為三個維度構(gòu)成;體育學(xué)習(xí)興趣由體育學(xué)習(xí)積極興趣、技能學(xué)習(xí)、課余活動和體育關(guān)注度四個維度構(gòu)成;體育課滿意度為教學(xué)能力、場地器材、教學(xué)安全、體育政策和課堂氛圍五個維度構(gòu)成。需要對一般自我效能感這個一級潛在變量做一個說明,一般自我效能感量表為4點李克特量表,由于本研究的調(diào)查對象為中學(xué)生,為提高問卷答題質(zhì)量,故此在量表尺度選擇上均采用李克特五點尺度,“非常同意”記為“5”,“非常不同意”記為“1”,數(shù)值越接近5表明感受認(rèn)同程度越高,數(shù)值越接近1表明感受認(rèn)同程度越低。為測試學(xué)生答題的專注度,題項中38題為反向題,數(shù)據(jù)分析時將會對其進(jìn)行反向計算。
3.2.1 調(diào)查對象與抽樣方法
采用分層隨機(jī)抽樣的方法,根據(jù)學(xué)校承辦單位的不同,抽取河南省商丘市永城市公立學(xué)校兩所、私立學(xué)校一所作為調(diào)查地,分別為:永城市實驗中學(xué)、永城市實驗中學(xué)分校和志義中學(xué)。采取當(dāng)場發(fā)放填答并回收的方式收集樣本數(shù)據(jù)。問卷發(fā)放時間為2017年12月25日——2018年1月12日,發(fā)放問卷800份,回收789份,剔除未填寫完整和隨意填寫的無效問卷122份,得到有效問卷667份,問卷回收有效率為84.54%。
3.2.2 調(diào)查對象的描述性統(tǒng)計
對回收到的667份有效調(diào)查問卷加以整理,利用統(tǒng)計軟件SPSS23.0對數(shù)據(jù)進(jìn)一步分析,通過描述性統(tǒng)計將樣本基本情況做統(tǒng)計整理,具體情況如表4所示,所調(diào)查的三所學(xué)校:永城市實驗中學(xué)234份,永城市實驗中學(xué)分校194份,志義中學(xué)239份;年級分類中:七年級235份,八年級203份,九年級229份;男生與女生的比例為316:351;667名學(xué)生中,體育特長生為117人,非體育特長生為550人。
3.3.1 量表效度分析
為檢驗量表的結(jié)構(gòu)效度,需要檢驗KMO值的大小,大于0.9最佳,若KMO值小于0.5時,則說明量表不適合做因子分析。本研究的KMO值為0.967,其余二級潛在變量維度的KMO值均在0.7以上,說明本研究量表檢驗效果較好,適合做因子分析。Bartlett球形檢驗中,總量表和二級潛在變量維度的顯著性值均為0.000,故此認(rèn)為總量表和二級潛在變量維度的觀測變量間存在顯著的相關(guān)性。
采用AVE法對正式量表進(jìn)行區(qū)別效度分析,每個構(gòu)面的AVE大于相關(guān)系數(shù)的平方,則說明構(gòu)面之間具有區(qū)別效度。利用SPSS23.0軟件計算各維度之間的相關(guān)系數(shù),具體如表1所示。由于表格所限,TD1代表體育學(xué)習(xí)態(tài)度中的運動認(rèn)識,TD2代表體育學(xué)習(xí)態(tài)度中的運動情感,TD3代表體育學(xué)習(xí)態(tài)度中的運動行為,一般自我效能感由XN代表,XQ1、XQ2、XQ3、XQ4分別代表體育學(xué)習(xí)興趣中的體育學(xué)習(xí)積極興趣、技能學(xué)習(xí)、課余活動、體育關(guān)注度,體育課滿意度中的教學(xué)能力、場地器材、教學(xué)安全、體育政策、課堂氛圍分別由MY1、MY2、MY3、MY4、MY5所代表。通過計算可得知,各維度的AVE值均大于各維度之間的相關(guān)系數(shù),也就是標(biāo)準(zhǔn)化相關(guān)的平方,故此,本研究所使用的量表各維度之間具有區(qū)別效度。
表1 AVE區(qū)別效度分析
3.3.2 正式量表的信度分析
效度檢驗之后,要繼續(xù)進(jìn)行的是總量表與量表各維度的信度檢驗,采用克隆巴赫 Alpha信度系數(shù)對收集到的數(shù)據(jù)做處理,從整體到各二級潛在變量維度均進(jìn)行內(nèi)部一致性檢驗,由于38題為達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)要求,刪除Q38題,總量表67個題項的克隆巴赫 Alpha信度系數(shù)為0.975,各二級潛在變量維度的信度檢驗值在0.8以上,總體各維度的α系數(shù)均大于判斷標(biāo)準(zhǔn)指0.5,說明正式量表數(shù)據(jù)整體內(nèi)部一致性較高,量表的穩(wěn)定性較好,整體信度良好(見表2)。
表2 正式量表各構(gòu)面信度摘要表
利用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗二因子中介模型,首先需要理解中介(mediation)的概念及應(yīng)用,中介是一種方法學(xué)概念,主要被用在社會科學(xué)的研究中。如果自變量X通過某一變量M對因變量Y產(chǎn)生一定影響,則稱M在X和Y之間起中介作用或M為X和Y的中介變量。[14]中介效應(yīng)分析的目的是為了判斷自變量X和因變量Y之間的關(guān)系是部分或是全部歸因于中介變量M(Baron & Kenny[15],1986;Mackinnon[16],2008;Yuan & Mackinnon[17],2009)。準(zhǔn)確對中介效應(yīng)進(jìn)行分析,可以促進(jìn)研究者正確理解自變量和因變量之間的關(guān)系,也可以對于關(guān)系構(gòu)成的機(jī)制深入探析,下文中將利用中介效應(yīng)分析二因子中介模型中作為中介變量的一般自我效能感和體育學(xué)習(xí)興趣。
對研究假設(shè)的內(nèi)容進(jìn)行驗證,全部的有效樣本均被帶入結(jié)構(gòu)方程模型中,采取SEM中常用的最大似然估計法(ML)對模型中的路徑假設(shè)一一驗證,全部有效樣本的SEM路徑估計結(jié)果如圖2所示。Hans Baumgartner[18](1996)指出模型的擬合指數(shù)受到自身復(fù)雜度、估計參數(shù)的量以及自由度的影響,不應(yīng)該為了追求數(shù)據(jù)顯示出的更高擬合指數(shù),對模型進(jìn)行隨意的修正,正確的做法是,結(jié)合理論和適當(dāng)?shù)倪m度情況來檢定模型,綜合指定的擬合指數(shù)做檢定。本研究的假設(shè)模型χ2值為5329.458(p=0.000),由于本研究的樣本量為667,屬于大樣本,而χ2值對樣本大小很明顯,故此,在這種情況下,本研究各維度的χ2值均符合標(biāo)準(zhǔn),整體模型的χ2值也是可接受的。GFI、AGFI、CFI均接近適配臨界標(biāo)準(zhǔn)值0.9,RMSEA=0.048<0.08符合擬合標(biāo)準(zhǔn)。本研究整體模型適配度良好。
根據(jù)圖2顯示的數(shù)據(jù),體育學(xué)習(xí)態(tài)度對一般自我效能感在1%顯著性水平下,自變量對因變量的影響是顯著的,驗證了研究假設(shè)H2a:學(xué)生體育學(xué)習(xí)態(tài)度正向影響學(xué)生個人的一般自我效能感。體育學(xué)習(xí)態(tài)度促進(jìn)自我認(rèn)同感增強(qiáng),也就是增加了學(xué)生一般自我效能感的表現(xiàn),提升學(xué)生的自信心,體育學(xué)習(xí)態(tài)度正向影響一般自我效能感,兩者之間是同向增長的關(guān)系。一般自我效能感對體育課滿意度在1%顯著性水平下,自變量對因變量的影響是顯著的,但是與研究假設(shè)H2b不同,一般自我效能感對體育課滿意度的影響是反向的,與研究假設(shè)H2b:學(xué)生個人的一般自我效能感正向影響其體育課滿意度是不同的。一般自我效能感的強(qiáng)弱是學(xué)生自信心強(qiáng)弱的表現(xiàn),一般自我效能感強(qiáng)的學(xué)生對于體育課的要求會更高,更加能夠辨別體育課是否符合自身的體育鍛煉需求;一般自我效能感弱的學(xué)生,不善于表現(xiàn)自我,對于體育課這種展現(xiàn)自我的課程并不是特別愛好,會認(rèn)為體育課程的設(shè)置難度低更符合自身,并沒有更多的課程期望。
本研究的研究模型為一個二因子中介模型,一般自我效能感作為其中的一個中介因子,在研究假設(shè)中H2:一般自我效能感中介了體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的影響。根據(jù)圖2顯示的數(shù)據(jù),在1%顯著性水平下,體育學(xué)習(xí)態(tài)度顯著正向影響一般自我效能感,并且體育學(xué)習(xí)態(tài)度顯著正向影響體育課滿意度,驗證一般自我效能感的中介效應(yīng),中介效應(yīng)為-0.0408(0.68*-0.06),體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的總效應(yīng)為0.1892(-0.0408+0.23),H2:一般自我效能感中介了體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的影響得到驗證。
圖2 全部樣本SEM路徑估計結(jié)果
根據(jù)圖2顯示的數(shù)據(jù),體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育學(xué)習(xí)興趣在1%顯著性水平下,自變量對因變量的影響是顯著的,驗證了研究假設(shè)H3a:學(xué)生體育學(xué)習(xí)態(tài)度正向影響學(xué)生體育學(xué)習(xí)興趣。體育學(xué)習(xí)態(tài)度與體育學(xué)習(xí)興趣兩者之間存在遞進(jìn)關(guān)系,體育學(xué)習(xí)態(tài)度是認(rèn)識事物的前階段,從最初的運動認(rèn)識——產(chǎn)生運動情感——付諸運動行為,在運動行為付諸之后,開始有體育學(xué)習(xí)興趣的產(chǎn)生,包括積極興趣,進(jìn)一步的體育項目技能學(xué)習(xí),利用課余時間參與體育活動,學(xué)生自身由于產(chǎn)生了體育學(xué)習(xí)興趣,依此會提升對于體育的關(guān)注度,學(xué)生體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育學(xué)習(xí)興趣的影響是學(xué)生自我體育意識從萌芽到發(fā)展的過程。體育學(xué)習(xí)興趣對體育課滿意度在1%顯著性水平下,自變量對因變量的影響是顯著的,驗證了研究假設(shè)H3b:學(xué)生體育學(xué)習(xí)興趣正向影響其體育課滿意度。學(xué)生對體育產(chǎn)生興趣,興趣便會引導(dǎo)學(xué)生將更多的精力與時間自愿地投入到他自己喜歡的體育項目中去,學(xué)生對于體育課的滿意度,取決于教師的教學(xué)能力、場地器材的便捷度及數(shù)量、教學(xué)環(huán)境的安全程度、體育政策給予學(xué)校體育更多的空間和切實的幫助、課堂氛圍的融洽與否,學(xué)生在對體育產(chǎn)生興趣的時候,進(jìn)行體育投入最直接的場所就是體育課,對體育課也抱有更多的期望值,體育學(xué)習(xí)興趣濃厚的學(xué)生對體育課的需求更高,教師若要滿足學(xué)生體育需求,就要提高學(xué)生對體育課滿意度,學(xué)生體育學(xué)習(xí)興趣的萌芽能夠?qū)W(xué)生自身感受到的體育課滿意度產(chǎn)生影響。
本研究是二因子中介模型,一般自我效能感是其中的一個中介因子,而另一個中介因子是體育學(xué)習(xí)興趣,在研究假設(shè)中H3:體育學(xué)習(xí)興趣中介了體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的影響。在1%顯著性水平下,體育學(xué)習(xí)態(tài)度顯著正向影響體育學(xué)習(xí)興趣,并且體育學(xué)習(xí)態(tài)度顯著正向影響體育課滿意度,驗證體育學(xué)習(xí)興趣的中介效應(yīng),中介效應(yīng)為0.5185(0.85*0.61),體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的總效應(yīng)為0.7485(0.5185+0.23),H3:體育學(xué)習(xí)興趣中介了體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的影響得到驗證。
運用AMOS數(shù)據(jù)分析軟件中的Bootstrap重復(fù)抽樣法和系數(shù)相乘法進(jìn)行中介效果檢驗,表3中的結(jié)果顯示體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的非標(biāo)準(zhǔn)化總效果點估計值是0.946,標(biāo)準(zhǔn)差為0.126,Z值是7.508,與1.96標(biāo)準(zhǔn)相比較,7.508>1.96,說明總效應(yīng)顯著;通過間接效果看中介效果是否存在,間接效果非標(biāo)準(zhǔn)化間接點估計值為0.719,標(biāo)準(zhǔn)誤值為0.163,若非標(biāo)準(zhǔn)化間接點估計值/標(biāo)準(zhǔn)誤<1.96間接效果不存在;若非標(biāo)準(zhǔn)化間接點估計值/標(biāo)準(zhǔn)誤>1.96間接效果存在,本研究非標(biāo)準(zhǔn)化間接點估計值/標(biāo)準(zhǔn)誤=4.411>1.96,故此通過間接效果檢驗中介效果存在;通過直接效果看中介為完全中介還是部分中介,直接效果非標(biāo)準(zhǔn)化直接點估計值為0.348,標(biāo)準(zhǔn)誤值為0.188,若非標(biāo)準(zhǔn)化直接點估計值/標(biāo)準(zhǔn)誤<1.96,則為完全中介;若非標(biāo)準(zhǔn)化直接點估計值/標(biāo)準(zhǔn)誤>1.96,則為部分中介,本研究非標(biāo)準(zhǔn)化直接點估計值/標(biāo)準(zhǔn)誤=1.851<1.96,故此通過直接效果檢驗中介為完全中介。綜合上述總效果、間接效果、直接效果的結(jié)果,本研究的模型屬于完全中介效應(yīng)的結(jié)構(gòu)方程模型,也就是說體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的影響完全是因為體育學(xué)習(xí)態(tài)度促進(jìn)了一般自我效能感或體育學(xué)習(xí)興趣的提高,進(jìn)而對體育課滿意度產(chǎn)生正向影響。
表3 中介效果檢驗一覽表
本研究基于河南省商丘市下轄永城市三所中學(xué)學(xué)生體育課滿意度的調(diào)查數(shù)據(jù),通過建立結(jié)構(gòu)方程模型分析體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的影響路徑,表明體育學(xué)習(xí)興趣對體育課滿意度有積極的正向影響,其影響路徑是通過提高學(xué)生一般自我效能感和體育學(xué)習(xí)興趣。一般自我效能感和體育學(xué)習(xí)興趣在體育學(xué)習(xí)態(tài)度和體育課滿意度之間扮演著完全中介的角色。結(jié)合耗散結(jié)構(gòu)理論理解,一般自我效能感和體育學(xué)習(xí)興趣中介了體育學(xué)習(xí)態(tài)度對體育課滿意度的影響,一般自我效能感和體育學(xué)生興趣都是影響學(xué)生個體的內(nèi)在驅(qū)動力,當(dāng)前的體育課堂是一種穩(wěn)定的狀態(tài),處于穩(wěn)定狀態(tài)課堂里的學(xué)生,自身就會處于平衡穩(wěn)定的狀態(tài),課堂并不能調(diào)動他(她)的內(nèi)在驅(qū)動力,即個人活力及創(chuàng)造性,缺乏外在環(huán)境或運動參量的影響,就無法促使?jié)q落的發(fā)生,遠(yuǎn)離平衡態(tài),脫離線性聯(lián)系,只有積極去觸發(fā)學(xué)生內(nèi)在驅(qū)動力和個人活力,使學(xué)生個人成為系統(tǒng)演化過程中的有效序參量,加之外部環(huán)境的刺激,共同激發(fā)學(xué)生內(nèi)在驅(qū)動力和活力,特別是中學(xué)生正是處于身心發(fā)展的不穩(wěn)定時期,更需要體育教師的耐心引導(dǎo)與重視,將學(xué)生的需求和個人感受作為課堂教學(xué)的落腳點,確認(rèn)學(xué)生的主體位置,促進(jìn)體育課堂自組織局面的形成。
綜合實際的數(shù)據(jù)調(diào)查結(jié)果,基于自組織理論中的耗散結(jié)構(gòu)理論,應(yīng)重視學(xué)生一般自我效能感的提升以及體育學(xué)習(xí)興趣的培養(yǎng)與提高,根據(jù)這兩條中介影響路徑給出形成自組織條件的相關(guān)建議:
1)對于一般自我效能感的提升,教師可從三方面著手:首先,教師自我的“表露”與“掩飾”。教師既要表露自己,又要掩飾自我,掩飾自我就是將自我的真實想法和情感隱藏起來或用作偽裝的形式表露出來,目的是為了不讓他人知道自己的真實狀況和情感。教師要善于表露和掩飾,與學(xué)生形成互相表露的友好關(guān)系,滿足學(xué)生的歸屬需要。其次,教師與學(xué)生相處時的“平等”與“差距”。教師與學(xué)生的差距,是年齡、學(xué)識還有經(jīng)歷的差距,正是這種差距才使教師成為學(xué)生的引路人,在融洽的師生關(guān)系中,這種差距可以很好地促使教師對學(xué)生進(jìn)行教育和幫助,讓學(xué)生在客觀差距和主觀平等的環(huán)境中健康成長,形成自我的正確的人生觀、世界觀和價值觀。最后,教師對待學(xué)生時的“公平”與“偏愛”。公平與偏愛不需要教師自身去做選擇,而是要能夠表現(xiàn)公平的偏愛和具有偏愛的公平,給予基礎(chǔ)稍差一些,又很想完成一個體育動作的學(xué)生一點偏愛,這種偏愛是鼓勵的語言,不厭其煩的指導(dǎo)等。
2)對于學(xué)生體育學(xué)習(xí)興趣的培養(yǎng)與提高,教師應(yīng)從三方面展開對學(xué)生體育學(xué)生學(xué)習(xí)興趣的培養(yǎng)與提高:首先,體育教師對學(xué)生的體育學(xué)習(xí)興趣的引導(dǎo)和重視,應(yīng)結(jié)合教師本人的實際情況,對于教師教學(xué)能力的提高,教師在教學(xué)過程改變自身因素。其次,教學(xué)內(nèi)容的具體性相較于體育教學(xué)中其他任何的方面,更加有助于清晰性和生動性的真實展現(xiàn),是興趣的基礎(chǔ)。最后,口頭陳述的準(zhǔn)確性及肢體動作的清晰度。
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