郝曉亮 楊云云 殷榮賓 張李強(qiáng)

摘 要： 目的：當(dāng)前我國(guó)青少年的身心健康水平飽受社會(huì)各界詬病，鑒于此，嘗試在高中課堂中實(shí)施中國(guó)健康體育課程模式，借鑒跨環(huán)境動(dòng)機(jī)模型（TCM）考察課程模式對(duì)高中生課外體育參與效果的影響。方法：以高一學(xué)生為實(shí)驗(yàn)對(duì)象，教學(xué)主題為籃球、健美操，實(shí)驗(yàn)組在課堂中采用中國(guó)健康體育課程模式，對(duì)照組采用慣常教學(xué)。實(shí)驗(yàn)干預(yù)為期12周，所有被試先后4次完成了TCM變量的測(cè)試作為實(shí)驗(yàn)研究的前測(cè)、2測(cè)、3測(cè)和后測(cè)。結(jié)果：12周中國(guó)健康體育課程模式課堂教學(xué)顯著提升了學(xué)生課堂需求支持感、課堂動(dòng)機(jī)、課外體育動(dòng)機(jī)以及課外體育活動(dòng)量，對(duì)照組沒有取得上述效果。實(shí)驗(yàn)組學(xué)生的課堂需求支持感能夠正向預(yù)測(cè)課堂動(dòng)機(jī)（ β =0.343， P ＜0.001）；課堂動(dòng)機(jī)能夠正向預(yù)測(cè)課外體育動(dòng)機(jī)（ β =0.435， P ＜0.001）；課外體育動(dòng)機(jī)能夠正向預(yù)測(cè)課外體育參與意圖，直接效應(yīng)顯著（ β =0.107， P ＜0.05），總間接效應(yīng)顯著（ β =0.295， P ＜ 0.001），主觀規(guī)范的間接效應(yīng)不顯著（ P ＞0.05）；課外體育參與意圖能夠正向預(yù)測(cè)課外體育活動(dòng)量（ β =0.361， P ＜0.001）。結(jié)論：中國(guó)健康體育課程模式的結(jié)構(gòu)特點(diǎn)為學(xué)生的學(xué)習(xí)提供了支持，有效激發(fā)了學(xué)生的課堂動(dòng)機(jī)，積極的課堂動(dòng)機(jī)跨環(huán)境正向影響了學(xué)生的課外體育動(dòng)機(jī)，最終促進(jìn)了學(xué)生的課外體育參與。

關(guān)鍵詞： 中國(guó)健康體育課程模式；需求支持感；自主動(dòng)機(jī)；跨環(huán)境動(dòng)機(jī)模型；課外體育活動(dòng)量

中圖分類號(hào)：G807.3 ??文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ?文章編號(hào)：1006-2076（2023）01-0087-11

Effect of Chinese Healthy Physical Education Curriculum Model on Senior High School Students' Extracurricular Sports Participation： A Test Based on Trans-contextual Model of Motivation

HAO Xiaoliang1，YANG Yunyun2，YIN Rongbin3， ZHANG Liqiang4

1. College of P.E.， Taiyuan University of Technology， Taiyuan 030024， Shanxi， China; 2. College of Electrical and Power Engineering， Taiyuan University of Technology， Taiyuan 030024， Shanxi， China; 3. School of P.E.， Soochow University， Suzhou 215021， Jiangsu， China; 4. School of P.E.， Xizang Minzu University， Xianyang 712082， Shannxi， China

Abstract： ?Objective： At present， the physical and mental health level of teenagers in China is criticized by all sectors of society; in view of this， the paper tries to implement the Chinese healthy physical education curriculum model in the senior high school PE， and uses the trans-contextual model of motivation to investigate the impact of Chinese healthy physical education curriculum model on the effect of senior high school students' extracurricular sports participation. ?Methods： Taking fresh students of senior high school as the experimental subject， the teaching themes are basketball and aerobics; the experimental group adopts the Chinese healthy physical education curriculum model in the class， and the control group adopts the habitual teaching. The experimental intervention lasted for 12 weeks， all subjects completed the test of TCM variables four times as the pre-test， 2-test， 3-test and post-test of the experimental study. ?Results： The teaching of 12 weeks Chinese healthy physical education curriculum model significantly improved students' perceived need support in class， autonomous motivation in PE， autonomous motivation in LT （leisure time） and the amount of extracurricular sports activities， the control group did not achieve the above effect. The perceived need support of experimental group students can predict autonomous motivation in PE positively （ β=0.343，P <0.001）; Autonomous motivation in PE can predict autonomous motivation in LT positively （ β=0.435，P <0.001）; Autonomous motivation in LT can predict the intention of extracurricular sports participation positively， and the direct effect was significant （ β=0.107，P <0.05）， the total indirect effect was significant （ β= 0.295，P <0.001）， the indirect effect of subjective norms was not significant （ P >0.05）; Extracurricular sports participation intention can predict the amount of extracurricular sports activities positively （ β=0.361，P <0.001）. Conclusion： The structural characteristics of the Chinese healthy physical education curriculum model provide support for students' learning， effectively stimulate students' autonomous motivation in PE， and the positive autonomous motivation in PE has a positive impact on students' autonomous motivation in LT across the environment， which ultimately promotes students' extracurricular sports participation.

Key words： Chinese healthy physical education curriculum model; perceived need support; autonomous motivation; trans-contextual model of motivation; amount of extracurricular sports activities

當(dāng)前我國(guó)青少年體力活動(dòng)不足的窘境依然未能得到扭轉(zhuǎn)。客觀來講，體育課堂和課外體育構(gòu)成了學(xué)生身體鍛煉的全部來源，因此，學(xué)校的體育課程理應(yīng)承擔(dān)部分責(zé)任。長(zhǎng)期以來，指導(dǎo)思想的缺乏以及現(xiàn)實(shí)因素的困擾，導(dǎo)致體育課的數(shù)量與質(zhì)量都得不到保證。絕大多數(shù)教師沿襲當(dāng)年的受教經(jīng)驗(yàn)，在課堂中秉持“運(yùn)動(dòng)技術(shù)中心論”，僅僅滿足于學(xué)生單個(gè)技術(shù)動(dòng)作以及組合技術(shù)的掌握，忽視學(xué)生運(yùn)動(dòng)興趣的培養(yǎng)以及對(duì)完整運(yùn)動(dòng)的認(rèn)知。這樣的體育課，“學(xué)生不出汗”是教學(xué)常態(tài)，更為嚴(yán)重的后果是：多數(shù)學(xué)生不但不喜歡體育課，而且在閑暇時(shí)間也不會(huì)將體育運(yùn)動(dòng)作為自己的消遣內(nèi)容。

正是意識(shí)到我國(guó)體育教學(xué)的乏力無助以及學(xué)生堪憂的身心健康水平，季瀏教授于2015年提出中國(guó)健康體育課程模式 ［1］，模式旗幟鮮明的提出課堂教學(xué)關(guān)鍵要點(diǎn)的實(shí)施標(biāo)準(zhǔn)：運(yùn)動(dòng)負(fù)荷方面，學(xué)生課堂平均心率應(yīng)達(dá)到140～160次/min，持續(xù)運(yùn)動(dòng)時(shí)間應(yīng)占課堂總時(shí)間75 ???左右。需要說明的是，并非要求每個(gè)學(xué)生的練習(xí)時(shí)間都要達(dá)到課堂總時(shí)間的75 ???，而是教師由于集合整隊(duì)、集中講解示范等原因，安排全班學(xué)生靜止的時(shí)間盡可能不超過課堂總時(shí)間的25 ???；運(yùn)動(dòng)技能方面，無論新授課還是復(fù)習(xí)課，強(qiáng)調(diào)以活動(dòng)和比賽為主，摒棄整堂課只圍繞單個(gè)技術(shù)進(jìn)行教學(xué)，時(shí)間保持在20 min左右；體能練習(xí)方面，每堂課都設(shè)置專門的體能練習(xí)環(huán)節(jié)，同時(shí)注重練習(xí)情境的創(chuàng)設(shè)，全面發(fā)展學(xué)生體能，時(shí)間保持在10 min左右。已有研究表明，在課堂中實(shí)施中國(guó)健康體育課程模式能夠有效提升中小學(xué)生的身心健康水平 ［2］。

課外體育是體育課堂的延伸，同時(shí)也是課堂教學(xué)的歸宿。只有將課堂教學(xué)與課外體育擰成一股繩，雙管齊下，才能合力實(shí)現(xiàn)學(xué)科課程的育人目標(biāo)。與此同時(shí)，專家學(xué)者們嘗試采用各種心理模型來探究影響青少年體育參與的關(guān)鍵要素，并力圖通過實(shí)踐進(jìn)行干預(yù)。近年來國(guó)外較為廣泛地運(yùn)用多元整合的理論框架來驗(yàn)證相似情境下動(dòng)機(jī)和行為的遷移，這個(gè)框架就是跨環(huán)境動(dòng)機(jī)模型（trans-contextual model of motivation，TCM）。TCM由澳大利亞科廷大學(xué)的Hagger教授提出，指明了動(dòng)機(jī)由一種環(huán)境遷移到類似的另一種環(huán)境的整個(gè)過程，認(rèn)為學(xué)生在課堂中的自主支持感、自主動(dòng)機(jī)與課外相關(guān)活動(dòng)的自主動(dòng)機(jī)有關(guān)，并描繪出課外活動(dòng)自主動(dòng)機(jī)與基于信念的結(jié)構(gòu)、參與活動(dòng)的意圖、實(shí)際參與行為之間的關(guān)系 ［3］。整個(gè)結(jié)構(gòu)如圖1所示。

綜上，考慮到我國(guó)高中生不容樂觀的健康水平，嘗試借鑒TCM來檢驗(yàn)中國(guó)健康體育課程模式對(duì)高中生課外體育參與效果的影響，為促進(jìn)我國(guó)學(xué)生的課外體育參與提供實(shí)證經(jīng)驗(yàn)。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

以中國(guó)健康體育課程模式對(duì)高中生課外體育參與效果的影響為研究對(duì)象，結(jié)合研究實(shí)際，在山西省選擇了2所高中。參與實(shí)驗(yàn)的對(duì)象為高一學(xué)生（3個(gè)實(shí)驗(yàn)班，3個(gè)對(duì)照班），有既往病史、心血管疾病、家族遺傳病的學(xué)生不參與本次教學(xué)實(shí)驗(yàn)。高一實(shí)驗(yàn)組學(xué)生156人（男生79人，女生77人），對(duì)照組學(xué)生146人（男生76人，女生70人）。學(xué)生年齡、身高、體重的均值以及標(biāo)準(zhǔn)差如表1所示。

1.2 研究方法

征得校方同意后，對(duì)實(shí)驗(yàn)組教師進(jìn)行了中國(guó)健康體育課程模式理論與實(shí)踐的培訓(xùn)，并取得了較為理想的培訓(xùn)效果。與對(duì)照組教師強(qiáng)調(diào)了課堂實(shí)施注意事項(xiàng)并協(xié)助其熟練POLAR表的操作。根據(jù)學(xué)校場(chǎng)地設(shè)施、教師特點(diǎn)、學(xué)生學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)等，實(shí)驗(yàn)干預(yù)主題為：籃球、健美操。實(shí)驗(yàn)為期12周，其中籃球教學(xué)6周，健美操教學(xué)6周。實(shí)驗(yàn)組教學(xué)計(jì)劃經(jīng)研究者與教師商討后共同撰寫。為了能夠清晰看到學(xué)生TCM變量的變化趨勢(shì)，所有被試先后4次完成了TCM變量的測(cè)試作為實(shí)驗(yàn)研究的前測(cè)、2測(cè)、3測(cè)和后測(cè)。

實(shí)驗(yàn)組的教學(xué)牢牢把握中國(guó)健康體育課程模式的3個(gè)關(guān)鍵要點(diǎn)。對(duì)照組實(shí)施慣常教學(xué)，即傳統(tǒng)的動(dòng)作技術(shù)教學(xué)，有以下幾點(diǎn)顯著特征：整堂課學(xué)生的平均心率在140次/min以下；單個(gè)技術(shù)動(dòng)作、簡(jiǎn)單技術(shù)組合教學(xué)為主；課堂沒有專門的體能練習(xí)環(huán)節(jié)。

運(yùn)動(dòng)負(fù)荷、體能練習(xí)、運(yùn)動(dòng)技能3個(gè)關(guān)鍵要點(diǎn)是當(dāng)前體育課堂教學(xué)的主要矛盾。作為準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)，盡管其他干擾變量或許會(huì)對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生微弱影響，本著“抓住主要矛盾一切問題迎刃而解”的思想，研究者將全部精力放在3個(gè)關(guān)鍵要點(diǎn)的把控上。此外，本次實(shí)驗(yàn)在以下方面進(jìn)行了控制：實(shí)驗(yàn)組、對(duì)照組課時(shí)數(shù)、課堂時(shí)間務(wù)必一致。如遇天氣、學(xué)校各類活動(dòng)造成教學(xué)實(shí)驗(yàn)無法正常開展的情形，要求校方、體育教師結(jié)合實(shí)際情況補(bǔ)足課時(shí)數(shù)；設(shè)置相同的教學(xué)主題，避免不同主題對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果造成干擾；實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組教師性別相同，年齡接近；累計(jì)缺課3次或超過3次的學(xué)生不參與實(shí)驗(yàn)研究各類測(cè)試。

1.2.1 課堂需求支持感知量表

要滿足學(xué)生在課堂中的基本心理需求，就需要教師提供支持型的教學(xué)，具體包括自主支持、結(jié)構(gòu)支持、人際卷入3個(gè)維度，也只有同時(shí)具備以上3個(gè)支持性條件才能最大限度優(yōu)化課堂教學(xué)效果 ［4］。然而絕大多數(shù)已有研究?jī)H從自主支持維度入手，鑒于此，本研究沿用學(xué)者尹龍的學(xué)術(shù)觀點(diǎn)，將TCM的自變量“自主支持感”修改為涵蓋支持型教學(xué)3個(gè)維度的“需求支持感”。研究采用的體育課堂需求支持感知量表由我國(guó)學(xué)者尹龍編制，該量表以中學(xué)生為研究對(duì)象，涵蓋自主支持、能力支持、關(guān)系支持3個(gè)方面 ［5］。自主支持的測(cè)試，尹龍結(jié)合Health Care Climate Questionnaire問卷，將其修改為體育課自主支持問卷，含6個(gè)條目。采用Standage編制的問卷來測(cè)評(píng)學(xué)生的能力支持和關(guān)系支持，能力支持涵蓋4個(gè)條目，關(guān)系支持涵蓋5個(gè)條目。通過嚴(yán)格的量表編制程序，尹龍將3個(gè)維度整合為體育課堂需求支持感知量表，新的量表采用Likert 7級(jí)計(jì)分，根據(jù)對(duì)題目的認(rèn)可程度由低到高依次計(jì)1～7分，如“我覺得體育老師在課堂中給我提供了很多選擇機(jī)會(huì)”。

1.2.2 課堂動(dòng)機(jī)量表

采用香港浸會(huì)大學(xué)鐘伯光翻譯并修訂的原因知覺量表來測(cè)量學(xué)生體育課堂動(dòng)機(jī) ［6］，該量表以中學(xué)生為研究對(duì)象，涵蓋5個(gè)維度，分別是無動(dòng)機(jī)、外部調(diào)節(jié)、內(nèi)攝調(diào)節(jié)、認(rèn)同調(diào)節(jié)、內(nèi)部調(diào)節(jié)，每個(gè)維度又包括3個(gè)條目。量表采用Likert 7級(jí)計(jì)分，根據(jù)對(duì)題目的同意程度由低到高依次計(jì)1～7分，如“因?yàn)槲蚁矚g學(xué)習(xí)新的運(yùn)動(dòng)技能”。研究借鑒Vallerand和Standage的做法，運(yùn)用以下公式計(jì)算出個(gè)人自主動(dòng)機(jī)水平：2×內(nèi)部調(diào)節(jié)＋認(rèn)同調(diào)節(jié)－內(nèi)攝調(diào)節(jié)－2×外部調(diào)節(jié)，分?jǐn)?shù)越高代表動(dòng)機(jī)越傾向于內(nèi)部動(dòng)機(jī) ［7］。

1.2.3 課外體育動(dòng)機(jī)量表

由Markland編制的Behavioural Regulation in Exercise Questionnaire第二版（BREQ-2），是運(yùn)用最為廣泛的測(cè)量鍛煉行為調(diào)節(jié)的工具。我國(guó)香港學(xué)者劉靖東以大學(xué)生為調(diào)查對(duì)象修訂了該量表，最終形成中國(guó)版的鍛煉行為調(diào)節(jié)量表 ［8］，修訂后的量表采用Likert 5級(jí)計(jì)分，根據(jù)對(duì)題目的認(rèn)可程度由低到高依次計(jì)0～4分，如“因?yàn)閯e人說我應(yīng)該鍛煉，所以我鍛煉”。如前所述，運(yùn)用公式計(jì)算出個(gè)人動(dòng)機(jī)水平，分?jǐn)?shù)越高代表動(dòng)機(jī)越自主。

1.2.4 計(jì)劃行為理論量表

本研究采用上海體育學(xué)院王麗娟教授的中文版計(jì)劃行為理論量表 ［9］，該量表以中學(xué)生為研究對(duì)象，涵蓋4個(gè)維度：行為意圖、鍛煉態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制，量表采用Likert 7級(jí)計(jì)分，如“我計(jì)劃下周利用空余時(shí)間最少鍛煉3次”。根據(jù)研究需要，將原量表中預(yù)測(cè)未來7天的鍛煉行為修改為預(yù)測(cè)未來一個(gè)月的鍛煉行為，如“我計(jì)劃下周……”改為“下個(gè)月，我計(jì)劃每周……”。此外，考慮到單個(gè)測(cè)量模型只有一個(gè)觀察變量，即單個(gè)維度只有一個(gè)題目會(huì)造成模型無法辨識(shí) ［10］，因此將主觀規(guī)范維度的單一題目“我身邊重要的人（父母、朋友、老師）認(rèn)為我下周應(yīng)該利用課余時(shí)間最少鍛煉3次”分為3個(gè)條目，如“父母認(rèn)為我下個(gè)月應(yīng)該每周利用課余時(shí)間至少鍛煉3次”。

1.2.5 體育活動(dòng)等級(jí)量表

本研究認(rèn)為，“課外體育參與效果”最直接的表現(xiàn)形式就是“課外體育活動(dòng)量”，而國(guó)內(nèi)測(cè)評(píng)“課外體育活動(dòng)量”較為成熟的量表是梁德清版“體育活動(dòng)等級(jí)量表”。國(guó)外相關(guān)研究同樣也是采用一些成熟的體力活動(dòng)等級(jí)量表來評(píng)定學(xué)生的課外體育行為。梁德清編制的《體育活動(dòng)等級(jí)量表》 ［11］從參加體育鍛煉的強(qiáng)度、時(shí)間、頻率3個(gè)方面來考察運(yùn)動(dòng)量，計(jì)算公式為：運(yùn)動(dòng)量=強(qiáng)度×?xí)r間×頻率。強(qiáng)度與頻率從1～5等級(jí)分別記1～5分，時(shí)間從1～5等級(jí)分別記0～4分，最高分為100分，最低分為0分。

1.2.6 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法

實(shí)驗(yàn)前采用AMOS22.0軟件對(duì)部分量表進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析，旨在考查量表在高一學(xué)生群體中的適用性，結(jié)果表明量表的信效度良好。采用AMOS22.0軟件完成共同方法偏差檢驗(yàn)；采用SPSS22.0軟件中的重復(fù)測(cè)量方差分析比較學(xué)生不同時(shí)點(diǎn)的變量差異；為了探究中國(guó)健康體育課程模式對(duì)學(xué)生課外體育參與的影響過程，首先采用MPLUS7.4軟件對(duì)TCM各潛變量進(jìn)行了測(cè)量模型的估算，隨后采用結(jié)構(gòu)方程模型路徑分析明晰TCM各潛變量之間的直接、間接關(guān)系。

2 結(jié)果與分析

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

對(duì)于共同方法偏差（ CMV ），最常見的就是Harman單因素檢驗(yàn)，該檢測(cè)方法簡(jiǎn)便易行，但是并不準(zhǔn)確，它在進(jìn)行因素分析時(shí)會(huì)出現(xiàn)這樣的結(jié)果：要么析出單獨(dú)一個(gè)因子，要么一個(gè)公因子會(huì)解釋大部分變量差異。鑒于此，采用Widaman等人的做法 ［12］，在涵蓋本研究易產(chǎn)生偏差變量的驗(yàn)證性因子分析中加入一個(gè) CMV 潛變量，并將該潛變量依次單箭頭指向所有題目，用于檢定 CMV 對(duì)題目的解釋能力，結(jié)果如圖2所示。

運(yùn)行模型后，將原模型的所有因子載荷取平方得到各自的 R ??1 ?2 ，同樣，將 CMV 對(duì)題目的因子載荷取平方得到各自的 R ??2 ?2 ，隨后將原構(gòu)面對(duì)所有題目的 R ??1 ?2 取均值得到 R ??1 ?2/n ，將 ?CMV 對(duì)所有題目的 R ??2 ?2 取均值得到 R ??2 ?2/n ，它們分別代表了構(gòu)面對(duì)題目的平均解釋能力。結(jié)果顯示 R ?1 ?2/n 為0.56， R ?2 ?2/n 為0.04?？梢钥闯觯?CMV 對(duì)題目的影響很小，二者的比值為14，因此可以認(rèn)為本研究問卷填答過程中存在的共同方法偏差不會(huì)影響到研究結(jié)果 ［12］。

2.2 運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度監(jiān)測(cè)結(jié)果

研究采用芬蘭產(chǎn)POLAR心率表監(jiān)控學(xué)生運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度，該心率表由腕表和胸帶2部分組成，能夠顯示佩戴者即刻的心率以及整堂課的平均心率。干預(yù)期間，教師結(jié)合經(jīng)驗(yàn)在各自班級(jí)中選取10余名運(yùn)動(dòng)能力處于中等水平的學(xué)生，在此群體中，每次課選取2男2女佩戴心率表。所有班級(jí)每次課都由見習(xí)生或者實(shí)驗(yàn)助手負(fù)責(zé)記錄受試者心率，以便教師根據(jù)學(xué)生心率調(diào)整運(yùn)動(dòng)負(fù)荷，從而達(dá)到實(shí)驗(yàn)要求。表2顯示的是各班級(jí)實(shí)驗(yàn)干預(yù)期間課堂的心率均值及其標(biāo)準(zhǔn)差。

由上可見，干預(yù)期間，實(shí)驗(yàn)組學(xué)生的課堂平均心率都達(dá)到中國(guó)健康體育課程模式規(guī)定的強(qiáng)度范圍，這樣的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度同時(shí)也是《中國(guó)兒童青少年身體活動(dòng)指南》所提倡的 ［13］。對(duì)照組學(xué)生的課堂平均心率明顯低于實(shí)驗(yàn)組學(xué)生，最高的心率為113.59±5.06。

2.3 實(shí)驗(yàn)干預(yù)對(duì)學(xué)生TCM變量的影響結(jié)果

將兩組男生的課堂需求支持感前測(cè)分值進(jìn)行獨(dú)立樣本 T 檢驗(yàn)，結(jié)果表明無顯著性差異（ t =-1.443， P ＞ 0.05）。將兩組女生的課堂需求支持感前測(cè)分值進(jìn)行獨(dú)立樣本 T 檢驗(yàn)，同樣沒有顯著性差異（ t =-0.998， P ＞ 0.05）。接著對(duì)學(xué)生的課堂需求支持感進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析，組間因素是組別，分別是實(shí)驗(yàn)班男生、實(shí)驗(yàn)班女生、對(duì)照班男生、對(duì)照班女生。組內(nèi)因素是測(cè)量時(shí)點(diǎn)，分別是前測(cè)、2測(cè)、3測(cè)和后測(cè)。交互作用為組別×?xí)r點(diǎn)。球形檢驗(yàn)顯示 P ＜0.05，分析結(jié)果以多變量檢驗(yàn)為準(zhǔn)。時(shí)點(diǎn)主效應(yīng)顯著（ F =334.419， P ＜0.001），偏 Eta 方為0.772，即隨著時(shí)間的推移，4組學(xué)生各自的課堂需求支持感均出現(xiàn)顯著差異。時(shí)點(diǎn)×組別交互作用顯著（ F =296.892， P ＜0.001），偏 Eta 方為0.749，需要進(jìn)行簡(jiǎn)單效應(yīng)分析。由于SPSS沒有簡(jiǎn)單效應(yīng)分析模塊，需要額外編程，語(yǔ)法為：/EMMEANS=TABLES（時(shí)點(diǎn)×組別）COMPARE（時(shí)點(diǎn)）ADJ（SIDAK），/EMMEANS=TABLES（時(shí)點(diǎn)×組別）COMPARE（組別）ADJ（SIDAK）。結(jié)果表明，實(shí)驗(yàn)組男生各階段均有顯著進(jìn)步，相比之下，對(duì)照組男生2測(cè)到3測(cè)、3測(cè)到后測(cè)出現(xiàn)退步；實(shí)驗(yàn)組女生各階段均有顯著進(jìn)步，然而對(duì)照組女生前測(cè)到2測(cè)出現(xiàn)退步。整體來看，干預(yù)期間，實(shí)驗(yàn)組男生的課堂需求支持感進(jìn)步幅度為 Δ=0.619，實(shí)驗(yàn)組女生進(jìn)步幅度為Δ =0.671。以下是學(xué)生課堂需求支持感分值變化圖。同樣的方法，圖3描繪出干預(yù)前后學(xué)生課堂動(dòng)機(jī)、課外體育動(dòng)機(jī)以及課外體育活動(dòng)量的變化。

2.4 實(shí)驗(yàn)組學(xué)生TCM變量之間的影響關(guān)系

為了探究中國(guó)健康體育課程模式對(duì)學(xué)生課外體育參與的影響過程，采用結(jié)構(gòu)方程模型路徑分析明晰TCM各潛變量之間的直接、間接關(guān)系。建模采用的數(shù)據(jù)為2測(cè)、3測(cè)、后測(cè)3次測(cè)試數(shù)據(jù)的均值（這3次測(cè)試數(shù)據(jù)是接受中國(guó)健康體育課程模式教學(xué)后的結(jié)果）。結(jié)構(gòu)方程建模時(shí)會(huì)有多個(gè)潛變量參與其中，而某些潛變量可能又包含若干潛變量，指標(biāo)的增加不利于搭建關(guān)鍵潛變量之間的關(guān)系。為此，研究者常使用項(xiàng)目打包法將某些潛變量轉(zhuǎn)化為顯變量，如此使得測(cè)量誤差得以凈化，并簡(jiǎn)化了模型，最終提升了參數(shù)估計(jì)以及模型擬合度 ［14］。本研究結(jié)構(gòu)模型較為復(fù)雜，因此將課堂需求支持感所包含的3個(gè)潛變量自主支持、能力支持、關(guān)系支持通過項(xiàng)目打包轉(zhuǎn)化為顯變量，類似的做法還有課堂動(dòng)機(jī)所包含的5個(gè)潛變量，課外體育動(dòng)機(jī)所包含的5個(gè)潛變量等。我們知道，要建立結(jié)構(gòu)模型間的關(guān)系，首先做好各個(gè)測(cè)量模型 ［15］，然而考慮到實(shí)驗(yàn)研究的目的是獲得TCM各潛變量之間的直接、間接關(guān)系，因此在文中并沒有將每個(gè)測(cè)量模型的結(jié)果圖描繪出來，而是在表中列出了測(cè)量模型的建構(gòu)效度（見表3）。

參照表4，上述8個(gè)潛變量的題目信度基本符合 建議值，組合信度也達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，聚合效度也在可接的范圍，此外各個(gè)維度間具備了區(qū)別效度，適合進(jìn)一步進(jìn)行結(jié)構(gòu)模型的分析。

2.4.1 課堂需求支持感對(duì)課堂動(dòng)機(jī)的影響關(guān)系

報(bào)表結(jié)果顯示，該結(jié)構(gòu)模型擬合度指標(biāo)為： x2 / df ＝2.034， CFI ＝0.957， TLI ＝0.949， RMSEA ＝0.047， SRMR = 0.052，達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)。標(biāo)準(zhǔn)化的模型結(jié)果（見圖4）顯示，課堂需求支持感能夠正向預(yù)測(cè)課堂動(dòng)機(jī)（ β =0.343， P ＜ 0.001），課堂動(dòng)機(jī)的 R 2 值為0.29，表明該模型基本達(dá)到中等水平的解釋效應(yīng)，即課堂需求支持感解釋了課堂動(dòng)機(jī)29 ???的變異。采用實(shí)驗(yàn)群組比較進(jìn)一步分析性別在該模型中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在VARIABLE命令中輸入GROUPING IS SEX，界定1=MALE，2=FEMALE。隨后設(shè)置MODEL CONSTRAINT對(duì)男女生的路徑系數(shù)及其之間的差異進(jìn)行界定，結(jié)果表明，高中男生（ β =0.327）和女生（ β =0.361）的路徑系數(shù)沒有顯著性差異（ P ＞ 0.05）。

2.4.2 課堂動(dòng)機(jī)對(duì)課外體育動(dòng)機(jī)的影響關(guān)系

報(bào)表結(jié)果顯示，該結(jié)構(gòu)模型擬合度指標(biāo)為： x ２ / df ＝2.763， CFI ＝0.918， TLI ＝0.933， RMSEA ＝0.049， SRMR =0.062，達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)。標(biāo)準(zhǔn)化的模型結(jié)果（見圖5）顯示，課堂動(dòng)機(jī)能夠正向預(yù)測(cè)課外體育動(dòng)機(jī)（ β =0.435， P ＜0.001）， R 2 值為0.39，即課堂動(dòng)機(jī)解釋了課外體育動(dòng)機(jī)39 ???的變異。采用群組比較進(jìn)一步分析性別在該模型中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果表明男生（ β =0.457）和女生（ β =0.408）的路徑系數(shù)沒有顯著性差異（ P ＞0.05）。

2.4.3 課外體育動(dòng)機(jī)對(duì)課外體育參與意圖的影響關(guān)系

首先，采用常規(guī)性的ML（最大似然法）進(jìn)行分析，報(bào)表結(jié)果顯示該中介模型擬合度不佳，隨后采用MLM（最大似然估計(jì)結(jié)合標(biāo)準(zhǔn)誤和均值校正的卡方檢驗(yàn)，也稱為Satorra-Bentler ?X ?2）進(jìn)行分析 ［17］，目的在于校正由于模型復(fù)雜或是統(tǒng)計(jì)量增多而引起的卡方值膨脹。最終模型擬合度指標(biāo)為： x ２ / df ＝3.277， CFI ＝0.884， TLI ＝0.920， RMSEA ＝0.069， SRMR =0.078，基本達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)（見圖6）。非標(biāo)準(zhǔn)化的結(jié)果顯示，路徑 RAI-LT→ATT→INT 的間接效應(yīng)顯著（ β =0.149， P ＜0.05），路徑 RAI-LT→SN→INT 的間接效應(yīng)不顯著（ β =0.011， P ＞0.05），路徑 RAI-LT→PBC→INT 的間接效應(yīng)顯著（ β =0.135， P ＜0.05），此外，模型的總間接效應(yīng)顯著（ β =0.295， P ＜0.001），直接效應(yīng)也顯著（ β =0.107， P ＜0.05），由上可以說明該模型的效應(yīng)屬于部分中介。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)3條間接路徑的差異，在MODEL CONSTRAINT副指令下編輯DIFF12、DIFF13、DIFF23，結(jié)果顯示，路徑1與路徑2之間、路徑2與路徑3之間（即 F 1-F 2、F 2-F 3 ）的效應(yīng)差異顯著（ P ＜0.05），路徑1與路徑3之間（即 F 1-F 3 ）的效應(yīng)差異不顯著（ P ＞0.05）。偏差校正的 Bootstrap 和百分位 Bootstrap 兩水平的置信區(qū)間一致表明了上述的研究結(jié)果。隨后采用群組比較進(jìn)一步分析性別在該模型中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，分析結(jié)果表明，對(duì)于路徑 RAI-LT→ATT→INT ，男生（ β =0.126）和女生（ β =0.171）的中介效應(yīng)沒有顯著性差異（ P ＞0.05）。對(duì)于路徑 RAI-LT→SN→INT ，男生（ β =0.007）和女生（ β =0.016）的中介效應(yīng)沒有顯著性差異（ P ＞0.05）。對(duì)于路徑 RAI-LT→PBC→INT ，男生（ β =0.120）和女生（ β =0.154）的中介效應(yīng)沒有顯著性差異（ P ＞0.05），見表5。

2.4.4 課外體育參與意圖對(duì)課外體育行為的影響關(guān)系

報(bào)表結(jié)果顯示，結(jié)構(gòu)模型擬合度指標(biāo)為： x ２ / df = 2.082， CFI ＝0.935， TLI ＝0.944， RMSEA ＝0.039， SRMR = 0.045，達(dá)到擬合標(biāo)準(zhǔn)。

標(biāo)準(zhǔn)化的模型結(jié)果（見圖7）顯示，課外體育參與意圖能夠正向預(yù)測(cè)課外體育行為（ β =0.361， P ＜ 0.001）， R 2 值為0.38，即意圖解釋了行為38 ???的變異。采用群組比較進(jìn)一步分析性別在該模型中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果表明男生（ β =0.397）和女生（ β = 0.330）的路徑系數(shù)沒有顯著性差異（ P ＞0.05）。

綜合以上中國(guó)健康體育課程模式對(duì)學(xué)生課外體育參與的一系列影響機(jī)制，通過圖8來直觀顯現(xiàn)實(shí)驗(yàn)組學(xué)生TCM變量間的路徑關(guān)系。

3 討 論

3.1 實(shí)驗(yàn)干預(yù)前后兩組學(xué)生TCM變量的變化

3.1.1 實(shí)驗(yàn)干預(yù)對(duì)學(xué)生課堂需求支持感的影響結(jié)果分析

實(shí)驗(yàn)組男生各階段都有顯著進(jìn)步，相比之下，對(duì)照組男生2測(cè)到3測(cè)、3測(cè)到后測(cè)的變化呈下降趨勢(shì)。究其可能原因，實(shí)驗(yàn)后期教學(xué)主題為健美操，男生對(duì)健美操的喜歡程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于籃球，但是實(shí)驗(yàn)組教師通過創(chuàng)設(shè)各種小組展示以及形式多樣的體能練習(xí)較好地滿足了學(xué)生學(xué)習(xí)需求；實(shí)驗(yàn)組女生各階段都有顯著進(jìn)步，然而對(duì)照組女生前測(cè)到2測(cè)的變化呈下降趨勢(shì)。究其可能原因，實(shí)驗(yàn)前期教學(xué)主題為籃球，考慮到女生較差的籃球基礎(chǔ)，對(duì)照組教師只為女生安排原地運(yùn)球、投籃等靜態(tài)化的內(nèi)容，并且在很多時(shí)候忽視女生的學(xué)習(xí)。反觀實(shí)驗(yàn)組，教師通過簡(jiǎn)化規(guī)則、創(chuàng)設(shè)多種適宜的籃球游戲和比賽較好地滿足了女生學(xué)習(xí)需求。此外，由圖3可以看出，即便同為增長(zhǎng)階段（兩組男生或兩組女生），實(shí)驗(yàn)組學(xué)生進(jìn)步幅度也明顯大于對(duì)照組學(xué)生，這也再次表明中國(guó)健康體育課程模式能夠有效提升學(xué)生的課堂需求支持感。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)干預(yù)對(duì)學(xué)生課堂動(dòng)機(jī)的影響結(jié)果分析

實(shí)驗(yàn)組男生各階段都有進(jìn)步，相比之下，對(duì)照組男生2測(cè)到3測(cè)、3測(cè)到后測(cè)的變化呈下降趨勢(shì)。實(shí)驗(yàn)干預(yù)主題為籃球、健美操，相比健美操，男生更喜歡籃球運(yùn)動(dòng)。然而實(shí)驗(yàn)組教師每次課都設(shè)置健美操展示和比賽、豐富多樣的體能練習(xí)，既鞏固了所學(xué)內(nèi)容，同時(shí)也激發(fā)了男生的健美操學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)；實(shí)驗(yàn)組女生各階段均有顯著進(jìn)步，然而對(duì)照組女生前測(cè)到2測(cè)的變化呈下降趨勢(shì)。實(shí)驗(yàn)初期教學(xué)主題為籃球，該項(xiàng)目本是兼具趣味性與競(jìng)爭(zhēng)性，然而在對(duì)照組教師看來，女生籃球基礎(chǔ)不夠，需要從最基本的投籃、運(yùn)球入門，教學(xué)過程中沒有創(chuàng)設(shè)活動(dòng)和比賽來激發(fā)女生的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，導(dǎo)致對(duì)照組女生前測(cè)到2測(cè)出現(xiàn)下降。與需求支持感類似，兩組男生/兩組女生即便同為增長(zhǎng)階段，實(shí)驗(yàn)組學(xué)生進(jìn)步幅度也明顯大于對(duì)照組學(xué)生，表明中國(guó)健康體育課程模式能夠有效提升學(xué)生的課堂動(dòng)機(jī)。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)干預(yù)對(duì)學(xué)生課外體育動(dòng)機(jī)的影響結(jié)果分析

實(shí)驗(yàn)組男生各階段均有不同程度進(jìn)步，相比之下，對(duì)照組男生2測(cè)到3測(cè)、3測(cè)到后測(cè)的變化呈下降趨勢(shì)；實(shí)驗(yàn)組女生各階段均有顯著進(jìn)步，然而對(duì)照組女生各階段的進(jìn)步均不顯著。研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)照組學(xué)生中只有男生的2測(cè)到3測(cè)、3測(cè)到后測(cè)出現(xiàn)退步。高中生課外體育動(dòng)機(jī)受多方面因素的影響，然而結(jié)合體育課堂來看，實(shí)驗(yàn)后期教學(xué)主題為健美操，對(duì)照組教師強(qiáng)調(diào)單個(gè)技術(shù)動(dòng)作的規(guī)范以及反復(fù)學(xué)練套路的教學(xué)方式難以激發(fā)男生學(xué)練動(dòng)機(jī)，一定程度上可能抑制了他們課外體育動(dòng)機(jī)的提升。反觀實(shí)驗(yàn)組，教師充分發(fā)揮小組學(xué)習(xí)的作用，小組內(nèi)男女搭配互相指導(dǎo)評(píng)價(jià)，每次課都安排各種規(guī)格的健美操展示以及豐富多樣的體能活動(dòng)和比賽，較好地激發(fā)了男生的課堂動(dòng)機(jī)，積極的課堂動(dòng)機(jī)可能遷移至課外，引起男生課外體育動(dòng)機(jī)的穩(wěn)定提升。值得一提的是，對(duì)照組女生前測(cè)到2測(cè)出現(xiàn)進(jìn)步，這不同于前述兩個(gè)指標(biāo)此階段的變化，或許印證了課外體育動(dòng)機(jī)影響因素的復(fù)雜化。

3.1.4 實(shí)驗(yàn)干預(yù)對(duì)學(xué)生課外體育活動(dòng)量的影響結(jié)果分析

實(shí)驗(yàn)組學(xué)生的課外體育活動(dòng)量在各階段均有顯著進(jìn)步。相比之下，對(duì)照組男生2測(cè)到3測(cè)、3測(cè)到后測(cè)的變化呈下降趨勢(shì)；對(duì)照組女生各階段的進(jìn)步都不顯著。整體來看，干預(yù)前后，實(shí)驗(yàn)組學(xué)生進(jìn)步幅度遠(yuǎn)大于對(duì)照組。上述一系列研究結(jié)果促使我們相信，中國(guó)健康體育課程模式不僅提升了學(xué)生的課堂學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，積極的課堂動(dòng)機(jī)遷移至課外并引起學(xué)生課外體育活動(dòng)量的提升。此外，由圖3可以看出，學(xué)生課外體育活動(dòng)量的變化趨勢(shì)與課外體育動(dòng)機(jī)的變化非常相似，一定程度上可以說明動(dòng)機(jī)是影響行為的關(guān)鍵因素。

3.2 實(shí)驗(yàn)組學(xué)生TCM變量間的影響關(guān)系

3.2.1 課堂需求支持感對(duì)課堂動(dòng)機(jī)的影響關(guān)系

研究結(jié)果表明，實(shí)驗(yàn)組學(xué)生的課堂需求支持感能夠正向預(yù)測(cè)課堂動(dòng)機(jī)（ P ＜0.001），且女生的路徑系數(shù)高于男生。一定程度上可以說明，教師的課堂支持行為更能積極影響女生的課堂動(dòng)機(jī)。高中階段的女生，其運(yùn)動(dòng)積極性幾乎降到了最低點(diǎn)，為了逐步扭轉(zhuǎn)這種頹勢(shì)，高中體育教學(xué)要特別注意給予女生學(xué)習(xí)支持。教師的課堂支持行為能夠有效預(yù)測(cè)學(xué)生的課堂動(dòng)機(jī)已在很多研究中得到證實(shí)。Gracielle研究發(fā)現(xiàn)，教師在接受了自主支持課程的培訓(xùn)后，經(jīng)過8個(gè)月的自主支持教學(xué)，顯著提升了12～14歲學(xué)生的課堂動(dòng)機(jī) ［18］。Chang研究發(fā)現(xiàn)，教師在單元教學(xué)中允許學(xué)生自行決定教學(xué)項(xiàng)目的先后順序，自行選擇搭檔，提供給學(xué)生分組實(shí)踐等，6周干預(yù)結(jié)束后，六年級(jí)學(xué)生的課堂動(dòng)機(jī)得到顯著提升 ［19］。

3.2.2 課堂動(dòng)機(jī)對(duì)課外體育動(dòng)機(jī)的影響關(guān)系

研究結(jié)果表明，實(shí)驗(yàn)組學(xué)生的課堂動(dòng)機(jī)能夠正向預(yù)測(cè)課外體育動(dòng)機(jī)（ P ＜0.001），且男生的路徑系數(shù)高于女生，一定程度上可以說明，男生更可能將他們積極的課堂動(dòng)機(jī)遷移至課外類似環(huán)境。對(duì)于高一學(xué)生，雖然他們的課外體育參與受多方面因素的影響，比如繁忙的學(xué)業(yè)。 然而由實(shí)驗(yàn)結(jié)果可以看出，積極的課堂動(dòng)機(jī)依然能夠有效遷移至課外體育環(huán)境，因此教師在課堂中創(chuàng)設(shè)情境激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)顯得至關(guān)重要，只有“經(jīng)營(yíng)”好自己的本職工作才能給學(xué)生的課外體育參與帶來可能。Hagger整合多元理論提出了TCM，其中的一個(gè)關(guān)鍵假設(shè)就是，學(xué)生在課堂中的自主動(dòng)機(jī)可以跨環(huán)境遷移至課外，且該假設(shè)得到眾多相關(guān)研究證實(shí)。

3.2.3 課外體育動(dòng)機(jī)對(duì)課外體育參與意圖的影響關(guān)系

研究結(jié)果表明，該中介模型的3條間接路徑，只有路徑 RAI-LT→SN→INT 的間接效應(yīng)不顯著（ P ＞ 0.05），可以看出，動(dòng)機(jī)更有可能通過自主性的變量（態(tài)度、知覺行為控制）去影響意圖。高中階段的學(xué)生，對(duì)于是否執(zhí)行自己的目標(biāo)行為有著較好的把控，較少依賴身邊重要的人對(duì)自己參與特定行為的見解，推測(cè)這是上述研究結(jié)果的可能原因。此外，課外體育動(dòng)機(jī)能夠以較小的直接效應(yīng)去影響課外體育參與意圖（ β = 0.107， P ＜0.05）。由此可見，激發(fā)高中生的課外體育動(dòng)機(jī)至關(guān)重要，因?yàn)榧幢銢]有中介變量的介導(dǎo)，學(xué)生的課外體育動(dòng)機(jī)也能在一定程度上正向影響他們的課外體育參與意圖。TCM整合了自我決定理論以及計(jì)劃行為理論，二者看似沒有關(guān)聯(lián)，然而將其結(jié)合卻有一定的理論依據(jù)。Chatzisarantis認(rèn)為，個(gè)人的信念會(huì)追隨他們的動(dòng)機(jī)，因此動(dòng)機(jī)在一定程度上會(huì)影響基于信念的社會(huì)認(rèn)知變量 ［20］。Pihu基于中學(xué)生群體，發(fā)現(xiàn)該并聯(lián)中介模型中 RAI-LT→ATT→INT 中介效應(yīng)顯著， RAI-LT→PBC→INT 中介效應(yīng)顯著， RAI-LT→SN→INT 中介效應(yīng)不顯著 ［21］。Tristan在實(shí)驗(yàn)過程中遺漏了主觀規(guī)范變量數(shù)據(jù)，導(dǎo)致無法權(quán)衡路徑 RAI-LT→SN→INT 的效應(yīng)，但是對(duì)于9～15歲學(xué)生群體，路徑 RAI-LT→ATT→INT 、 RAI-LT→PBC→INT 效應(yīng)均顯著，然而模型的直接效應(yīng)（ RAI-LT→INT ）不顯著 ［22］。

3.2.4 課外體育參與意圖對(duì)課外體育行為的影響關(guān)系

研究結(jié)果表明，實(shí)驗(yàn)組學(xué)生的課外體育參與意圖能夠正向預(yù)測(cè)課外體育行為（ P ＜0.001），且男生的路徑系數(shù)高于女生。一定程度上可以說明，高中男生更有可能將他們的課外體育參與意圖轉(zhuǎn)化為實(shí)際行動(dòng)。如前所述，當(dāng)前高中女生的體育活動(dòng)參與度很不理想，如，忙于學(xué)業(yè)、在意同學(xué)的看法、生理期等都是可能的原因。然而本次研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)驗(yàn)組女生的課外體育參與意圖同樣能夠顯著正向預(yù)測(cè)其課外體育行為。鑒于此，找準(zhǔn)課外體育參與意圖的前因變量并進(jìn)行干預(yù)是一項(xiàng)有意義的嘗試，比如激發(fā)學(xué)生的體育課堂動(dòng)機(jī)、課外體育動(dòng)機(jī)。Hagger提出TCM，其中一條重要的假設(shè)就是課外體育參與意圖能夠正向預(yù)測(cè)課外體育行為。Hagger對(duì)希臘、英國(guó)、波蘭以及新加坡4國(guó)中學(xué)生的調(diào)查研究表明，學(xué)生的課外體育參與意圖能夠顯著正向預(yù)測(cè)課外體育行為 ［23］。然而個(gè)別研究發(fā)現(xiàn)了不同的結(jié)果，如Viciana針對(duì)中學(xué)生的研究發(fā)現(xiàn)，課外體育參與意圖并不能有效預(yù)測(cè)課外體育行為 ［24］。 然而該研究采用加速度計(jì)客觀測(cè)量課外體育活動(dòng)量，這不同于以往的研究（相關(guān)研究均采用自評(píng)量表填答）。測(cè)評(píng)方式的不對(duì)等也可能是造成上述結(jié)果的重要原因之一。

4 結(jié) 論

12周中國(guó)健康體育課程模式課堂教學(xué)顯著提升了高一學(xué)生的課堂需求支持感、課堂動(dòng)機(jī)、課外體育動(dòng)機(jī)以及課外體育活動(dòng)量。中國(guó)健康體育課程模式的結(jié)構(gòu)特點(diǎn)（運(yùn)動(dòng)負(fù)荷、體能練習(xí)、運(yùn)動(dòng)技能）較好地滿足了學(xué)生的學(xué)習(xí)需求，有效激發(fā)了學(xué)生的課堂動(dòng)機(jī)，積極的課堂動(dòng)機(jī)跨環(huán)境正向影響了學(xué)生的課外體育動(dòng)機(jī)，最終正向影響了學(xué)生的課外體育活動(dòng)量。

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