中國健康體育課程模式對高中生課外體育參與效果影響的研究

郝曉亮 楊云云 殷榮賓 張李強

摘 要： 目的：當前我國青少年的身心健康水平飽受社會各界詬病，鑒于此，嘗試在高中課堂中實施中國健康體育課程模式，借鑒跨環(huán)境動機模型（TCM）考察課程模式對高中生課外體育參與效果的影響。方法：以高一學生為實驗對象，教學主題為籃球、健美操，實驗組在課堂中采用中國健康體育課程模式，對照組采用慣常教學。實驗干預為期12周，所有被試先后4次完成了TCM變量的測試作為實驗研究的前測、2測、3測和后測。結(jié)果：12周中國健康體育課程模式課堂教學顯著提升了學生課堂需求支持感、課堂動機、課外體育動機以及課外體育活動量，對照組沒有取得上述效果。實驗組學生的課堂需求支持感能夠正向預測課堂動機（ β =0.343， P ＜0.001）；課堂動機能夠正向預測課外體育動機（ β =0.435， P ＜0.001）；課外體育動機能夠正向預測課外體育參與意圖，直接效應顯著（ β =0.107， P ＜0.05），總間接效應顯著（ β =0.295， P ＜ 0.001），主觀規(guī)范的間接效應不顯著（ P ＞0.05）；課外體育參與意圖能夠正向預測課外體育活動量（ β =0.361， P ＜0.001）。結(jié)論：中國健康體育課程模式的結(jié)構特點為學生的學習提供了支持，有效激發(fā)了學生的課堂動機，積極的課堂動機跨環(huán)境正向影響了學生的課外體育動機，最終促進了學生的課外體育參與。

關鍵詞： 中國健康體育課程模式；需求支持感；自主動機；跨環(huán)境動機模型；課外體育活動量

中圖分類號：G807.3 ??文獻標識碼：A ?文章編號：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

當前我國青少年體力活動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成了學生身體鍛煉的全部來源，因此，學校的體育課程理應承擔部分責任。長期以來，指導思想的缺乏以及現(xiàn)實因素的困擾，導致體育課的數(shù)量與質(zhì)量都得不到保證。絕大多數(shù)教師沿襲當年的受教經(jīng)驗，在課堂中秉持“運動技術中心論”，僅僅滿足于學生單個技術動作以及組合技術的掌握，忽視學生運動興趣的培養(yǎng)以及對完整運動的認知。這樣的體育課，“學生不出汗”是教學常態(tài)，更為嚴重的后果是：多數(shù)學生不但不喜歡體育課，而且在閑暇時間也不會將體育運動作為自己的消遣內(nèi)容。

正是意識到我國體育教學的乏力無助以及學生堪憂的身心健康水平，季瀏教授于2015年提出中國健康體育課程模式 ［1］，模式旗幟鮮明的提出課堂教學關鍵要點的實施標準：運動負荷方面，學生課堂平均心率應達到140～160次/min，持續(xù)運動時間應占課堂總時間75 ???左右。需要說明的是，并非要求每個學生的練習時間都要達到課堂總時間的75 ???，而是教師由于集合整隊、集中講解示范等原因，安排全班學生靜止的時間盡可能不超過課堂總時間的25 ???；運動技能方面，無論新授課還是復習課，強調(diào)以活動和比賽為主，摒棄整堂課只圍繞單個技術進行教學，時間保持在20 min左右；體能練習方面，每堂課都設置專門的體能練習環(huán)節(jié)，同時注重練習情境的創(chuàng)設，全面發(fā)展學生體能，時間保持在10 min左右。已有研究表明，在課堂中實施中國健康體育課程模式能夠有效提升中小學生的身心健康水平 ［2］。

課外體育是體育課堂的延伸，同時也是課堂教學的歸宿。只有將課堂教學與課外體育擰成一股繩，雙管齊下，才能合力實現(xiàn)學科課程的育人目標。與此同時，專家學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鍵要素，并力圖通過實踐進行干預。近年來國外較為廣泛地運用多元整合的理論框架來驗證相似情境下動機和行為的遷移，這個框架就是跨環(huán)境動機模型（trans-contextual model of motivation，TCM）。TCM由澳大利亞科廷大學的Hagger教授提出，指明了動機由一種環(huán)境遷移到類似的另一種環(huán)境的整個過程，認為學生在課堂中的自主支持感、自主動機與課外相關活動的自主動機有關，并描繪出課外活動自主動機與基于信念的結(jié)構、參與活動的意圖、實際參與行為之間的關系 ［3］。整個結(jié)構如圖1所示。

綜上，考慮到我國高中生不容樂觀的健康水平，嘗試借鑒TCM來檢驗中國健康體育課程模式對高中生課外體育參與效果的影響，為促進我國學生的課外體育參與提供實證經(jīng)驗。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

以中國健康體育課程模式對高中生課外體育參與效果的影響為研究對象，結(jié)合研究實際，在山西省選擇了2所高中。參與實驗的對象為高一學生（3個實驗班，3個對照班），有既往病史、心血管疾病、家族遺傳病的學生不參與本次教學實驗。高一實驗組學生156人（男生79人，女生77人），對照組學生146人（男生76人，女生70人）。學生年齡、身高、體重的均值以及標準差如表1所示。

1.2 研究方法

征得校方同意后，對實驗組教師進行了中國健康體育課程模式理論與實踐的培訓，并取得了較為理想的培訓效果。與對照組教師強調(diào)了課堂實施注意事項并協(xié)助其熟練POLAR表的操作。根據(jù)學校場地設施、教師特點、學生學習經(jīng)驗等，實驗干預主題為：籃球、健美操。實驗為期12周，其中籃球教學6周，健美操教學6周。實驗組教學計劃經(jīng)研究者與教師商討后共同撰寫。為了能夠清晰看到學生TCM變量的變化趨勢，所有被試先后4次完成了TCM變量的測試作為實驗研究的前測、2測、3測和后測。

實驗組的教學牢牢把握中國健康體育課程模式的3個關鍵要點。對照組實施慣常教學，即傳統(tǒng)的動作技術教學，有以下幾點顯著特征：整堂課學生的平均心率在140次/min以下；單個技術動作、簡單技術組合教學為主；課堂沒有專門的體能練習環(huán)節(jié)。

運動負荷、體能練習、運動技能3個關鍵要點是當前體育課堂教學的主要矛盾。作為準實驗，盡管其他干擾變量或許會對研究結(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個關鍵要點的把控上。此外，本次實驗在以下方面進行了控制：實驗組、對照組課時數(shù)、課堂時間務必一致。如遇天氣、學校各類活動造成教學實驗無法正常開展的情形，要求校方、體育教師結(jié)合實際情況補足課時數(shù)；設置相同的教學主題，避免不同主題對實驗結(jié)果造成干擾；實驗組與對照組教師性別相同，年齡接近；累計缺課3次或超過3次的學生不參與實驗研究各類測試。

1.2.1 課堂需求支持感知量表

要滿足學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，具體包括自主支持、結(jié)構支持、人際卷入3個維度，也只有同時具備以上3個支持性條件才能最大限度優(yōu)化課堂教學效果 ［4］。然而絕大多數(shù)已有研究僅從自主支持維度入手，鑒于此，本研究沿用學者尹龍的學術觀點，將TCM的自變量“自主支持感”修改為涵蓋支持型教學3個維度的“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學者尹龍編制，該量表以中學生為研究對象，涵蓋自主支持、能力支持、關系支持3個方面 ［5］。自主支持的測試，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個條目。采用Standage編制的問卷來測評學生的能力支持和關系支持，能力支持涵蓋4個條目，關系支持涵蓋5個條目。通過嚴格的量表編制程序，尹龍將3個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級計分，根據(jù)對題目的認可程度由低到高依次計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會”。

1.2.2 課堂動機量表

采用香港浸會大學鐘伯光翻譯并修訂的原因知覺量表來測量學生體育課堂動機 ［6］，該量表以中學生為研究對象，涵蓋5個維度，分別是無動機、外部調(diào)節(jié)、內(nèi)攝調(diào)節(jié)、認同調(diào)節(jié)、內(nèi)部調(diào)節(jié)，每個維度又包括3個條目。量表采用Likert 7級計分，根據(jù)對題目的同意程度由低到高依次計1～7分，如“因為我喜歡學習新的運動技能”。研究借鑒Vallerand和Standage的做法，運用以下公式計算出個人自主動機水平：2×內(nèi)部調(diào)節(jié)＋認同調(diào)節(jié)－內(nèi)攝調(diào)節(jié)－2×外部調(diào)節(jié)，分數(shù)越高代表動機越傾向于內(nèi)部動機 ［7］。

1.2.3 課外體育動機量表

由Markland編制的Behavioural Regulation in Exercise Questionnaire第二版（BREQ-2），是運用最為廣泛的測量鍛煉行為調(diào)節(jié)的工具。我國香港學者劉靖東以大學生為調(diào)查對象修訂了該量表，最終形成中國版的鍛煉行為調(diào)節(jié)量表 ［8］，修訂后的量表采用Likert 5級計分，根據(jù)對題目的認可程度由低到高依次計0～4分，如“因為別人說我應該鍛煉，所以我鍛煉”。如前所述，運用公式計算出個人動機水平，分數(shù)越高代表動機越自主。

1.2.4 計劃行為理論量表

本研究采用上海體育學院王麗娟教授的中文版計劃行為理論量表 ［9］，該量表以中學生為研究對象，涵蓋4個維度：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級計分，如“我計劃下周利用空余時間最少鍛煉3次”。根據(jù)研究需要，將原量表中預測未來7天的鍛煉行為修改為預測未來一個月的鍛煉行為，如“我計劃下周……”改為“下個月，我計劃每周……”。此外，考慮到單個測量模型只有一個觀察變量，即單個維度只有一個題目會造成模型無法辨識 ［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）認為我下周應該利用課余時間最少鍛煉3次”分為3個條目，如“父母認為我下個月應該每周利用課余時間至少鍛煉3次”。

1.2.5 體育活動等級量表

本研究認為，“課外體育參與效果”最直接的表現(xiàn)形式就是“課外體育活動量”，而國內(nèi)測評“課外體育活動量”較為成熟的量表是梁德清版“體育活動等級量表”。國外相關研究同樣也是采用一些成熟的體力活動等級量表來評定學生的課外體育行為。梁德清編制的《體育活動等級量表》 ［11］從參加體育鍛煉的強度、時間、頻率3個方面來考察運動量，計算公式為：運動量=強度×時間×頻率。強度與頻率從1～5等級分別記1～5分，時間從1～5等級分別記0～4分，最高分為100分，最低分為0分。

1.2.6 數(shù)理統(tǒng)計法

實驗前采用AMOS22.0軟件對部分量表進行了驗證性因子分析，旨在考查量表在高一學生群體中的適用性，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；采用SPSS22.0軟件中的重復測量方差分析比較學生不同時點的變量差異；為了探究中國健康體育課程模式對學生課外體育參與的影響過程，首先采用MPLUS7.4軟件對TCM各潛變量進行了測量模型的估算，隨后采用結(jié)構方程模型路徑分析明晰TCM各潛變量之間的直接、間接關系。

2 結(jié)果與分析

2.1 共同方法偏差檢驗

對于共同方法偏差（ CMV ），最常見的就是Harman單因素檢驗，該檢測方法簡便易行，但是并不準確，它在進行因素分析時會出現(xiàn)這樣的結(jié)果：要么析出單獨一個因子，要么一個公因子會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)生偏差變量的驗證性因子分析中加入一個 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 對題目的解釋能力，結(jié)果如圖2所示。

運行模型后，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 對題目的因子載荷取平方得到各自的 R ??2 ?2 ，隨后將原構面對所有題目的 R ??1 ?2 取均值得到 R ??1 ?2/n ，將 ?CMV 對所有題目的 R ??2 ?2 取均值得到 R ??2 ?2/n ，它們分別代表了構面對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?， CMV 對題目的影響很小，二者的比值為14，因此可以認為本研究問卷填答過程中存在的共同方法偏差不會影響到研究結(jié)果 ［12］。

2.2 運動強度監(jiān)測結(jié)果

研究采用芬蘭產(chǎn)POLAR心率表監(jiān)控學生運動強度，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。干預期間，教師結(jié)合經(jīng)驗在各自班級中選取10余名運動能力處于中等水平的學生，在此群體中，每次課選取2男2女佩戴心率表。所有班級每次課都由見習生或者實驗助手負責記錄受試者心率，以便教師根據(jù)學生心率調(diào)整運動負荷，從而達到實驗要求。表2顯示的是各班級實驗干預期間課堂的心率均值及其標準差。

由上可見，干預期間，實驗組學生的課堂平均心率都達到中國健康體育課程模式規(guī)定的強度范圍，這樣的運動強度同時也是《中國兒童青少年身體活動指南》所提倡的 ［13］。對照組學生的課堂平均心率明顯低于實驗組學生，最高的心率為113.59±5.06。

2.3 實驗干預對學生TCM變量的影響結(jié)果

將兩組男生的課堂需求支持感前測分值進行獨立樣本 T 檢驗，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分值進行獨立樣本 T 檢驗，同樣沒有顯著性差異（ t =-0.998， P ＞ 0.05）。接著對學生的課堂需求支持感進行重復測量方差分析，組間因素是組別，分別是實驗班男生、實驗班女生、對照班男生、對照班女生。組內(nèi)因素是測量時點，分別是前測、2測、3測和后測。交互作用為組別×時點。球形檢驗顯示 P ＜0.05，分析結(jié)果以多變量檢驗為準。時點主效應顯著（ F =334.419， P ＜0.001），偏 Eta 方為0.772，即隨著時間的推移，4組學生各自的課堂需求支持感均出現(xiàn)顯著差異。時點×組別交互作用顯著（ F =296.892， P ＜0.001），偏 Eta 方為0.749，需要進行簡單效應分析。由于SPSS沒有簡單效應分析模塊，需要額外編程，語法為：/EMMEANS=TABLES（時點×組別）COMPARE（時點）ADJ（SIDAK），/EMMEANS=TABLES（時點×組別）COMPARE（組別）ADJ（SIDAK）。結(jié)果表明，實驗組男生各階段均有顯著進步，相比之下，對照組男生2測到3測、3測到后測出現(xiàn)退步；實驗組女生各階段均有顯著進步，然而對照組女生前測到2測出現(xiàn)退步。整體來看，干預期間，實驗組男生的課堂需求支持感進步幅度為 Δ=0.619，實驗組女生進步幅度為Δ =0.671。以下是學生課堂需求支持感分值變化圖。同樣的方法，圖3描繪出干預前后學生課堂動機、課外體育動機以及課外體育活動量的變化。

2.4 實驗組學生TCM變量之間的影響關系

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

參照表4，上述8個潛變量的題目信度基本符合 建議值，組合信度也達到標準，聚合效度也在可接的范圍，此外各個維度間具備了區(qū)別效度，適合進一步進行結(jié)構模型的分析。

2.4.1 課堂需求支持感對課堂動機的影響關系

報表結(jié)果顯示，該結(jié)構模型擬合度指標為： x2 / df ＝2.034， CFI ＝0.957， TLI ＝0.949， RMSEA ＝0.047， SRMR = 0.052，達到擬合標準。標準化的模型結(jié)果（見圖4）顯示，課堂需求支持感能夠正向預測課堂動機（ β =0.343， P ＜ 0.001），課堂動機的 R 2 值為0.29，表明該模型基本達到中等水平的解釋效應，即課堂需求支持感解釋了課堂動機29 ???的變異。采用實驗群組比較進一步分析性別在該模型中的調(diào)節(jié)效應，在VARIABLE命令中輸入GROUPING IS SEX，界定1=MALE，2=FEMALE。隨后設置MODEL CONSTRAINT對男女生的路徑系數(shù)及其之間的差異進行界定，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 課堂動機對課外體育動機的影響關系

報表結(jié)果顯示，該結(jié)構模型擬合度指標為： x ２ / df ＝2.763， CFI ＝0.918， TLI ＝0.933， RMSEA ＝0.049， SRMR =0.062，達到擬合標準。標準化的模型結(jié)果（見圖5）顯示，課堂動機能夠正向預測課外體育動機（ β =0.435， P ＜0.001）， R 2 值為0.39，即課堂動機解釋了課外體育動機39 ???的變異。采用群組比較進一步分析性別在該模型中的調(diào)節(jié)效應，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 課外體育動機對課外體育參與意圖的影響關系

首先，采用常規(guī)性的ML（最大似然法）進行分析，報表結(jié)果顯示該中介模型擬合度不佳，隨后采用MLM（最大似然估計結(jié)合標準誤和均值校正的卡方檢驗，也稱為Satorra-Bentler ?X ?2）進行分析 ［17］，目的在于校正由于模型復雜或是統(tǒng)計量增多而引起的卡方值膨脹。最終模型擬合度指標為： x ２ / df ＝3.277， CFI ＝0.884， TLI ＝0.920， RMSEA ＝0.069， SRMR =0.078，基本達到擬合標準（見圖6）。非標準化的結(jié)果顯示，路徑 RAI-LT→ATT→INT 的間接效應顯著（ β =0.149， P ＜0.05），路徑 RAI-LT→SN→INT 的間接效應不顯著（ β =0.011， P ＞0.05），路徑 RAI-LT→PBC→INT 的間接效應顯著（ β =0.135， P ＜0.05），此外，模型的總間接效應顯著（ β =0.295， P ＜0.001），直接效應也顯著（ β =0.107， P ＜0.05），由上可以說明該模型的效應屬于部分中介。為了進一步檢驗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 ）的效應差異顯著（ P ＜0.05），路徑1與路徑3之間（即 F 1-F 3 ）的效應差異不顯著（ 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一步分析性別在該模型中的調(diào)節(jié)效應，分析結(jié)果表明，對于路徑 RAI-LT→ATT→INT ，男生（ β =0.126）和女生（ β =0.171）的中介效應沒有顯著性差異（ P ＞0.05）。對于路徑 RAI-LT→SN→INT ，男生（ β =0.007）和女生（ β =0.016）的中介效應沒有顯著性差異（ P ＞0.05）。對于路徑 RAI-LT→PBC→INT ，男生（ β =0.120）和女生（ β =0.154）的中介效應沒有顯著性差異（ P ＞0.05），見表5。

2.4.4 課外體育參與意圖對課外體育行為的影響關系

報表結(jié)果顯示，結(jié)構模型擬合度指標為： x ２ / df = 2.082， CFI ＝0.935， TLI ＝0.944， RMSEA ＝0.039， SRMR = 0.045，達到擬合標準。

標準化的模型結(jié)果（見圖7）顯示，課外體育參與意圖能夠正向預測課外體育行為（ β =0.361， P ＜ 0.001）， R 2 值為0.38，即意圖解釋了行為38 ???的變異。采用群組比較進一步分析性別在該模型中的調(diào)節(jié)效應，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）。

綜合以上中國健康體育課程模式對學生課外體育參與的一系列影響機制，通過圖8來直觀顯現(xiàn)實驗組學生TCM變量間的路徑關系。

3 討 論

3.1 實驗干預前后兩組學生TCM變量的變化

3.1.1 實驗干預對學生課堂需求支持感的影響結(jié)果分析

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

3.1.2 實驗干預對學生課堂動機的影響結(jié)果分析

實驗組男生各階段都有進步，相比之下，對照組男生2測到3測、3測到后測的變化呈下降趨勢。實驗干預主題為籃球、健美操，相比健美操，男生更喜歡籃球運動。然而實驗組教師每次課都設置健美操展示和比賽、豐富多樣的體能練習，既鞏固了所學內(nèi)容，同時也激發(fā)了男生的健美操學習動機；實驗組女生各階段均有顯著進步，然而對照組女生前測到2測的變化呈下降趨勢。實驗初期教學主題為籃球，該項目本是兼具趣味性與競爭性，然而在對照組教師看來，女生籃球基礎不夠，需要從最基本的投籃、運球入門，教學過程中沒有創(chuàng)設活動和比賽來激發(fā)女生的學習動機，導致對照組女生前測到2測出現(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階段，實驗組學生進步幅度也明顯大于對照組學生，表明中國健康體育課程模式能夠有效提升學生的課堂動機。

3.1.3 實驗干預對學生課外體育動機的影響結(jié)果分析

實驗組男生各階段均有不同程度進步，相比之下，對照組男生2測到3測、3測到后測的變化呈下降趨勢；實驗組女生各階段均有顯著進步，然而對照組女生各階段的進步均不顯著。研究發(fā)現(xiàn)，對照組學生中只有男生的2測到3測、3測到后測出現(xiàn)退步。高中生課外體育動機受多方面因素的影響，然而結(jié)合體育課堂來看，實驗后期教學主題為健美操，對照組教師強調(diào)單個技術動作的規(guī)范以及反復學練套路的教學方式難以激發(fā)男生學練動機，一定程度上可能抑制了他們課外體育動機的提升。反觀實驗組，教師充分發(fā)揮小組學習的作用，小組內(nèi)男女搭配互相指導評價，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和比賽，較好地激發(fā)了男生的課堂動機，積極的課堂動機可能遷移至課外，引起男生課外體育動機的穩(wěn)定提升。值得一提的是，對照組女生前測到2測出現(xiàn)進步，這不同于前述兩個指標此階段的變化，或許印證了課外體育動機影響因素的復雜化。

3.1.4 實驗干預對學生課外體育活動量的影響結(jié)果分析

實驗組學生的課外體育活動量在各階段均有顯著進步。相比之下，對照組男生2測到3測、3測到后測的變化呈下降趨勢；對照組女生各階段的進步都不顯著。整體來看，干預前后，實驗組學生進步幅度遠大于對照組。上述一系列研究結(jié)果促使我們相信，中國健康體育課程模式不僅提升了學生的課堂學習動機，積極的課堂動機遷移至課外并引起學生課外體育活動量的提升。此外，由圖3可以看出，學生課外體育活動量的變化趨勢與課外體育動機的變化非常相似，一定程度上可以說明動機是影響行為的關鍵因素。

3.2 實驗組學生TCM變量間的影響關系

3.2.1 課堂需求支持感對課堂動機的影響關系

研究結(jié)果表明，實驗組學生的課堂需求支持感能夠正向預測課堂動機（ 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機。高中階段的女生，其運動積極性幾乎降到了最低點，為了逐步扭轉(zhuǎn)這種頹勢，高中體育教學要特別注意給予女生學習支持。教師的課堂支持行為能夠有效預測學生的課堂動機已在很多研究中得到證實。Gracielle研究發(fā)現(xiàn)，教師在接受了自主支持課程的培訓后，經(jīng)過8個月的自主支持教學，顯著提升了12～14歲學生的課堂動機 ［18］。Chang研究發(fā)現(xiàn)，教師在單元教學中允許學生自行決定教學項目的先后順序，自行選擇搭檔，提供給學生分組實踐等，6周干預結(jié)束后，六年級學生的課堂動機得到顯著提升 ［19］。

3.2.2 課堂動機對課外體育動機的影響關系

研究結(jié)果表明，實驗組學生的課堂動機能夠正向預測課外體育動機（ 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機遷移至課外類似環(huán)境。對于高一學生，雖然他們的課外體育參與受多方面因素的影響，比如繁忙的學業(yè)。 然而由實驗結(jié)果可以看出，積極的課堂動機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)設情境激發(fā)學生的學習動機顯得至關重要，只有“經(jīng)營”好自己的本職工作才能給學生的課外體育參與帶來可能。Hagger整合多元理論提出了TCM，其中的一個關鍵假設就是，學生在課堂中的自主動機可以跨環(huán)境遷移至課外，且該假設得到眾多相關研究證實。

3.2.3 課外體育動機對課外體育參與意圖的影響關系

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 的間接效應不顯著（ P ＞ 0.05），可以看出，動機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。高中階段的學生，對于是否執(zhí)行自己的目標行為有著較好的把控，較少依賴身邊重要的人對自己參與特定行為的見解，推測這是上述研究結(jié)果的可能原因。此外，課外體育動機能夠以較小的直接效應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機至關重要，因為即便沒有中介變量的介導，學生的課外體育動機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劃行為理論，二者看似沒有關聯(lián)，然而將其結(jié)合卻有一定的理論依據(jù)。Chatzisarantis認為，個人的信念會追隨他們的動機，因此動機在一定程度上會影響基于信念的社會認知變量 ［20］。Pihu基于中學生群體，發(fā)現(xiàn)該并聯(lián)中介模型中 RAI-LT→ATT→INT 中介效應顯著， RAI-LT→PBC→INT 中介效應顯著， RAI-LT→SN→INT 中介效應不顯著 ［21］。Tristan在實驗過程中遺漏了主觀規(guī)范變量數(shù)據(jù)，導致無法權衡路徑 RAI-LT→SN→INT 的效應，但是對于9～15歲學生群體，路徑 RAI-LT→ATT→INT 、 RAI-LT→PBC→INT 效應均顯著，然而模型的直接效應（ RAI-LT→INT ）不顯著 ［22］。

3.2.4 課外體育參與意圖對課外體育行為的影響關系

研究結(jié)果表明，實驗組學生的課外體育參與意圖能夠正向預測課外體育行為（ 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)化為實際行動。如前所述，當前高中女生的體育活動參與度很不理想，如，忙于學業(yè)、在意同學的看法、生理期等都是可能的原因。然而本次研究發(fā)現(xiàn)，實驗組女生的課外體育參與意圖同樣能夠顯著正向預測其課外體育行為。鑒于此，找準課外體育參與意圖的前因變量并進行干預是一項有意義的嘗試，比如激發(fā)學生的體育課堂動機、課外體育動機。Hagger提出TCM，其中一條重要的假設就是課外體育參與意圖能夠正向預測課外體育行為。Hagger對希臘、英國、波蘭以及新加坡4國中學生的調(diào)查研究表明，學生的課外體育參與意圖能夠顯著正向預測課外體育行為 ［23］。然而個別研究發(fā)現(xiàn)了不同的結(jié)果，如Viciana針對中學生的研究發(fā)現(xiàn)，課外體育參與意圖并不能有效預測課外體育行為 ［24］。 然而該研究采用加速度計客觀測量課外體育活動量，這不同于以往的研究（相關研究均采用自評量表填答）。測評方式的不對等也可能是造成上述結(jié)果的重要原因之一。

4 結(jié) 論

12周中國健康體育課程模式課堂教學顯著提升了高一學生的課堂需求支持感、課堂動機、課外體育動機以及課外體育活動量。中國健康體育課程模式的結(jié)構特點（運動負荷、體能練習、運動技能）較好地滿足了學生的學習需求，有效激發(fā)了學生的課堂動機，積極的課堂動機跨環(huán)境正向影響了學生的課外體育動機，最終正向影響了學生的課外體育活動量。

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