基于耗散結(jié)構(gòu)理論中學(xué)生體育課滿意度影響路徑研究
——一般自我效能感和體育學(xué)習(xí)興趣的中介作用

焦琳艷

(吉林體育學(xué)院研究生處，吉林 長(zhǎng)春 130022)

最近二十年，有關(guān)初中生體育學(xué)習(xí)態(tài)度通過(guò)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(kāi)放有序的教學(xué)系統(tǒng)，這正是形成耗散結(jié)構(gòu)的過(guò)程。對(duì)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(gè)量表進(jìn)行查找及整理，采用對(duì)觀察變量的定量分析來(lái)反映潛在變量，從而提出研究假設(shè)，驗(yàn)證體育學(xué)習(xí)態(tài)度是否通過(guò)一般自我效能感或體育學(xué)習(xí)興趣對(duì)體育課滿意度具有正向影響，驗(yàn)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(shí)踐教學(xué)提供一些有益的幫助。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 體育學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)體育課滿意度的相關(guān)研究

王宏江(2016)[1]采用文獻(xiàn)資料、問(wèn)卷調(diào)查、數(shù)理統(tǒng)計(jì)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(duì)象，運(yùn)用探索性與驗(yàn)證性因素相結(jié)合的方法建立結(jié)構(gòu)方程模型，量表?xiàng)l目設(shè)置參閱了相關(guān)學(xué)者的研究設(shè)計(jì)，分別為體育課滿意度(教學(xué)能力、場(chǎng)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(yùn)動(dòng)認(rèn)識(shí)、運(yùn)動(dòng)情感、運(yùn)動(dòng)行為)。歐國(guó)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(duì)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(duì)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(duì)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(méi)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(yùn)用耗散結(jié)構(gòu)理論，做出理論假設(shè)，并驗(yàn)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。

1.2 體育學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)一般自我效能感或體育學(xué)習(xí)興趣的相關(guān)研究

楊愛(ài)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(duì)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(méi)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(duì)所收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)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(dòng)機(jī)三個(gè)方面，并沒(méi)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(duì)學(xué)習(xí)倦怠問(wèn)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(jì)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(cè)度，這對(duì)本研究的進(jìn)行提供了支持。

綜上所述，各個(gè)學(xué)習(xí)階段的學(xué)生的體育態(tài)度對(duì)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(méi)有針對(duì)體育學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)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(shí)期才是學(xué)生形成真正體育意識(shí)的關(guān)鍵時(shí)期，學(xué)生對(duì)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(duì)體育學(xué)習(xí)興趣是值得進(jìn)一步研究的，因?yàn)橥獠坑绊懚鄶?shù)是一時(shí)的，而內(nèi)部的影響才是穩(wěn)定的、可持續(xù)的。

1.3 一般自我效能感和體育學(xué)習(xí)興趣對(duì)體育課滿意度的相關(guān)研究

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(duì)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(duì)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(duì)自我效能感對(duì)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(jià)值。Su，Xiaoxia等(2016)[10]依據(jù)自我效能框架內(nèi)的社會(huì)自我效能感和身體活動(dòng)自我效能感，認(rèn)為：社會(huì)自我效能和體力活動(dòng)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(píng)估，估計(jì)自我也是對(duì)自己的評(píng)判，而對(duì)以往研究分析所得，自我效能感對(duì)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(duì)自我效能感對(duì)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(duì)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(gè)人的一般自我效能感。

H2b:學(xué)生個(gè)人的一般自我效能感正向影響其體育課滿意度。

1.4 中學(xué)生體育課滿意度模型

趙啟全(2015)[11]對(duì)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(wèn)卷調(diào)查方式對(duì)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(duì)體育課的滿意度總體上不高，反映出女生對(duì)體育課教學(xué)的預(yù)期期望較高。項(xiàng)明強(qiáng)(2013)[12]以自我決定理論為依據(jù)，驗(yàn)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(shí)內(nèi)在動(dòng)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(duì)自由活動(dòng)的環(huán)節(jié)更感興趣。實(shí)質(zhì)上，隨著社會(huì)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(duì)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(duì)滯后。Chen，Senlin等(2014)[13]調(diào)查了美國(guó)一個(gè)城區(qū)的6所小學(xué)293名高年級(jí)學(xué)生(三、四、五年級(jí))，使用描述性統(tǒng)計(jì)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(dòng)對(duì)休閑時(shí)間體力活動(dòng)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(gè)學(xué)生內(nèi)在的自我意識(shí)層面的內(nèi)容，帶動(dòng)影響其對(duì)體育課滿意度，當(dāng)整個(gè)學(xué)生系統(tǒng)同處于開(kāi)放性、遠(yuǎn)離平衡態(tài)時(shí)，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(duì)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

2 研究對(duì)象與方法

2.1 研究對(duì)象

研究對(duì)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(duì)中學(xué)生體育課滿意度的影響。

2.2 研究方法

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(shū)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(kāi)展提供理論支持。

2.2.2 問(wèn)卷調(diào)查法

查閱有關(guān)資料，對(duì)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(gè)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(píng)價(jià)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(guò)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(duì)其適當(dāng)補(bǔ)充，促使量表更加完善。

2.2.3 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法

本研究運(yùn)用SPSS22.0及AMOS23.0軟件對(duì)所收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，以描述性統(tǒng)計(jì)呈現(xiàn)調(diào)查對(duì)象的人口統(tǒng)計(jì)基本信息結(jié)果，以Cronbach α系數(shù)來(lái)檢測(cè)問(wèn)卷的信度，以驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷慕Y(jié)構(gòu)效度，以AVE法檢驗(yàn)區(qū)別效度，使用偏差校正的百分位 Bootstrap法中的點(diǎn)估計(jì)直接對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)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(wèn)題作為一個(gè)系統(tǒng)，對(duì)系統(tǒng)要素進(jìn)行綜合分析，找出解決問(wèn)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(lái)解決學(xué)生系統(tǒng)當(dāng)前存在的問(wèn)題，基于理論針對(duì)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。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 中學(xué)生體育課滿意度量表的形成

本研究所使用的問(wèn)卷分為兩大部分，第一部分為人口統(tǒng)計(jì)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(jí)，該生是否為體育特長(zhǎng)生；第二部分為調(diào)查量表，包含四個(gè)一級(jí)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(gè)一級(jí)潛在變量中有三個(gè)包含二級(jí)潛在變量，體育學(xué)習(xí)態(tài)度由運(yùn)動(dòng)認(rèn)識(shí)、運(yùn)動(dòng)情感、運(yùn)動(dòng)行為三個(gè)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(dòng)和體育關(guān)注度四個(gè)維度構(gòu)成；體育課滿意度為教學(xué)能力、場(chǎng)地器材、教學(xué)安全、體育政策和課堂氛圍五個(gè)維度構(gòu)成。需要對(duì)一般自我效能感這個(gè)一級(jí)潛在變量做一個(gè)說(shuō)明，一般自我效能感量表為4點(diǎn)李克特量表，由于本研究的調(diào)查對(duì)象為中學(xué)生，為提高問(wèn)卷答題質(zhì)量，故此在量表尺度選擇上均采用李克特五點(diǎn)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(cè)試學(xué)生答題的專注度，題項(xiàng)中38題為反向題，數(shù)據(jù)分析時(shí)將會(huì)對(duì)其進(jìn)行反向計(jì)算。

3.2 中學(xué)生體育課滿意度量表數(shù)據(jù)分析

3.2.1 調(diào)查對(duì)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(shí)驗(yàn)中學(xué)、永城市實(shí)驗(yàn)中學(xué)分校和志義中學(xué)。采取當(dāng)場(chǎng)發(fā)放填答并回收的方式收集樣本數(shù)據(jù)。問(wèn)卷發(fā)放時(shí)間為2017年12月25日——2018年1月12日，發(fā)放問(wèn)卷800份，回收789份，剔除未填寫(xiě)完整和隨意填寫(xiě)的無(wú)效問(wèn)卷122份，得到有效問(wèn)卷667份，問(wèn)卷回收有效率為84.54%。

3.2.2 調(diào)查對(duì)象的描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)回收到的667份有效調(diào)查問(wèn)卷加以整理，利用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS23.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)一步分析，通過(guò)描述性統(tǒng)計(jì)將樣本基本情況做統(tǒng)計(jì)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(shí)驗(yàn)中學(xué)234份，永城市實(shí)驗(yàn)中學(xué)分校194份，志義中學(xué)239份；年級(jí)分類中：七年級(jí)235份，八年級(jí)203份，九年級(jí)229份；男生與女生的比例為316：351；667名學(xué)生中，體育特長(zhǎng)生為117人，非體育特長(zhǎng)生為550人。

3.3 量表效度與信度分析

3.3.1 量表效度分析

為檢驗(yàn)量表的結(jié)構(gòu)效度，需要檢驗(yàn)KMO值的大小，大于0.9最佳，若KMO值小于0.5時(shí)，則說(shuō)明量表不適合做因子分析。本研究的KMO值為0.967，其余二級(jí)潛在變量維度的KMO值均在0.7以上，說(shuō)明本研究量表檢驗(yàn)效果較好，適合做因子分析。Bartlett球形檢驗(yàn)中，總量表和二級(jí)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(jí)潛在變量維度的觀測(cè)變量間存在顯著的相關(guān)性。

采用AVE法對(duì)正式量表進(jìn)行區(qū)別效度分析，每個(gè)構(gòu)面的AVE大于相關(guān)系數(shù)的平方，則說(shuō)明構(gòu)面之間具有區(qū)別效度。利用SPSS23.0軟件計(jì)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(yùn)動(dòng)認(rèn)識(shí)，TD2代表體育學(xué)習(xí)態(tài)度中的運(yùn)動(dòng)情感，TD3代表體育學(xué)習(xí)態(tài)度中的運(yùn)動(dòng)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(dòng)、體育關(guān)注度，體育課滿意度中的教學(xué)能力、場(chǎng)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(guò)計(jì)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(yàn)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(yàn)，采用克隆巴赫 Alpha信度系數(shù)對(duì)收集到的數(shù)據(jù)做處理，從整體到各二級(jí)潛在變量維度均進(jìn)行內(nèi)部一致性檢驗(yàn)，由于38題為達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)要求，刪除Q38題，總量表67個(gè)題項(xiàng)的克隆巴赫 Alpha信度系數(shù)為0.975，各二級(jí)潛在變量維度的信度檢驗(yàn)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(shuō)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(jiàn)表2)。

表2 正式量表各構(gòu)面信度摘要表

4 結(jié)果與分析

4.1 整體模型分析

利用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)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(huì)科學(xué)的研究中。如果自變量X通過(guò)某一變量M對(duì)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(duì)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(duì)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(duì)研究假設(shè)的內(nèi)容進(jìn)行驗(yàn)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(jì)法(ML)對(duì)模型中的路徑假設(shè)一一驗(yàn)證，全部有效樣本的SEM路徑估計(jì)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(jì)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(duì)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(lái)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(duì)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。

4.2 一般自我效能感的中介作用

根據(jù)圖2顯示的數(shù)據(jù)，體育學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)一般自我效能感在1%顯著性水平下，自變量對(duì)因變量的影響是顯著的，驗(yàn)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(gè)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(zhǎng)的關(guān)系。一般自我效能感對(duì)體育課滿意度在1%顯著性水平下，自變量對(duì)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(duì)體育課滿意度的影響是反向的，與研究假設(shè)H2b:學(xué)生個(gè)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(duì)于體育課的要求會(huì)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(duì)于體育課這種展現(xiàn)自我的課程并不是特別愛(ài)好，會(huì)認(rèn)為體育課程的設(shè)置難度低更符合自身，并沒(méi)有更多的課程期望。

本研究的研究模型為一個(gè)二因子中介模型，一般自我效能感作為其中的一個(gè)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(duì)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(yàn)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(duì)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(duì)體育課滿意度的影響得到驗(yàn)證。

圖2 全部樣本SEM路徑估計(jì)結(jié)果

4.3 體育學(xué)習(xí)興趣的中介作用

根據(jù)圖2顯示的數(shù)據(jù)，體育學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)體育學(xué)習(xí)興趣在1%顯著性水平下，自變量對(duì)因變量的影響是顯著的，驗(yàn)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(shí)事物的前階段，從最初的運(yùn)動(dòng)認(rèn)識(shí)——產(chǎn)生運(yùn)動(dòng)情感——付諸運(yùn)動(dòng)行為，在運(yùn)動(dòng)行為付諸之后，開(kāi)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(xiàng)目技能學(xué)習(xí)，利用課余時(shí)間參與體育活動(dòng)，學(xué)生自身由于產(chǎn)生了體育學(xué)習(xí)興趣，依此會(huì)提升對(duì)于體育的關(guān)注度，學(xué)生體育學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)體育學(xué)習(xí)興趣的影響是學(xué)生自我體育意識(shí)從萌芽到發(fā)展的過(guò)程。體育學(xué)習(xí)興趣對(duì)體育課滿意度在1%顯著性水平下，自變量對(duì)因變量的影響是顯著的，驗(yàn)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(duì)體育產(chǎn)生興趣，興趣便會(huì)引導(dǎo)學(xué)生將更多的精力與時(shí)間自愿地投入到他自己喜歡的體育項(xiàng)目中去，學(xué)生對(duì)于體育課的滿意度，取決于教師的教學(xué)能力、場(chǎng)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(shí)的幫助、課堂氛圍的融洽與否，學(xué)生在對(duì)體育產(chǎn)生興趣的時(shí)候，進(jìn)行體育投入最直接的場(chǎng)所就是體育課，對(duì)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(duì)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(duì)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(gè)中介因子，而另一個(gè)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(duì)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(yàn)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(duì)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(duì)體育課滿意度的影響得到驗(yàn)證。

4.4 體育學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)體育課滿意度的影響

運(yùn)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(yàn)，表3中的結(jié)果顯示體育學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)體育課滿意度的非標(biāo)準(zhǔn)化總效果點(diǎn)估計(jì)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(shuō)明總效應(yīng)顯著；通過(guò)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(diǎn)估計(jì)值為0.719，標(biāo)準(zhǔn)誤值為0.163，若非標(biāo)準(zhǔn)化間接點(diǎn)估計(jì)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(diǎn)估計(jì)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(diǎn)估計(jì)值/標(biāo)準(zhǔn)誤=4.411>1.96，故此通過(guò)間接效果檢驗(yàn)中介效果存在；通過(guò)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(diǎn)估計(jì)值為0.348，標(biāo)準(zhǔn)誤值為0.188，若非標(biāo)準(zhǔn)化直接點(diǎn)估計(jì)值/標(biāo)準(zhǔn)誤<1.96，則為完全中介；若非標(biāo)準(zhǔn)化直接點(diǎn)估計(jì)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(diǎn)估計(jì)值/標(biāo)準(zhǔn)誤=1.851<1.96，故此通過(guò)直接效果檢驗(yàn)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(shuō)體育學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)體育課滿意度的影響完全是因?yàn)轶w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(duì)體育課滿意度產(chǎn)生正向影響。

表3 中介效果檢驗(yàn)一覽表

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

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(guò)建立結(jié)構(gòu)方程模型分析體育學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)體育課滿意度的影響路徑，表明體育學(xué)習(xí)興趣對(duì)體育課滿意度有積極的正向影響，其影響路徑是通過(guò)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(duì)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(gè)體的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)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(huì)處于平衡穩(wěn)定的狀態(tài)，課堂并不能調(diào)動(dòng)他(她)的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力，即個(gè)人活力及創(chuàng)造性，缺乏外在環(huán)境或運(yùn)動(dòng)參量的影響，就無(wú)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(dòng)力和個(gè)人活力，使學(xué)生個(gè)人成為系統(tǒng)演化過(guò)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(dòng)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(shí)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(gè)人感受作為課堂教學(xué)的落腳點(diǎn)，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。

5.2 建議

綜合實(shí)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(duì)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(shí)想法和情感隱藏起來(lái)或用作偽裝的形式表露出來(lái)，目的是為了不讓他人知道自己的真實(shí)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(shí)的“平等”與“差距”。教師與學(xué)生的差距，是年齡、學(xué)識(shí)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(duì)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(zhǎng)，形成自我的正確的人生觀、世界觀和價(jià)值觀。最后，教師對(duì)待學(xué)生時(shí)的“公平”與“偏愛(ài)”。公平與偏愛(ài)不需要教師自身去做選擇，而是要能夠表現(xiàn)公平的偏愛(ài)和具有偏愛(ài)的公平，給予基礎(chǔ)稍差一些，又很想完成一個(gè)體育動(dòng)作的學(xué)生一點(diǎn)偏愛(ài)，這種偏愛(ài)是鼓勵(lì)的語(yǔ)言，不厭其煩的指導(dǎo)等。

2)對(duì)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(kāi)對(duì)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(duì)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(shí)際情況，對(duì)于教師教學(xué)能力的提高，教師在教學(xué)過(guò)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(dòng)性的真實(shí)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(dòng)作的清晰度。

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