校長體育態(tài)度視角下校園足球活動(dòng)質(zhì)量提升研究

張 磊，左曉東，武 旭

校長是強(qiáng)化青少年校園足球特色學(xué)校質(zhì)量建設(shè)的第一責(zé)任人，領(lǐng)導(dǎo)并組織開展以足球?yàn)橹鞯膶W(xué)校體育活動(dòng)［1］。隨著全國青少年校園足球特色學(xué)校數(shù)量在2019年達(dá)到27 059所，并將在5年內(nèi)繼續(xù)增加3萬所，這一面向2 000萬在校生的足球運(yùn)動(dòng)的空前規(guī)模，無疑是學(xué)校體育改革和校園足球發(fā)展的良好時(shí)機(jī)［2］。但也存在制約因素，其中校長等“人”是制約發(fā)展的內(nèi)因［3］。校長對待學(xué)校體育的態(tài)度，以及對學(xué)校體育政策的認(rèn)知力、認(rèn)同力等，是影響體育政策執(zhí)行力水平的主要因素［4］。校園足球人口規(guī)模與日俱增，其活動(dòng)開展的質(zhì)量更顯重要［5］，對于校園足球的一線管理者——校長而言，其對待體育和校園足球的態(tài)度，將深刻影響著現(xiàn)階段校園足球的普及與提高。

在多次針對校長的校園足球培訓(xùn)中，觀察到校長的體育態(tài)度，與學(xué)校體育課質(zhì)量、校園足球的教學(xué)訓(xùn)練競賽開展程度、體育和足球文化建設(shè)與宣傳力度等，存在著一定的關(guān)系。有研究認(rèn)為:態(tài)度(attitude)包含認(rèn)知、情感、行為三個(gè)層面的因素。體育態(tài)度是對體育(physical education)的個(gè)人認(rèn)知、情感、行為的綜合表現(xiàn)［6，7］。校長對體育認(rèn)知的不足，會導(dǎo)致其出現(xiàn)“金牌足球”“體質(zhì)足球”等思想誤區(qū)［8］;又由于利益博弈等因素，引發(fā)了校長體育情感的缺失，產(chǎn)生政策選擇執(zhí)行、政策執(zhí)行敷衍等行為［9］，再或因?yàn)檎呱系膲毫Υ笥谡呱系闹С?，政績考核打擊了校長對校園足球的投入程度［10］，亦對校園足球的健康發(fā)展產(chǎn)生影響。校園足球?qū)儆趯W(xué)校體育的一部分。Barros對小學(xué)校長體育態(tài)度及其影響因素進(jìn)行了調(diào)查，發(fā)現(xiàn)校長的體育態(tài)度與工作、學(xué)習(xí)背景和經(jīng)歷有關(guān)，驗(yàn)證了校長的體育態(tài)度與其對學(xué)校體育的認(rèn)同存在正相關(guān)關(guān)系，且會影響學(xué)校體育的行政行為［11］。劉正國等人也對體育態(tài)度、體育鍛煉態(tài)度、體育行為等的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了探索，認(rèn)為大學(xué)生體育鍛煉態(tài)度對其體育鍛煉行為有正向預(yù)測作用，體育態(tài)度與體育行為之間有著相互影響的因果關(guān)系［12，13］。

因此，通過對校園足球特色學(xué)校校長體育態(tài)度進(jìn)行調(diào)查，分析體育態(tài)度內(nèi)部因素體育認(rèn)知、體育情感、體育行為的相關(guān)關(guān)系，建立適配該關(guān)系的理論模型，解釋體育認(rèn)知、體育情感對體育行為的影響程度，驗(yàn)證體育情感的中介作用，以此尋求提高校長對待體育和校園足球態(tài)度的方法，對于間接促進(jìn)校園足球活動(dòng)質(zhì)量的提升無疑是有意義的。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

以校園足球校長的體育態(tài)度(體育認(rèn)知、體育情感、體育行為)為研究對象。以2018年河南省校園足球特色學(xué)校校長與行政管理人員培訓(xùn)班中的校長(152人)為第一輪調(diào)查對象;以2019年度全國青少年校園足球師資國家級專項(xiàng)培訓(xùn)班(管理干部培訓(xùn))中的校長(215人)為第二輪調(diào)查對象。

1.2 問卷調(diào)查

問卷的編制。校園足球?qū)儆谝环N特定類型的足球運(yùn)動(dòng)，足球運(yùn)動(dòng)又是體育活動(dòng)之一，因此，校長對待體育的態(tài)度，一定程度上包含其對待校園足球的態(tài)度。關(guān)于這一點(diǎn)，前人相關(guān)研究有所佐證。如Mendez對小學(xué)校長的調(diào)查結(jié)果顯示:校長的體育態(tài)度(physical education attitude)影響其體育教學(xué)領(lǐng)導(dǎo)力和體育活動(dòng)(足球、籃球、游泳等)執(zhí)行力［14］;Hills等人認(rèn)為:足球作為受歡迎的學(xué)校體育活動(dòng)，校內(nèi)開展情況受到校長體育活動(dòng)態(tài)度(physical activity attitude)的影響［15］;Keith認(rèn)為:校長對待學(xué)校體育的態(tài)度(physical education attitude)，與對待足球、籃球、橄欖球、體操等單項(xiàng)運(yùn)動(dòng)的態(tài)度成正相關(guān)的關(guān)系，且與校長領(lǐng)導(dǎo)力成正相關(guān)［16］。同時(shí)，考慮到量表的科學(xué)性、合理性、普適性，以《鍛煉態(tài)度量表》等為基礎(chǔ)［17，18］，通過對14 名校園足球特色學(xué)校校長、7 名省級校園足球培訓(xùn)講師進(jìn)行訪談，認(rèn)為“校長體育態(tài)度量表”能夠一定程度地反映出校長對待校園足球的態(tài)度。據(jù)此筆者編制了針對校園足球校長的體育認(rèn)知、情感、行為的體育態(tài)度問卷。邀請相關(guān)專家進(jìn)行問卷的表面效度檢驗(yàn)，形成初始問卷。3個(gè)層面的題項(xiàng)均采用Likert 5級計(jì)分法，1～5分別對應(yīng)非常不認(rèn)同至非常認(rèn)同。設(shè)計(jì)專家評審問卷對初始問卷進(jìn)行評審，以檢驗(yàn)問卷的內(nèi)容效度。評審專家為高校體育心理學(xué)教師和具有3年以上校園足球培訓(xùn)授課經(jīng)驗(yàn)的校園足球講師，共計(jì)17名。

評審計(jì)分規(guī)則。每個(gè)題項(xiàng)按1～5的整數(shù)進(jìn)行打分。1最低，表示該題項(xiàng)“非常不合適”;5最高，表示該題項(xiàng)“非常合適”。初始問卷共45個(gè)題項(xiàng)，評審結(jié)果保留平均分值在4分以上的題項(xiàng)，并結(jié)合專家的建議，對問卷和題項(xiàng)表述進(jìn)行適當(dāng)修改。修改后，初測問卷共25個(gè)題項(xiàng)，包含體育認(rèn)知10項(xiàng)、體育情感7項(xiàng)、體育行為8項(xiàng)。其中正向題項(xiàng)20個(gè)、反向題項(xiàng)5個(gè)，仍采用Likert 5級計(jì)分法進(jìn)行測量。

問卷調(diào)查的實(shí)施。在2018年河南省校園足球校長與行政管理人員培訓(xùn)中，實(shí)施第一輪問卷調(diào)查。培訓(xùn)實(shí)際到場中小學(xué)校長152名，發(fā)放問卷152份，回收150份，有效問卷 142份，有效率94.7%;在2019年度全國青少年校園足球師資國家級專項(xiàng)培訓(xùn)河南省培訓(xùn)點(diǎn)實(shí)施第二輪問卷調(diào)查，發(fā)放問卷215份，回收203分，有效問卷189份，有效率93.1%。所獲數(shù)據(jù)使用 IBM SPSS Statistics 23.0進(jìn)行數(shù)理統(tǒng)計(jì)、信度系數(shù)檢驗(yàn)、探索性因子分析、多元線性回歸分析，使用IBM Amos 24.0進(jìn)行量表和模型的驗(yàn)證性因子分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 信度檢驗(yàn)

第一輪調(diào)查后，對反向設(shè)置的題項(xiàng)數(shù)據(jù)重新編碼為正向，整理數(shù)據(jù)并進(jìn)行分析。首先進(jìn)行數(shù)據(jù)的信度檢驗(yàn)，以檢查結(jié)果的內(nèi)部一致性。初測問卷的信度分析結(jié)果如表1所示。

表1 初測問卷結(jié)果的可靠性與摘要項(xiàng)統(tǒng)計(jì)

初測問卷在3個(gè)維度共計(jì)25個(gè)題項(xiàng)上，整體的克隆巴赫α系數(shù)為0.935，表明問卷的整體可靠性較高。其中，體育認(rèn)知維度包含10個(gè)條目，克隆巴赫α系數(shù)為0.950;體育行為維度包含8個(gè)條目，克隆巴赫α系數(shù)為0.826;體育情感維度的克隆巴赫α系數(shù)較低，但仍高于0.8。總體來看，該結(jié)果滿足基礎(chǔ)性研究的信度條件。

2.2 探索性因子分析(結(jié)構(gòu)效度) 經(jīng)過第一輪的條目分析和篩選后，初測問卷包括體育認(rèn)知、體育情感、體育行為三個(gè)維度共計(jì)25個(gè)條目。對初測問卷進(jìn)行KMO和巴特利特球形度檢驗(yàn)，并進(jìn)行探索性因子分析(EFA)。結(jié)果如表2所示:各層面的KMO指數(shù)均大于0.8，表明差異的高度顯著性。

探索性因子分析(EFA)使用主成分分析法提取初始因子，并采用最大方差法進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，得到各題項(xiàng)在因子中的負(fù)荷值。排除負(fù)荷值低于0.4的題項(xiàng)(不能代表因子特質(zhì))，在刪除“B4觀看體育比賽時(shí)的歡呼聲十分嘈雜吵鬧”和“C7因擔(dān)心發(fā)生安全事故，我不提倡學(xué)生參加課外體育活動(dòng)”題項(xiàng)后，問卷題項(xiàng)和負(fù)荷值如表3所示。

表2 初測問卷的KMO和巴特利特檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)與EFA

表3 體育認(rèn)知、情感、行為層面各公共因子的負(fù)荷量

在對第一輪問卷結(jié)果進(jìn)行信度檢驗(yàn)和探索性因子分析(EFA)基礎(chǔ)上，建立初步理論模型。完善問卷后，實(shí)施第二輪問卷調(diào)查。得到第二輪調(diào)查結(jié)果的數(shù)據(jù)后，首先進(jìn)行信度檢驗(yàn)，然后進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析(CFA)以檢驗(yàn)理論模型的擬合程度，最后使用多元線性回歸分析(MLRA)探尋研究對象各層面間的回歸關(guān)系。

根據(jù)第一輪調(diào)查后探索性因子分析的結(jié)果，修改得到《校長體育態(tài)度問卷》(正式)。建立初步的研究對象理論模型(見圖1)，包含自變量“體育認(rèn)知”、因變量“體育行為”、中介變量“體育情感”。

圖1 校長體育態(tài)度初步理論模型圖

2.3 驗(yàn)證性因子分析

使用《校長體育態(tài)度問卷》(正式)進(jìn)行第二輪問卷調(diào)查。從信度檢驗(yàn)的克隆巴赫α系數(shù)來看，體育認(rèn)知=0.956、體育情感 =0.842、體育行為=0.834，整體內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.942，符合研究要求。間隔2周后在被測校長中隨機(jī)抽取25名進(jìn)行重測信度的檢驗(yàn)，前后相關(guān)系數(shù)為0.85(P＜0.001)，表明該問卷的重測信度良好。

驗(yàn)證性因子分析(CFA)采用最大似然法，并對變量間數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以消除變量單位不同導(dǎo)致的誤差，提高路徑系數(shù)和載荷系數(shù)解釋的合理程度。通過對結(jié)果的分析，可以看到(見表4)“體育認(rèn)知”潛變量對“體育情感”潛變量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為 0.633，其 C.R 值為7.793(P ＜0.001)，由此可以認(rèn)為該路徑系數(shù)在95%的置信度下與“0”的差異具有高度顯著性。同理，“體育情感”對“體育行為”的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)在C.R值是9.269的情況下為0.967，與“0”在95%的置信度下該差異具有高度統(tǒng)計(jì)意義?！绑w育認(rèn)知”潛變量對“體育行為”潛變量的非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均表現(xiàn)出較低的水平，分別是0.031和0.026，且P值為0.676，表明與“0”在95%的置信度上差異無顯著性。

圖2 校長體育態(tài)度各潛變量關(guān)系的驗(yàn)證性因子分析結(jié)構(gòu)圖

表4 潛變量的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

2.4 模型擬合度檢驗(yàn)

由驗(yàn)證性因子分析的決斷值結(jié)果可以推測，“體育認(rèn)知”對“體育情感”“體育情感”對“體育行為”具有一定程度的影響，但“體育認(rèn)知”對“體育行為”影響作用不顯著。

通過對模型擬合指數(shù)的觀察(見表5)，卡方與自由度的比值(NC值)在P＜0.001的顯著性上為2.472。介于1和3之間，表明模型具有簡約適配程度;CFI、NFI、IFI等指數(shù)均大于 0.9，RMSEA 為0.075 ＜0.08(RMSEA ＜0.05，表明模型適配良好)，RMSEA＜0.08表明模型適配合理(Browne＆Cudeck，1993)，但擬合優(yōu)度指數(shù) GFI為 0.892 ＜0.9，略低于理想適配標(biāo)準(zhǔn)。

表5 部分?jǐn)M合指數(shù)計(jì)算結(jié)果

2.5 回歸分析與潛變量關(guān)系驗(yàn)證

進(jìn)行回歸分析之前，對潛變量數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，回歸分析的方法為線性回歸和分層回歸，軟件為IBM SPSS Statistics 23.0，其邏輯分析方法和步驟為:(1)自變量“體育認(rèn)知”對“體育行為”的回歸系數(shù)為a;(2)在a顯著的基礎(chǔ)上，自變量“體育認(rèn)知”對“體育情感”的回歸系數(shù)為b和自變量“體育情感”對“體育行為”的回歸系數(shù)為c;(3)在b和c顯著的基礎(chǔ)上，“體育認(rèn)知”對“體育行為”的回歸系數(shù)為a';(4)若a'顯著，則“體育情感”的中介作用具有顯著性;若a'不顯著，則“體育情感”的完全中介作用具有顯著性。

根據(jù)理論模型與驗(yàn)證性因子分析(CFA)結(jié)果，結(jié)合回歸分析(見表6)，對體育態(tài)度的潛變量——體育認(rèn)知、體育情感、體育行為的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證:

步驟①中，“體育認(rèn)知”對“體育行為”的回歸系數(shù)定義為“a”。調(diào)整后R2=0.318，表明“體育認(rèn)知”對“體育行為”的解釋程度為31.8%，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù) Beta=0.564、t=9.345(P ＜0.001)。表明在95%的置信區(qū)間上該結(jié)論具有高度統(tǒng)計(jì)意義，因此，可以證明校園足球校長的體育認(rèn)知對體育行為具有影響作用。

同理，步驟②中，“b”和“c”均表現(xiàn)出高度顯著性水平，驗(yàn)證了校園足球校長的體育認(rèn)知對體育情感、體育情感對體育行為均具有影響作用。

表6 各步驟回歸模型摘要與標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)

在步驟③中，“體育認(rèn)知”和“體育情感”對“體育行為”的共同解釋為 70.6%。在“a”“b”和“c”呈高度顯著性水平的基礎(chǔ)上，“a'”的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)Beta=0.111，t=2.259(0.01 ＜ P ＜ 0.05)。表明“a'”在95%置信區(qū)間上，該差異仍具有顯著性。由此驗(yàn)證了中小學(xué)校長的體育情感在體育認(rèn)知對體育行為的影響中，存在中介作用，但不存在完全中介作用?！绑w育認(rèn)知”和“體育情感”對“體育行為”的分層回歸分析結(jié)果如下直方圖(見圖3)所示。

圖3 分層回歸分析直方圖

2.6 體育態(tài)度與活動(dòng)支持度相關(guān)關(guān)系驗(yàn)證

由前述研究觀點(diǎn)可知，校長的體育態(tài)度，與其對學(xué)校體育活動(dòng)和體育政策的執(zhí)行存在正向關(guān)系，因此，對校園足球校長的體育態(tài)度，和校長對校園足球活動(dòng)(以足球課、課外足球活動(dòng)、課余足球訓(xùn)練、課余競賽、文化建設(shè)等為主)的支持度進(jìn)行相關(guān)分析，驗(yàn)證體育態(tài)度與校園足球活動(dòng)支持度的相關(guān)關(guān)系(見表7)。

表7 校長體育態(tài)度與校園足球活動(dòng)支持度相關(guān)關(guān)系

3 討論

3.1 校長體育態(tài)度量表結(jié)構(gòu)分析

從最終量表的驗(yàn)證結(jié)果來看，與初始調(diào)查問卷所包含的題項(xiàng)相比，并未出現(xiàn)較大變化，量表整體的體育認(rèn)知、體育情感、體育行為三個(gè)基本維度并未改變。其中，“體育情感”維度下的刪除題項(xiàng)“觀看體育比賽時(shí)的歡呼聲十分嘈雜吵鬧”，或因其不能準(zhǔn)確反映被調(diào)查者對于體育情感的基本特質(zhì)，而表現(xiàn)出較低的因子負(fù)荷值;“體育行為”維度下的刪除題項(xiàng)“因擔(dān)心發(fā)生安全事故，我不提倡學(xué)生參加課外體育活動(dòng)”，傾向于測量校長對于學(xué)校體育政策的執(zhí)行，而關(guān)于校長政策執(zhí)行力的研究表明其影響因素眾多。若單單依據(jù)該題項(xiàng)進(jìn)行測量，并不能準(zhǔn)確反映被調(diào)查者的相關(guān)體育行為或執(zhí)行力水平。

本研究的被調(diào)查者均為全國校園足球特色學(xué)校的校長或主管副校長。他們在本校的學(xué)校體育活動(dòng)、校園足球開展和政策執(zhí)行方面，具有管理、組織權(quán)力，適用于本研究的取樣調(diào)查和建模分析。由于兩次調(diào)查的對象包含部分當(dāng)年遴選認(rèn)定的新增校園足球特色學(xué)校校長，從校園足球?qū)嵺`參與的角度來看，這部分群體處于接觸校園足球活動(dòng)的初期，存在校園足球活動(dòng)參與程度較低，缺乏相關(guān)校園足球活動(dòng)的組織、開展經(jīng)驗(yàn)等情況，對本研究理論模型的建立產(chǎn)生了一定的影響。但從體育態(tài)度的內(nèi)部構(gòu)成因素——體育認(rèn)知、情感、行為的角度，校長在學(xué)校體育方面的行政經(jīng)歷與經(jīng)驗(yàn)，與其體育認(rèn)知的深淺、體育情感的高低、體育行為的多少等會相互影響的角度上說，同樣能夠體現(xiàn)出調(diào)查對象群體的體育態(tài)度。這正是本研究理論模型的基礎(chǔ)。從校園足球的屬性來看，校園足球活動(dòng)屬于學(xué)校體育的一部分，校長對校園足球的態(tài)度，也體現(xiàn)在對待學(xué)校體育的態(tài)度上。具有多年校園足球管理、組織、開展經(jīng)驗(yàn)，并多次參與相關(guān)培訓(xùn)活動(dòng)的校長，與新增特色學(xué)校校長相比，在體育態(tài)度方面或許存在整體偏高的情況，但仍將符合研究的理論模型。不過在今后的相關(guān)研究中，可使用具有更高區(qū)分度和識別度的量表，以便于對校園足球特色學(xué)校校長與非特色學(xué)校，或其他類型特色學(xué)校校長的體育態(tài)度、校園體育政策執(zhí)行度等問題進(jìn)行橫向比較研究或縱向變化效果研究。

3.2 校長體育態(tài)度與校園足球發(fā)展的關(guān)系

在新校園足球?qū)嵤╇A段，若校園足球的各類活動(dòng)得不到校長積極有力的支持，必將影響校園足球的進(jìn)一步發(fā)展。校長正確的體育意識，和諧的課程觀念和較高的體育素養(yǎng)，在體育課程實(shí)施中具有雙向共贏性，影響著學(xué)校體育的發(fā)展水平［19］。校長領(lǐng)導(dǎo)下的管理理念和目標(biāo)行為，也與學(xué)校體育績效呈正相關(guān)［20］。隨著校園足球的發(fā)展，以往校長與行政管理者存在的諸多思維定式和陳舊觀念逐漸消減，如姚健提出的“校內(nèi)足球”“金牌足球”“體質(zhì)足球”“副科足球”“四肢足球”等校長面臨的主要思想誤區(qū)［8］，已開始出現(xiàn)好轉(zhuǎn)，但仍存在觀念亟需升級和宣傳亟需擴(kuò)大的問題。以往研究早已發(fā)現(xiàn)校長在體育認(rèn)知(觀念)方面存在的不足和多方面問題，并提出了一系列建議，但體育態(tài)度不僅包含體育認(rèn)知，也包含體育情感，在此方面的研究相對較少。由本研究建立的理論模型來看，體育認(rèn)知固然對體育行為產(chǎn)生了影響，表現(xiàn)在校長的校園足球觀念、理念、思維等影響著校內(nèi)校園足球政策的執(zhí)行和教學(xué)、訓(xùn)練、競賽、文化活動(dòng)的開展，但體育情感在此過程中，呈現(xiàn)出明顯的中介作用，且體育情感對體育行為的影響，大于體育認(rèn)知對體育行為的影響。因此可以這樣認(rèn)為:為了改善校長的體育行為，促進(jìn)校園足球活動(dòng)的開展，如果投入同樣的時(shí)間、物力、財(cái)力對校長進(jìn)行培訓(xùn)，那么，提升其體育情感相比提升體育認(rèn)知，得到的效果將來得更快更好。

在校長體育態(tài)度三個(gè)維度的得分上，顯示出與以往研究相同的結(jié)果［21］，即校長的體育認(rèn)知水平最高，體育行為次之，體育情感得分最低，總體體育態(tài)度表現(xiàn)為積極。實(shí)地的調(diào)查和對若干名校長的訪談，也驗(yàn)證了這樣的結(jié)果。調(diào)查中還發(fā)現(xiàn)，由于受多方面因素影響，部分校長的體育認(rèn)知水平較高，體育情感偏低;個(gè)人體育鍛煉行為較少，學(xué)校體育政策執(zhí)行度偏低。影響因素主要包括工作壓力、學(xué)校硬件條件、學(xué)校財(cái)力水平、上級考核要求等。它們共同限制了學(xué)校體育和校園足球的發(fā)展。同時(shí)，也有部分校長表示，外部環(huán)境和條件不是影響開展校園足球活動(dòng)的主要因素。即使學(xué)校硬件設(shè)施不足，仍會努力保證校園足球的正常開展，完成校園足球活動(dòng)的任務(wù)要求。校園足球校長表現(xiàn)出的這種心理現(xiàn)象，部分符合效能感或自我效能感的概念，即個(gè)體對自己能否完成任務(wù)或自信程度的評價(jià)。若對該心理現(xiàn)象的產(chǎn)生、發(fā)展、作用和影響因素做進(jìn)一步解釋，仍需更深層次的調(diào)查研究。

經(jīng)過多年的實(shí)踐探索，校園足球初期階段師資力量不足的問題逐漸得到改善，球員上升通道漸漸打開，校園足球發(fā)展迎來了一個(gè)更好的時(shí)期。在追求足球人口規(guī)模和特色學(xué)?；鶖?shù)的前提下，提升校園足球活動(dòng)質(zhì)量同樣來到了一個(gè)關(guān)鍵時(shí)期。普及與提高是校園足球的一項(xiàng)重要任務(wù)。普及是提高的前提和基礎(chǔ);提高是普及到一定程度的必然和根本任務(wù)。校園足球和學(xué)校體育的權(quán)衡也是校長應(yīng)面對的任務(wù)。積極的體育態(tài)度將極大地促進(jìn)校園足球活動(dòng)的開展和活動(dòng)質(zhì)量的提升，那么，提升校長對待學(xué)校體育和校園足球的態(tài)度，明確發(fā)展目標(biāo)，增加重視程度，其活動(dòng)效果將反作用于學(xué)校，有助于營造良好的校園足球文化氛圍，促進(jìn)校園足球可持續(xù)發(fā)展。

3.3 校園足球培訓(xùn)與校長體育態(tài)度提升

全國校園足球師資培訓(xùn)項(xiàng)目伴隨著校園足球的開展，已持續(xù)多年，表現(xiàn)出良好的效果。其中，足球教師、足球裁判員、校長、行政管理人員是培訓(xùn)的重點(diǎn)對象。以往多數(shù)省份和地區(qū)的校長培訓(xùn)，從內(nèi)容上說，主要集中在政策導(dǎo)向、理念更新、管理方法等個(gè)人認(rèn)知和理論知識方面，實(shí)踐參與類、討論交流類內(nèi)容相對較少;從課程形式上說，以理論介紹和講座為主，以交流探討為輔;從培訓(xùn)周期上來說，主要是每年1—2次的3日短周期培訓(xùn)。這類培訓(xùn)在短時(shí)間內(nèi)提高了校長對校園足球的認(rèn)知水平，有助于校園足球活動(dòng)的開展，相關(guān)研究成果也屢見不鮮，但有關(guān)問題仍然存在，如培訓(xùn)效果問題、培訓(xùn)課程設(shè)置問題、培訓(xùn)周期與培訓(xùn)形式問題等。這些問題在校園足球由普及到提高的進(jìn)程中亟需解決。

短時(shí)間的集中培訓(xùn)雖然對校長的體育認(rèn)知有提升作用，但依據(jù)本研究的調(diào)查結(jié)果和理論模型可知，若對校長的體育情感加以培養(yǎng)和適當(dāng)刺激，其效率和效果將高于同樣投入的體育認(rèn)知培訓(xùn)。在校長體育態(tài)度對學(xué)校體育開展水平和校園足球政策執(zhí)行水平有正向影響的前提下，提升體育認(rèn)知、體育情感、體育行為這三者的任何一種，都將最終提升體育態(tài)度。又由于體育情感對體育行為的影響，大于體育認(rèn)知對體育行為的影響，那么，增加體育情感類的培訓(xùn)內(nèi)容，如理論類的趣味性足球發(fā)展史學(xué)習(xí)、多媒體裁判法學(xué)習(xí)、實(shí)踐類的足球游戲參與、模擬足球競賽組織、足球文化節(jié)設(shè)計(jì)等，將促進(jìn)校長的足球興趣和體育情感培養(yǎng)，勢必會提高培訓(xùn)效率，獲得更好的培訓(xùn)效果。這對提升校園足球活動(dòng)的質(zhì)量具有重要意義。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本研究對國家級校園足球特色學(xué)校的校長進(jìn)行調(diào)查，從其對待體育的態(tài)度(認(rèn)知、情感、行為)入手，建立理論模型，分析潛變量之間的內(nèi)在聯(lián)系，得出以下結(jié)論:

(1)校園足球校長的體育認(rèn)知對體育情感的影響作用顯著，體育情感對體育行為的影響作用顯著。

(2)校園足球校長的體育認(rèn)知對體育行為沒有表現(xiàn)出直接的影響關(guān)系，但仍具有影響作用，且體育情感在其中產(chǎn)生中介作用。

(3)體育情感對體育行為的解釋能力，大于體育認(rèn)知對體育行為的解釋能力，體育情感相對于體育認(rèn)知而言，對體育行為有更強(qiáng)的直接作用。

(4)校長的體育態(tài)度與校園足球活動(dòng)的支持度之間存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，提高校長體育態(tài)度可間接促進(jìn)校園足球活動(dòng)的開展。

4.2 建議

校園足球活動(dòng)的順利開展，離不開校長對體育政策的執(zhí)行和支持，校長的體育態(tài)度影響著學(xué)校體育和校園足球的發(fā)展。因此，從該視角來看，應(yīng)著重培養(yǎng)校長的體育運(yùn)動(dòng)興趣，提升足球情感態(tài)度，加強(qiáng)培訓(xùn)和引導(dǎo)，達(dá)到促進(jìn)校園足球活動(dòng)質(zhì)量提升和深化學(xué)校體育改革的目的;從提升校長的體育態(tài)度積極性角度，在體育情感層面，特別是在校長培訓(xùn)活動(dòng)中，建議適當(dāng)減少“理論式”政策學(xué)習(xí)，增加體育情感培養(yǎng)內(nèi)容，如參與足球游戲和比賽、現(xiàn)場觀看青少年足球比賽、體驗(yàn)職業(yè)足球等，讓其切身感受足球運(yùn)動(dòng)對青少年健康促進(jìn)、品格培養(yǎng)的影響;在校長體育認(rèn)知層面，應(yīng)積極引導(dǎo)校長全面認(rèn)識校園足球的功能、意義、價(jià)值，加強(qiáng)特色學(xué)校之間、校長之間的溝通和交流，以促進(jìn)其整體認(rèn)知水平的提高。