交易型领导行为与大学生坚持体育锻炼意愿的关系：锻炼自我效能感和体育课满意感的链式中介

焉 石，李梦迪，李尚滨，张守忠

(哈尔滨工程大学 体育部，黑龙江 哈尔滨 150001)

大学生体质健康问题一直以来在我国都是一个热点话题，如何促使其在繁重学业的背景下能自觉积极坚持参与体育锻炼受到广大学者的密切关注。提升大学生锻炼坚持性，是“终身体育”健康立项的具体实践。因此，国务院、教育部及国家体育总局等职能部门也分别出台了相关促进方案。但即便如此，目前我国大多数大学生离开校园后就几乎中断了体育锻炼的现象依然存在，并呈愈演愈烈趋势[1]。严春辉等[2]、王成等[3]认为，我国大学生在校期间没有具备终身体育意识和形成自觉锻炼的习惯，是导致大多数学生在体育课程结束后就退出体育锻炼的根本原因之一，且致使大学体育课程期间的效果也完全没有得到可持续发展。因此，如何促进大学生自觉坚持身体锻炼是一直以来我国学校体育研究和实践中的重点和难点问题。何步文[4]认为，大学生自觉参加体育锻炼的习惯形成并不是一蹴而就的，而是受成长经历、家庭教育、社会环境、条件设施、教师领导行为方式等一系列外因条件及学生积极主动的需要等内因条件相互作用而形成的。其中，作为引导学生掌握体育知识、传授体育技能主导者的体育教师的领导行为，在众多外因中具有举足轻重的作用。因此，揭示高校体育教师领导行为对大学生坚持体育锻炼的影响机制，对促进其坚持体育锻炼、制定有效的教育策略、保障大学生身体素质持续发展等有着重要的理论和现实意义。

交易型领导行为理论由Bass[5]在领导-成员交换理论和途径-目标理论的基础上提出，指建立在奖酬基础上(可以是有形的物质交换，也可以是无形的，如信任、情感、忠诚等态度方面)，通过即时交换来激励追随者；领导者明确指出下属的工作方向，满足下属的需要，促使下属努力工作，强调目标和结果；另外，如下属不能按照事先约定的内容完成工作，则可能面临相应的惩罚措施等，因此交易型领导行为是一种赏罚分明的领导行为，它具有明确的责任界限和清晰的工作目标，使下属清楚地知道自己要做什么，以及做完后会得到什么奖赏或者惩罚。西方学者研究表明[6-8]，交易型领导能够提高下属的自我效能从而激发下属工作投入的意愿产生。另外，交易型领导和下属间会产生许多积极行为的关联，如工作满意度、工作压力、心理授权及组织公正感等变量。而我国学者的研究也证明了[9-13]交易型领导行为对下属工作满意度、组织承诺、离职意向、组织公民行为、绩效等产生显著影响。但由于交易型领导与下属间仅仅停留在“资源交换”层面，被认为更接近人的较低层次的需求，不利于下属实现目标后依然长期保持对工作的积极性。因此，交易型领导行为对调动下属的内在动机不具有直接性影响，而是需要某些中介因素才能间接发挥影响作用。

自我效能感理论由心理学家Bandura[14]提出，指个体对自己是否有能力成功操作指向预期结果的行为所持的信念，而且信念的强弱将直接影响到一个人的行为动机。锻炼自我效能感指个体对自己为了达到某种行为结果(保持身心健康，改善形体等)而持续、有规律进行身体锻炼能力的信心或信念[15]。结合大学生样本研究表明，锻炼自我效能感作为中介变量影响着大学生的锻炼行为。如对我国大学生研究发现，锻炼计划、自我效能在锻炼意向和锻炼行为关系中起中介作用，而锻炼计划的形成及其中介作用的实现受自我效能的调节[16]。Tsu-Yin Wu等研究发现，大学生自我效能感在社会支持、障碍认知和体育活动水平关系中起完全中介作用[17]。又例如对港澳大学生的研究发现，社会成员、锻炼体验等影响因素是以锻炼自我效能感为中介来影响体育锻炼行为[18]。另外，社会交换理论指出，人类的一切行为都受到某种能够带来奖励和报酬的交换活动的支配，因此，人类一切社会活动都可以归结为一种交换。高校体育教师与学生间的知识技能传授其实如同一场交换，教师通过给予学生精神上(称赞、表扬等)或物质上(成绩方面)的激励，提升学生自我对体育锻炼的不断认知，而学生通过积极的体育锻炼态度及行为，使教师充分获得职业认同感、成就感，并表现为积极开拓进取，不断探索教学改革方法，且不断反馈于学生的循环机制。基于以上理论与文献，本研究认为在我国文化背景下的高校体育教师的交易型领导行为可能通过大学生锻炼自我效能感这一中介变量间接地影响大学生坚持锻炼意愿，故提出研究假设H1：大学生锻炼自我效能感在体育教师交易型领导行为与坚持体育锻炼意愿间具有中介效应。

满意感指当个体的需求被满足后的一种心理快感，是实际感受与预期期望的相对关系，而我们通过某种测量此种心理状态的数值即为满意感[19]。本研究提出的体育课满意感指学生对体育课的课堂教学、任课教师、教学资源、课程安排及教学效果等整体期望确认程度。研究表明，大学生体育课满意感对坚持体育锻炼意愿具有显著正向预测作用[20]。同时，期望确认理论认为，消费者是以购前期望与购后绩效表现的比较结果，判断是否对产品或服务满意，而满意度成为持续购买或使用的参考。教师与学生间也类似商家与消费者的关系，教师业务能力的高低决定学生对该门课程的喜爱程度，乃至未来对该领域的持续关注。而且，大学生已经具备辨别是非好坏能力，其对体育教师的整体课程执教能力能够做出客观评价。故本研究认为，如高校体育教师在课堂上的领导行为能够满足学生的预期期待甚至更高，将会提升学生对体育的热爱，进而也会提升其日后自觉参加体育锻炼的积极性。基于以上理论，本研究提出假设H2：大学生体育课满意感在体育教师交易型领导行为与坚持体育锻炼意愿间具有中介效应。

另外，研究表明，青少年锻炼自我效能感对体育锻炼满意感具有正向预测作用[21]。这也表明如具有较强锻炼自我效能其体育锻炼的积极情绪也会较高。同时，还有研究显示，锻炼中情绪体验是影响个体在坚持体育锻炼中的重要因素之一[22]。个体在锻炼中如有积极情绪的体验，便会增加个体的锻炼坚持意向，使个体更倾向于坚持体育锻炼[23]。另外，研究指出，青少年体育锻炼的自我效能受多种因素的影响[24]。其中，作为领导者的领导行为对锻炼自我效能感的影响尤为重要[25]。基于以上文献，本研究提出研究假设H3：大学生锻炼自我效能感和体育课满意感在体育教师交易型领导行为对大学生坚持体育锻炼意愿间具有链式中介效应。

综上，目前在体育学领域，针对高校体育教师的交易型领导行为对学生锻炼心理方面影响的实证研究还较为少见。尤其在当前全国高校重点强调大学生体质健康，及促进其自觉养成体育锻炼习惯的终极教育目标背景下，高校体育教师如何合理借鉴管理学领域的交易型领导行为，通过提升大学生的锻炼自我效能感，从而间接促进其体育课满意感，最终促使其自觉形成坚持体育锻炼习惯具有重要理论及实践意义，同时也为日后丰富大学生体育锻炼的理论研究提供参考。

图1 概念模型图

1 研究方法

1.1 调查对象

初始量表在哈尔滨工程大学在校本科生中进行预调查，以此样本数据对问卷进行修正。调查采用自填问卷，现场回收，一共发放80份，回收有效问卷75份，有效率94%，采用SPSS 22.0统计分析工具对预试数据进行信效度检验，并根据结果对问卷进行了修正。正式问卷通过问卷星付费平台(设置全国在校大学生为调查对象)，以网络问卷方式调查收集，为了保证问卷填答的真实性，凡填答学生都会获得一定额度的奖励。共发放400份，其中有效问卷368份，有效回收率92%。有效样本中男生280人，女生88人；大一123人，大二178人，大三以上67人；家庭在城市的224人，农村144人；体重指数偏瘦的80人，正常221人，超重57人，肥胖10人。

1.2 研究工具

1.2.1 量表设计 1)交易型领导行为：参考刘朝等[26]、陈文晶和时勘[27]、姚艳虹、荆延杰[28]等相关研究，结合本研究实际加以修正，采用李克特七点尺度测量。克隆巴赫系数为0.918，校正的项总计相关性为0.685-0.840。

2)锻炼自我效能感：参考Wu、Ronis和Pender[29]编制的身体锻炼自我效能感量表，并结合郭文等[30]学者研究加以修正而编制，采用李克特七点尺度测量。克隆巴赫系数为0.923，校正的项总计相关性为0.646-0.837。

3)体育课满意感：参考周强等[31]相关研究，结合本研究实际加以修订，采用李克特七点尺度测量，克隆巴赫系数为0.942，校正的项总计相关性为0.676-0.907。

4)坚持锻炼意愿：参照陈善平等[32]相关研究，结合本研究实际加以修订，采用李克特七点尺度测量，克隆巴赫系数为0.927，校正的项总计相关性为0.816-0.847。

1.2.2 统计分析方法 将回收问卷进行整理并分类，删除无效问卷后，对剩余问卷进行编码，最后数据用SPSS22.0、AMOS21.0和Mplus7统计软件进行数据分析。

2 研究结果

2.1 量表的信效度分析

2.1.1 信度与聚合效度检验 本研究所有维度分别进行了CFA分析，根据Joreskog和Sorbom[33]指出各题项因素负荷量低于0.45者应予以删除，结果显示本研究所有题项均符合标准，并达到显著；另外，组成信度(CR)全都在0.9以上；平均方差萃取量(AVE)在0.64-0.77(表1)，均符合Fornell & Larcker[34]；Hai、Anderson、Tatham和Black[35]提出的标准，即CR值要大于0.6，AVE值高于0.5，各题项负荷量大于0.5。由此证明本研究4个维度均具有较高信度和聚合效度。

2.1.2 区别效度检验 本研究采用AVE法对各维度进行区别效度检验。AVE法由Fornell & Larcher提出，指每个维度之平均变异萃取量须大于各个维度与维度间的相关系数平方值，但由于AVE是一个平方值，如要与维度间皮尔森相关进行比较，必须先转化成同样的平方单位，故将AVE值进行开根号后方能进行比较，如高于各维度间的皮尔森相关值，可宣称该维度具有区别效度。本研究(表2)对角线粗体为AVE值，均大于对角线外的标准化相关系数，因此4个维度均具有区别效度。

表1 CFA因素分析及收敛效度汇总表

表2 AVE区别效度分析

注：下三角为维度间的皮尔森相关平方，粗体为AVE开根号值

2.1.3 CMV(共同方法偏误)效应检验 共同方法变异是由Campbell & Fiske[36]利用多特质多方法的方法，主要是检测测量工具的有效性。CMV的问题主要来自于测量工具的误差，测量误差影响了衡量维度间关系结论的效度。例如，检验两个或两个以上维度间的关系，所得的结果显示维度间的相关性非常高，但实际上，维度间的高相关结果极有可能并非是二者间的真正相关，而是由于测量工具所导致，也就是方法变异同时出现于测量的结果中，从而导致维度间的高相关性的假象，而实际并非如此。目前检测CMV 的方法较多，本研究利用单因子和多因子CFA分析，目的通过两模型复杂度的增加，评价卡方值增加是否显著来判断是否具有CMV。单因子模型为χ2=3493.323，df=230，多因子模型为χ2=1011.981，df=224，两个模型Δdf230-224=6，Δχ2=3493.323-1011.981=2481.342，采用Distcalc软件分析显著性差异，结果显示P<0.001，说明两模型间具有显著差异，同时也证明了本研究后续所产生变量间的显著性不存在CMV效应。

2.2 整体模型的拟合度分析

整体模型的拟合度是用来评价样本变异数矩阵与模型期望共变异数矩阵间拟合度的指标。但由于SEM为大样本分析，一般样本数都超过200个以上，因此往往会造成模型卡方值过大，导致P值显著，致使样本与模型矩阵拟合不佳。目前大多数学者都会报告P值的显著是由于样本过大所致。但P值显著除了由于样本过大导致以外，其实也有可能是模型配适不好所造成的。因此，Bollen and Stine[37]提出利用bootstrap的方式加以修正。

图2 单因子CFA模型

图3 多因子CFA模型

本研究经过Bollen-Stine P correction分析的卡方值为433.868，而原来的ML卡方值为1011.98。由于卡方值变小了，故所有配适度指标需重新计算，通过计算8种拟合度指标显示模型拟合良好，说明本研究样本所建构的大学生坚持体育锻炼意愿模型可用来解释实际的观察数据。

表3 Bollen-Stine P Correction模型拟合度指标

图4 假设模型路径分析

路径关系非标准S.E.TP标准假设锻炼自我效能<---交易型领导0.8930.1068.401∗∗∗0.486成立体育课满意感<---交易型领导0.6490.06410.171∗∗∗0.578成立坚持锻炼意愿<---锻炼自我效能0.2350.0327.368∗∗∗0.360成立体育课满意感<---锻炼自我效能0.1590.0295.543∗∗∗0.260成立坚持锻炼意愿<---交易型领导0.0980.0691.1681.4260.082不成立坚持锻炼意愿<---体育课满意感0.4850.0657.452∗∗∗0.453成立

2.3 假设检验

2.3.1 路径检验 如图4、表4所示，概念模型中自变量对因变量：交易型领导行为对锻炼自我效能感(t=8.401，P<0.001)、体育课满意感(t=10.171，P<0.001)均具有显著正向影响，而对坚持体育锻炼意愿的影响不显著(t=1.168，P>0.05)。锻炼自我效能对体育课满意感(t=5.543，P<0.001)、坚持体育锻炼意愿(t=7.368，P<0.001)均具有显著正向影响。体育课满意感对坚持体育锻炼意愿(t=7.452，P<0.001)具有显著正向影响。

2.3.2 中介效应检验 采用Bootstrap进行中介作用检验，在原始数据中抽取2 000个Bootstrap样本，形成一个近似抽样分布，分别检验间接效应及控制了中介变量后的直接效应。间接效应部分(表5)，锻炼自我效能感在交易型领导行为对坚持锻炼意愿间在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估计法所得置信区间下限为0.135上限为0.392；Percentile 95%估计法所得置信区间下限为0.133上限为0.390，P<0.001，也都为包含0表明总效果成立，即中介效果成立。体育课满意感在交易型领导行为对坚持锻炼意愿间在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估计法所得置信区间下限为0.223上限为0.620；Percentile 95%估计法所得置信区间下限为0.210上限为0.600，P<0.001，两种方法都未包含0表明总效果成立，即中介效果成立。另外，交易型领导行为还可以分别通过锻炼自我效能感及体育课满意感对坚持体育锻炼意愿间在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估计法所得置信区间下限为0.042上限为0.165；Percentile 95%估计法所得置信区间下限为0.039上限为0.156，P<0.01，也未包含0说明总效果成立，即链式中介效果成立。直接效果部分，交易型领导行为对坚持体育锻炼意愿在95%置信水平下Biar-Corrected 95%估计法所得置信区间下限为-0.127上限为0.382；Percentile 95%估计法所得置信区间下限为-0.131上限为0.377，P>0.05，两种方法检验值都包含0表明直接效果不成立，即属于完全中介。

图5 各中介路径模型

表5 Bootstrap多重中介检验

注：2000 Bootstrap，样本(F1=交易型领导行为；F2=锻炼自我效能；F3=体育课满意感；F4=坚持锻炼意愿)

3 讨论与分析

3.1 体育课满意感在交易型领导行为与坚持体育锻炼意愿间的中介作用

结果显示(图4、图5、表5)，体育教师交易型领导行为对大学生坚持体育锻炼意愿不具有预测作用，这与前人结果并不一致。王深等[25]研究表明，锻炼群体中的领导行为是影响成员锻炼坚持性的重要因素，且对锻炼坚持性具有显著正向影响。就此差异，本研究认为主要是由于样本不同所导致，该研究调查对象主要为社会锻炼团体大多为社会人士，而本研究则主要以大学生为主，二者在锻炼的动机方面也具有较大差异，社会人士从事体育锻炼大多为了增强个人健康，具备一定内在动机，而大学生则大多属于迫于学校强制措施为了获取学分而被动参加，明显缺乏内在动机，所以如果缺乏锻炼者主体内在动机的支撑，即使再强的外在刺激变量也不利于其产生坚持锻炼的意愿。但本研究发现，随着体育课满意感这一中介变量的加入，Bootstrap中介效果检验(表5)显示，二者间出现显著相关，且交易型领导行为通过体育课满意感对大学生坚持体育锻炼意愿具有显著正向影响，充分说明体育课满意感在二者间起到关键桥梁作用。这一结果与前人研究部分一致，吴敏等[38]研究表明，交易型领导行为对员工的工作满意度、组织承诺、离职意向等具有预测作用；朱天一[39]研究指出，由于下属可以通过自身努力不断从领导者处获得较高的奖励与支持，因此下属会对交易型领导产生较高满意感，进而也会积极投入到工作中。焉石等研究显示，高校体育教师的领导行为可以提升大学生体育课满意感，同时可以促进其日后自觉坚持体育锻炼意愿的产生。另外，满意感与持续使用意愿间的关系在信息技术领域得到广泛验证，大量结果显示，满意感作为影响持续使用意愿的重要前置变量具有可以正向预测的积极作用。同时，本研究也验证了自我决定理论，该理论认为个体行为与其动机有直接相关，动机又分为外在动机和内在动机。外在动机指为了独立于事情本身的结果而去做某事，例如追求奖励或避免惩罚等；内在动机指为做某事而做某事，只因当事人的兴趣爱好、愿意接受挑战并享受过程等。研究表明，相比外在动机，内在动机会带来更好的坚持和满足感且对当事人的持续性行为具有更重要的影响(Ryan & Deci)[40]。在体育课教学中，教师的交易型领导行为对于大学生而言属于一种外在动机，会对学生提供各种奖励及惩罚刺激，而体育课满意感则属于一种内在动机，是学生对教师执教等各方面的主观感受。如仅仅利用交易型领导行为这一外在动机，对学生坚持体育锻炼意愿的产生并不能起到促进作用，只有调动学生自主对体育课产生积极情绪，通过内外动机相结合的作用，才能促使学生自觉形成坚持体育锻炼的态度。以上文献也间接支持了本研究提出的假设1。综上，提示高校体育教师在体育课上应尽可能采取多样化的教学方法及手段，与时俱进，不断探索有效教学模式，并制定相关奖惩机制，可以考虑多种形式调动学生积极性，提升学生对体育课的热情，当然对于教师不能像企事业单位上下级间进行物质方面的奖励，例如加薪、升职等，但可以考虑从成绩及情感方面对学生进行变相激励，例如以积分制形式，在学期前制定积分奖励制度，并使学生充分明确实施过程，当学生完成每阶段的任务后根据其掌握程度进行相应分值奖励，而该分值也可进行权重换算到最终考核成绩，也可以将每阶段的分值加总直接作为最后考核成绩。总之，教师应尽可能地创新不同的奖励机制，运用多样化的成绩评定方式，充分体现在课程设置、师生关系等各个方面，力争使学生始终对体育课充满新鲜感、好奇心及进取心。另外，还要从情感方面给予激励，当学生出色掌握某一技术动作时，应在全体同学面前及时给予表扬及鼓励，多多树立典型，营造积极向上氛围。但对待相对较差学生要进行私下课后指导，不宜当众批评，注意方式方法。还应常常与学生进行交流沟通，拉近师生间距离，认真了解学生对待课程的态度，增进师生间的信任，充分使每位学生感受到教师认真的工作态度以及对每位学生的关注，从而促使其可以通过体育课这一平台对体育锻炼产生积极情绪，并能始终保持对体育锻炼的热情，最终实现学生们即使在没有外因的强制要求下也能自觉地养成坚持锻炼的良好习惯。

3.2 锻炼自我效能感在交易型领导行为与坚持体育锻炼意愿间的中介作用

研究显示(图4、图5、表5)，体育教师交易型领导行为对大学生坚持锻炼意愿的影响在没有锻炼自我效能的参与下不具有预测效果，但当将其纳入时在二者间便产生中介效应，且属于完全中介。即当大学生通过体育课学习过程中体验到教师交易型领导行为(分数奖励及信任、情感奖励等方面)的激励时，便会产生较高的锻炼自我效能进而提升坚持锻炼意愿。同时也证明锻炼自我效能感作为一个内在动机，在教师领导行为与学生锻炼坚持意愿间的重要中介作用。陈晓春等[41]认为，高校教师课堂的交易型领导行为对学生创新自我效能感具有积极预测作用。Baron和kenny[42]研究指出，锻炼自我效能对锻炼坚持性具有重要影响，且锻炼自我效能要想起到中介作用必须满足3个条件：1)干预变量与锻炼坚持性间不具有相关性；2)干预变量对锻炼自我效能具有正向预测作用，且锻炼自我效能与锻炼坚持性之间也要具有显著相关性；3)随着锻炼自我效能的加入，干预措施与锻炼坚持性之间的相关性也随之产生。因此，该文献很好地支持了本研究假设。另外，还有研究显示，自我效能是一种习得性信念，主要依赖于以下几种效能信息源所进行认知加工：1)行为成就指基于个体以往对行为掌控情况的亲身体验，成功经验丰富的具有较高自我效能感，也是最主要的影响因素之一；2)替代经验指观看别人的行为表现和结果来判断自己的可能表现及结果；3)言语劝说指来自他人的建议、劝告与解释，也包括自己对自己的内在激发，如身边重要的人强烈认为自己能够成功时，个体也会产生较高自我效能感[14，43-44]。综上，提示体育教师应在课上尽量帮助学生树立成就感及自信，充分按照技能形成规律进行教学，循序渐进，细化教学内容，初期不宜建立过高目标，制定多样奖励机制，使每位学生都能充分获得成功经验进而促进其自信心；另外，结合区别对待原则，根据不同水平进行分组教学，制定相适宜难度，保证不同水平同学都能看到他人的顺利完成，同时自身也能通过努力完成教学任务；最后，加强师生间、同学间交流，增进相互友谊，每次课练习之余积极为学生提供交流机会，谈体会聊感想，利用大学生常用交流平台，例如建立微信群、QQ群等，做到为学生在体育相关知识方面进行第一时间答疑解惑。相信体育教师合理发挥交易型领导行为，必将有效提升大学生锻炼自我效能感，最终顺利实现大学生自主积极参加体育锻炼的教育目标。

3.3 锻炼自我效能感、体育课满意感在交易型领导行为与坚持体育锻炼意愿间的链式中介作用

研究显示(图4、图5、表5)，锻炼自我效能感及体育课满意感除各自在交易型领导行为与坚持体育锻炼意愿间具有完全中介效应外，二者还可同时在交易型领导行为与坚持体育锻炼意愿间具有链式完全中介效应，同时二者间具有显著相关。即当教师充分发挥交易型领导行为使学生感受到对其的称赞及激励时，有助于提升学生锻炼的自我效能感，表现为主动克服各种障碍，增强进行持续锻炼的信心，且使其对体育课产生兴趣及好感，最终促使学生产生一种坚持体育锻炼的意愿。杨尚剑[21]研究指出，青少年参加体育锻炼的自我效能和满意度不受家长的支持与否的影响，而主要与同伴及学校的影响密切相关，如学校和同伴的支持度越高，则越容易激发学生克服障碍参加体育活动的信念，从而提高青少年对参加体育锻炼的效果的满意程度，进而实现坚持体育锻炼的意愿。石梅等[45]研究显示，自我效能感与工作满意度呈显著相关，自我效能感越高，工作满意感也会越突出。徐成龙等[46]认为，自我效能感高的学生更愿意主动去练习和尝试，同时也将更多地从学习环境和教师处获益，获得更高的学习结果，继而产生更高的体育课满意感。以上研究都充分证明自我效能是一种积极心理资本，有利于个体多方面的良好状态，同时也支持了本研究提出的假设3。提示我们：无论是锻炼自我效能还是体育课满意感，在教师的交易型领导行为对学生坚持锻炼意愿间都具有至关重要的桥梁作用。另外，高校体育的终极目标是希望未来学生即使离开校园踏入社会也能够养成自觉坚持体育锻炼的习惯，那么作为肩负该项职责的高校体育教师应充分利用体育课堂这一重要沟通平台，通过不断摸索改革，尝试以有效执教方法及手段对学生展开引导，尽可能调动学生的内在积极性，通过使其不断体验到由体育运动带来的成功与喜悦，真正了解体育锻炼的深层意义，并使体育锻炼彻底融入其生活且常态化。

4 结论

交易型领导行为、锻炼自我效能感、体育课满意感及坚持锻炼意愿四者间具有显著正向相关。锻炼自我效能感和体育课满意感在交易型领导行为与坚持锻炼意愿间分别具有中介效果，且属于完全中介。另外，二者在交易型领导行为与坚持锻炼意愿间具有链式中介效果，且属于完全中介。