郝晓亮 杨云云 殷荣宾 张李强

摘 要： 目的：當前我国青少年的身心健康水平饱受社会各界诟病，鉴于此，尝试在高中课堂中实施中国健康体育课程模式，借鉴跨环境动机模型（TCM）考察课程模式对高中生课外体育参与效果的影响。方法：以高一学生为实验对象，教学主题为篮球、健美操，实验组在课堂中采用中国健康体育课程模式，对照组采用惯常教学。实验干预为期12周，所有被试先后4次完成了TCM变量的测试作为实验研究的前测、2测、3测和后测。结果：12周中国健康体育课程模式课堂教学显著提升了学生课堂需求支持感、课堂动机、课外体育动机以及课外体育活动量，对照组没有取得上述效果。实验组学生的课堂需求支持感能够正向预测课堂动机（ β =0.343， P ＜0.001）；课堂动机能够正向预测课外体育动机（ β =0.435， P ＜0.001）；课外体育动机能够正向预测课外体育参与意图，直接效应显著（ β =0.107， P ＜0.05），总间接效应显著（ β =0.295， P ＜ 0.001），主观规范的间接效应不显著（ P ＞0.05）；课外体育参与意图能够正向预测课外体育活动量（ β =0.361， P ＜0.001）。结论：中国健康体育课程模式的结构特点为学生的学习提供了支持，有效激发了学生的课堂动机，积极的课堂动机跨环境正向影响了学生的课外体育动机，最终促进了学生的课外体育参与。

关键词： 中国健康体育课程模式；需求支持感；自主动机；跨环境动机模型；课外体育活动量

中图分类号：G807.3   文献标识码：A  文章编号：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

当前我国青少年体力活动不足的窘境依然未能得到扭转。客观来讲，体育课堂和课外体育构成了学生身体锻炼的全部来源，因此，学校的体育课程理应承担部分责任。长期以来，指导思想的缺乏以及现实因素的困扰，导致体育课的数量与质量都得不到保证。绝大多数教师沿袭当年的受教经验，在课堂中秉持“运动技术中心论”，仅仅满足于学生单个技术动作以及组合技术的掌握，忽视学生运动兴趣的培养以及对完整运动的认知。这样的体育课，“学生不出汗”是教学常态，更为严重的后果是：多数学生不但不喜欢体育课，而且在闲暇时间也不会将体育运动作为自己的消遣内容。

正是意识到我国体育教学的乏力无助以及学生堪忧的身心健康水平，季浏教授于2015年提出中国健康体育课程模式 ［1］，模式旗帜鲜明的提出课堂教学关键要点的实施标准：运动负荷方面，学生课堂平均心率应达到140～160次/min，持续运动时间应占课堂总时间75    左右。需要说明的是，并非要求每个学生的练习时间都要达到课堂总时间的75    ，而是教师由于集合整队、集中讲解示范等原因，安排全班学生静止的时间尽可能不超过课堂总时间的25    ；运动技能方面，无论新授课还是复习课，强调以活动和比赛为主，摒弃整堂课只围绕单个技术进行教学，时间保持在20 min左右；体能练习方面，每堂课都设置专门的体能练习环节，同时注重练习情境的创设，全面发展学生体能，时间保持在10 min左右。已有研究表明，在课堂中实施中国健康体育课程模式能够有效提升中小学生的身心健康水平 ［2］。

课外体育是体育课堂的延伸，同时也是课堂教学的归宿。只有将课堂教学与课外体育拧成一股绳，双管齐下，才能合力实现学科课程的育人目标。与此同时，专家学者们尝试采用各种心理模型来探究影响青少年体育参与的关键要素，并力图通过实践进行干预。近年来国外较为广泛地运用多元整合的理论框架来验证相似情境下动机和行为的迁移，这个框架就是跨环境动机模型（trans-contextual model of motivation，TCM）。TCM由澳大利亚科廷大学的Hagger教授提出，指明了动机由一种环境迁移到类似的另一种环境的整个过程，认为学生在课堂中的自主支持感、自主动机与课外相关活动的自主动机有关，并描绘出课外活动自主动机与基于信念的结构、参与活动的意图、实际参与行为之间的关系 ［3］。整个结构如图1所示。

综上，考虑到我国高中生不容乐观的健康水平，尝试借鉴TCM来检验中国健康体育课程模式对高中生课外体育参与效果的影响，为促进我国学生的课外体育参与提供实证经验。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

以中国健康体育课程模式对高中生课外体育参与效果的影响为研究对象，结合研究实际，在山西省选择了2所高中。参与实验的对象为高一学生（3个实验班，3个对照班），有既往病史、心血管疾病、家族遗传病的学生不参与本次教学实验。高一实验组学生156人（男生79人，女生77人），對照组学生146人（男生76人，女生70人）。学生年龄、身高、体重的均值以及标准差如表1所示。

1.2 研究方法

征得校方同意后，对实验组教师进行了中国健康体育课程模式理论与实践的培训，并取得了较为理想的培训效果。与对照组教师强调了课堂实施注意事项并协助其熟练POLAR表的操作。根据学校场地设施、教师特点、学生学习经验等，实验干预主题为：篮球、健美操。实验为期12周，其中篮球教学6周，健美操教学6周。实验组教学计划经研究者与教师商讨后共同撰写。为了能够清晰看到学生TCM变量的变化趋势，所有被试先后4次完成了TCM变量的测试作为实验研究的前测、2测、3测和后测。

实验组的教学牢牢把握中国健康体育课程模式的3个关键要点。对照组实施惯常教学，即传统的动作技术教学，有以下几点显著特征：整堂课学生的平均心率在140次/min以下；单个技术动作、简单技术组合教学为主；课堂没有专门的体能练习环节。

运动负荷、体能练习、运动技能3个关键要点是当前体育课堂教学的主要矛盾。作为准实验，尽管其他干扰变量或许会对研究结果产生微弱影响，本着“抓住主要矛盾一切问题迎刃而解”的思想，研究者将全部精力放在3个关键要点的把控上。此外，本次实验在以下方面进行了控制：实验组、对照组课时数、课堂时间务必一致。如遇天气、学校各类活动造成教学实验无法正常开展的情形，要求校方、体育教师结合实际情况补足课时数；设置相同的教学主题，避免不同主题对实验结果造成干扰；实验组与对照组教师性别相同，年龄接近；累计缺课3次或超过3次的学生不参与实验研究各类测试。

1.2.1 课堂需求支持感知量表

要满足学生在课堂中的基本心理需求，就需要教师提供支持型的教学，具体包括自主支持、结构支持、人际卷入3个维度，也只有同时具备以上3个支持性条件才能最大限度优化课堂教学效果 ［4］。然而绝大多数已有研究仅从自主支持维度入手，鉴于此，本研究沿用学者尹龙的学术观点，将TCM的自变量“自主支持感”修改为涵盖支持型教学3个维度的“需求支持感”。研究采用的体育课堂需求支持感知量表由我国学者尹龙编制，该量表以中学生为研究对象，涵盖自主支持、能力支持、关系支持3个方面 ［5］。自主支持的测试，尹龙结合Health Care Climate Questionnaire问卷，将其修改为体育课自主支持问卷，含6个条目。采用Standage编制的问卷来测评学生的能力支持和关系支持，能力支持涵盖4个条目，关系支持涵盖5个条目。通过严格的量表编制程序，尹龙将3个维度整合为体育课堂需求支持感知量表，新的量表采用Likert 7级计分，根据对题目的认可程度由低到高依次计1～7分，如“我觉得体育老师在课堂中给我提供了很多选择机会”。

1.2.2 课堂动机量表

采用香港浸会大学钟伯光翻译并修订的原因知觉量表来测量学生体育课堂动机 ［6］，该量表以中学生为研究对象，涵盖5个维度，分别是无动机、外部调节、内摄调节、认同调节、内部调节，每个维度又包括3个条目。量表采用Likert 7级计分，根据对题目的同意程度由低到高依次计1～7分，如“因为我喜欢学习新的运动技能”。研究借鉴Vallerand和Standage的做法，运用以下公式计算出个人自主动机水平：2×内部调节＋认同调节－内摄调节－2×外部调节，分数越高代表动机越倾向于内部动机 ［7］。

1.2.3 课外体育动机量表

由Markland编制的Behavioural Regulation in Exercise Questionnaire第二版（BREQ-2），是运用最为广泛的测量锻炼行为调节的工具。我国香港学者刘靖东以大学生为调查对象修订了该量表，最终形成中国版的锻炼行为调节量表 ［8］，修订后的量表采用Likert 5级计分，根据对题目的认可程度由低到高依次计0～4分，如“因为别人说我应该锻炼，所以我锻炼”。如前所述，运用公式计算出个人动机水平，分数越高代表动机越自主。

1.2.4 计划行为理论量表

本研究采用上海体育学院王丽娟教授的中文版计划行为理论量表 ［9］，该量表以中学生为研究对象，涵盖4个维度：行为意图、锻炼态度、主观规范、知觉行为控制，量表采用Likert 7级计分，如“我计划下周利用空余时间最少锻炼3次”。根据研究需要，将原量表中预测未来7天的锻炼行为修改为预测未来一个月的锻炼行为，如“我计划下周……”改为“下个月，我计划每周……”。此外，考虑到单个测量模型只有一个观察变量，即单个维度只有一个题目会造成模型无法辨识 ［10］，因此将主观规范维度的单一题目“我身边重要的人（父母、朋友、老师）认为我下周应该利用课余时间最少锻炼3次”分为3个条目，如“父母认为我下个月应该每周利用课余时间至少锻炼3次”。

1.2.5 体育活动等级量表

本研究认为，“课外体育参与效果”最直接的表现形式就是“课外体育活动量”，而国内测评“课外体育活动量”较为成熟的量表是梁德清版“体育活动等级量表”。国外相关研究同样也是采用一些成熟的体力活动等级量表来评定学生的课外体育行为。梁德清编制的《体育活动等级量表》 ［11］从参加体育锻炼的强度、时间、频率3个方面来考察运动量，计算公式为：运动量=强度×时间×频率。强度与频率从1～5等级分别记1～5分，时间从1～5等级分别记0～4分，最高分为100分，最低分为0分。

1.2.6 数理统计法

实验前采用AMOS22.0软件对部分量表进行了验证性因子分析，旨在考查量表在高一学生群体中的适用性，结果表明量表的信效度良好。采用AMOS22.0软件完成共同方法偏差检验；采用SPSS22.0软件中的重复测量方差分析比较学生不同时点的变量差异；为了探究中国健康体育课程模式对学生课外体育参与的影响过程，首先采用MPLUS7.4软件对TCM各潜变量进行了测量模型的估算，随后采用结构方程模型路径分析明晰TCM各潜变量之间的直接、间接关系。

2 结果与分析

2.1 共同方法偏差检验

对于共同方法偏差（ CMV ），最常见的就是Harman单因素检验，该检测方法简便易行，但是并不准确，它在进行因素分析时会出现这样的结果：要么析出单独一个因子，要么一个公因子会解释大部分变量差异。鉴于此，采用Widaman等人的做法 ［12］，在涵盖本研究易产生偏差变量的验证性因子分析中加入一个 CMV 潜变量，并将该潜变量依次单箭头指向所有题目，用于检定 CMV 对题目的解释能力，结果如图2所示。

运行模型后，将原模型的所有因子载荷取平方得到各自的 R   1  2 ，同样，将 CMV 对题目的因子载荷取平方得到各自的 R   2  2 ，随后将原构面对所有题目的 R   1  2 取均值得到 R   1  2/n ，将  CMV 对所有题目的 R   2  2 取均值得到 R   2  2/n ，它们分别代表了构面对题目的平均解释能力。结果显示 R  1  2/n 为0.56， R  2  2/n 为0.04。可以看出， CMV 对题目的影响很小，二者的比值为14，因此可以认为本研究问卷填答过程中存在的共同方法偏差不会影响到研究结果 ［12］。

2.2 运动强度监测结果

研究采用芬兰产POLAR心率表监控学生运动强度，该心率表由腕表和胸带2部分组成，能够显示佩戴者即刻的心率以及整堂课的平均心率。干预期间，教师结合经验在各自班级中选取10余名运动能力处于中等水平的学生，在此群体中，每次课选取2男2女佩戴心率表。所有班级每次课都由见习生或者实验助手负责记录受试者心率，以便教师根据学生心率调整运动负荷，从而达到实验要求。表2显示的是各班级实验干预期间课堂的心率均值及其标准差。

由上可见，干预期间，实验组学生的课堂平均心率都达到中国健康体育课程模式规定的强度范围，这样的运动强度同时也是《中国儿童青少年身体活动指南》所提倡的 ［13］。对照组学生的课堂平均心率明显低于实验组学生，最高的心率为113.59±5.06。

2.3 实验干预对学生TCM变量的影响结果

将两组男生的课堂需求支持感前测分值进行独立样本 T 检验，结果表明无显著性差异（ t =-1.443， P ＞ 0.05）。将两组女生的课堂需求支持感前测分值进行独立样本 T 检验，同样没有显著性差异（ t =-0.998， P ＞ 0.05）。接着对学生的课堂需求支持感进行重复测量方差分析，组间因素是组别，分别是实验班男生、实验班女生、对照班男生、对照班女生。组内因素是测量时点，分别是前测、2测、3测和后测。交互作用为组别×时点。球形检验显示 P ＜0.05，分析结果以多变量检验为准。时点主效应显著（ F =334.419， P ＜0.001），偏 Eta 方为0.772，即随着时间的推移，4组学生各自的课堂需求支持感均出现显著差异。时点×组别交互作用显著（ F =296.892， P ＜0.001），偏 Eta 方为0.749，需要进行简单效应分析。由于SPSS没有简单效应分析模块，需要额外编程，语法为：/EMMEANS=TABLES（时点×组别）COMPARE（時点）ADJ（SIDAK），/EMMEANS=TABLES（时点×组别）COMPARE（组别）ADJ（SIDAK）。结果表明，实验组男生各阶段均有显著进步，相比之下，对照组男生2测到3测、3测到后测出现退步；实验组女生各阶段均有显著进步，然而对照组女生前测到2测出现退步。整体来看，干预期间，实验组男生的课堂需求支持感进步幅度为 Δ=0.619，实验组女生进步幅度为Δ =0.671。以下是学生课堂需求支持感分值变化图。同样的方法，图3描绘出干预前后学生课堂动机、课外体育动机以及课外体育活动量的变化。

2.4 实验组学生TCM变量之间的影响关系

为了探究中国健康体育课程模式对学生课外体育参与的影响过程，采用结构方程模型路径分析明晰TCM各潜变量之间的直接、间接关系。建模采用的数据为2测、3测、后测3次测试数据的均值（这3次测试数据是接受中国健康体育课程模式教学后的结果）。结构方程建模时会有多个潜变量参与其中，而某些潜变量可能又包含若干潜变量，指标的增加不利于搭建关键潜变量之间的关系。为此，研究者常使用项目打包法将某些潜变量转化为显变量，如此使得测量误差得以净化，并简化了模型，最终提升了参数估计以及模型拟合度 ［14］。本研究结构模型较为复杂，因此将课堂需求支持感所包含的3个潜变量自主支持、能力支持、关系支持通过项目打包转化为显变量，类似的做法还有课堂动机所包含的5个潜变量，课外体育动机所包含的5个潜变量等。我们知道，要建立结构模型间的关系，首先做好各个测量模型 ［15］，然而考虑到实验研究的目的是获得TCM各潜变量之间的直接、间接关系，因此在文中并没有将每个测量模型的结果图描绘出来，而是在表中列出了测量模型的建构效度（见表3）。

参照表4，上述8个潜变量的题目信度基本符合 建议值，组合信度也达到标准，聚合效度也在可接的范围，此外各个维度间具备了区别效度，适合进一步进行结构模型的分析。

2.4.1 课堂需求支持感对课堂动机的影响关系

报表结果显示，该结构模型拟合度指标为： x2 / df ＝2.034， CFI ＝0.957， TLI ＝0.949， RMSEA ＝0.047， SRMR = 0.052，达到拟合标准。标准化的模型结果（见图4）显示，课堂需求支持感能够正向预测课堂动机（ β =0.343， P ＜ 0.001），课堂动机的 R 2 值为0.29，表明该模型基本达到中等水平的解释效应，即课堂需求支持感解释了课堂动机29    的变异。采用实验群组比较进一步分析性别在该模型中的调节效应，在VARIABLE命令中输入GROUPING IS SEX，界定1=MALE，2=FEMALE。随后设置MODEL CONSTRAINT对男女生的路径系数及其之间的差异进行界定，结果表明，高中男生（ β =0.327）和女生（ β =0.361）的路径系数没有显著性差异（ P ＞ 0.05）。

2.4.2 课堂动机对课外体育动机的影响关系

报表结果显示，该结构模型拟合度指标为： x ２ / df ＝2.763， CFI ＝0.918， TLI ＝0.933， RMSEA ＝0.049， SRMR =0.062，达到拟合标准。标准化的模型结果（见图5）显示，课堂动机能够正向预测课外体育动机（ β =0.435， P ＜0.001）， R 2 值为0.39，即课堂动机解释了课外体育动机39    的变异。采用群组比较进一步分析性别在该模型中的调节效应，结果表明男生（ β =0.457）和女生（ β =0.408）的路径系数没有显著性差异（ P ＞0.05）。

2.4.3 课外体育动机对课外体育参与意图的影响关系

首先，采用常规性的ML（最大似然法）进行分析，报表结果显示该中介模型拟合度不佳，随后采用MLM（最大似然估计结合标准误和均值校正的卡方检验，也称为Satorra-Bentler  X  2）进行分析 ［17］，目的在于校正由于模型复杂或是统计量增多而引起的卡方值膨胀。最终模型拟合度指标为： x ２ / df ＝3.277， CFI ＝0.884， TLI ＝0.920， RMSEA ＝0.069， SRMR =0.078，基本达到拟合标准（见图6）。非标准化的结果显示，路径 RAI-LT→ATT→INT 的间接效应显著（ β =0.149， P ＜0.05），路径 RAI-LT→SN→INT 的间接效应不显著（ β =0.011， P ＞0.05），路径 RAI-LT→PBC→INT 的间接效应显著（ β =0.135， P ＜0.05），此外，模型的总间接效应显著（ β =0.295， P ＜0.001），直接效应也显著（ β =0.107， P ＜0.05），由上可以说明该模型的效应属于部分中介。为了进一步检验3条间接路径的差异，在MODEL CONSTRAINT副指令下编辑DIFF12、DIFF13、DIFF23，结果显示，路径1与路径2之间、路径2与路径3之间（即 F 1-F 2、F 2-F 3 ）的效应差异显著（ P ＜0.05），路径1与路径3之间（即 F 1-F 3 ）的效应差异不显著（ P ＞0.05）。偏差校正的 Bootstrap 和百分位 Bootstrap 两水平的置信区间一致表明了上述的研究结果。随后采用群组比较进一步分析性别在该模型中的调节效应，分析结果表明，对于路径 RAI-LT→ATT→INT ，男生（ β =0.126）和女生（ β =0.171）的中介效应没有显著性差异（ P ＞0.05）。对于路径 RAI-LT→SN→INT ，男生（ β =0.007）和女生（ β =0.016）的中介效应没有显著性差异（ P ＞0.05）。对于路径 RAI-LT→PBC→INT ，男生（ β =0.120）和女生（ β =0.154）的中介效应没有显著性差异（ P ＞0.05），见表5。

2.4.4 课外体育参与意图对课外体育行为的影响关系

报表结果显示，结构模型拟合度指标为： x ２ / df = 2.082， CFI ＝0.935， TLI ＝0.944， RMSEA ＝0.039， SRMR = 0.045，達到拟合标准。

标准化的模型结果（见图7）显示，课外体育参与意图能够正向预测课外体育行为（ β =0.361， P ＜ 0.001）， R 2 值为0.38，即意图解释了行为38    的变异。采用群组比较进一步分析性别在该模型中的调节效应，结果表明男生（ β =0.397）和女生（ β = 0.330）的路径系数没有显著性差异（ P ＞0.05）。

综合以上中国健康体育课程模式对学生课外体育参与的一系列影响机制，通过图8来直观显现实验组学生TCM变量间的路径关系。

3 讨 论

3.1 实验干预前后两组学生TCM变量的变化

3.1.1 实验干预对学生课堂需求支持感的影响结果分析

实验组男生各阶段都有显著进步，相比之下，对照组男生2测到3测、3测到后测的变化呈下降趋势。究其可能原因，实验后期教学主题为健美操，男生对健美操的喜欢程度远远低于篮球，但是实验组教师通过创设各种小组展示以及形式多样的体能练习较好地满足了学生学习需求；实验组女生各阶段都有显著进步，然而对照组女生前测到2测的变化呈下降趋势。究其可能原因，实验前期教学主题为篮球，考虑到女生较差的篮球基础，对照组教师只为女生安排原地运球、投篮等静态化的内容，并且在很多时候忽视女生的学习。反观实验组，教师通过简化规则、创设多种适宜的篮球游戏和比赛较好地满足了女生学习需求。此外，由图3可以看出，即便同为增长阶段（两组男生或两组女生），实验组学生进步幅度也明显大于对照组学生，这也再次表明中国健康体育课程模式能够有效提升学生的课堂需求支持感。

3.1.2 实验干预对学生课堂动机的影响结果分析

实验组男生各阶段都有进步，相比之下，对照组男生2测到3测、3测到后测的变化呈下降趋势。实验干预主题为篮球、健美操，相比健美操，男生更喜欢篮球运动。然而实验组教师每次课都设置健美操展示和比赛、丰富多样的体能练习，既巩固了所学内容，同时也激发了男生的健美操学习动机；实验组女生各阶段均有显著进步，然而对照组女生前测到2测的变化呈下降趋势。实验初期教学主题为篮球，该项目本是兼具趣味性与竞争性，然而在对照组教师看来，女生篮球基础不够，需要从最基本的投篮、运球入门，教学过程中没有创设活动和比赛来激发女生的学习动机，导致对照组女生前测到2测出现下降。与需求支持感类似，两组男生/两组女生即便同为增长阶段，实验组学生进步幅度也明显大于对照组学生，表明中国健康体育课程模式能够有效提升学生的课堂动机。

3.1.3 实验干预对学生课外体育动机的影响结果分析

实验组男生各阶段均有不同程度进步，相比之下，对照组男生2测到3测、3测到后测的变化呈下降趋势；实验组女生各阶段均有显著进步，然而对照组女生各阶段的进步均不显著。研究发现，对照组学生中只有男生的2测到3测、3测到后测出现退步。高中生课外体育动机受多方面因素的影响，然而结合体育课堂来看，实验后期教学主题为健美操，对照组教师强调单个技术动作的规范以及反复学练套路的教学方式难以激发男生学练动机，一定程度上可能抑制了他们课外体育动机的提升。反观实验组，教师充分发挥小组学习的作用，小组内男女搭配互相指导评价，每次课都安排各种规格的健美操展示以及丰富多样的体能活动和比赛，较好地激发了男生的课堂动机，积极的课堂动机可能迁移至课外，引起男生课外体育动机的稳定提升。值得一提的是，对照组女生前测到2测出现进步，这不同于前述两个指标此阶段的变化，或许印证了课外体育动机影响因素的复杂化。

3.1.4 实验干预对学生课外体育活动量的影响结果分析

实验组学生的课外体育活动量在各阶段均有显著进步。相比之下，对照组男生2测到3测、3测到后测的变化呈下降趋势；对照组女生各阶段的进步都不显著。整体来看，干预前后，实验组学生进步幅度远大于对照组。上述一系列研究结果促使我们相信，中国健康体育课程模式不仅提升了学生的课堂学习动机，积极的课堂动机迁移至课外并引起学生课外体育活动量的提升。此外，由图3可以看出，学生课外体育活动量的变化趋势与课外体育动机的变化非常相似，一定程度上可以说明动机是影响行为的关键因素。

3.2 实验组学生TCM变量间的影响关系

3.2.1 课堂需求支持感对课堂动机的影响关系

研究结果表明，实验组学生的课堂需求支持感能够正向预测课堂动机（ P ＜0.001），且女生的路径系数高于男生。一定程度上可以说明，教师的课堂支持行为更能积极影响女生的课堂动机。高中阶段的女生，其运动积极性几乎降到了最低点，为了逐步扭转这种颓势，高中体育教学要特别注意给予女生学习支持。教师的课堂支持行为能够有效预测学生的课堂动机已在很多研究中得到证实。Gracielle研究发现，教师在接受了自主支持课程的培训后，经过8个月的自主支持教学，显著提升了12～14岁学生的课堂动机 ［18］。Chang研究发现，教师在单元教学中允许学生自行决定教学项目的先后顺序，自行选择搭档，提供给学生分组实践等，6周干预结束后，六年级学生的课堂动机得到显著提升 ［19］。

3.2.2 课堂动机对课外体育动机的影响关系

研究结果表明，实验组学生的课堂动机能够正向预测课外体育动机（ P ＜0.001），且男生的路径系数高于女生，一定程度上可以说明，男生更可能将他们积极的课堂动机迁移至课外类似环境。对于高一学生，虽然他们的课外体育参与受多方面因素的影响，比如繁忙的学业。 然而由实验结果可以看出，积极的课堂动机依然能够有效迁移至课外体育环境，因此教师在课堂中创设情境激发学生的学习动机显得至关重要，只有“经营”好自己的本职工作才能给学生的课外体育参与带来可能。Hagger整合多元理論提出了TCM，其中的一个关键假设就是，学生在课堂中的自主动机可以跨环境迁移至课外，且该假设得到众多相关研究证实。

3.2.3 课外体育动机对课外体育参与意图的影响关系

研究结果表明，该中介模型的3条间接路径，只有路径 RAI-LT→SN→INT 的间接效应不显著（ P ＞ 0.05），可以看出，动机更有可能通过自主性的变量（态度、知觉行为控制）去影响意图。高中阶段的学生，对于是否执行自己的目标行为有着较好的把控，较少依赖身边重要的人对自己参与特定行为的见解，推测这是上述研究结果的可能原因。此外，课外体育动机能够以较小的直接效应去影响课外体育参与意图（ β = 0.107， P ＜0.05）。由此可见，激发高中生的课外体育动机至关重要，因为即便没有中介变量的介导，学生的课外体育动机也能在一定程度上正向影响他们的课外体育参与意图。TCM整合了自我决定理论以及计划行为理论，二者看似没有关联，然而将其结合却有一定的理论依据。Chatzisarantis认为，个人的信念会追随他们的动机，因此动机在一定程度上会影响基于信念的社会认知变量 ［20］。Pihu基于中学生群体，发现该并联中介模型中 RAI-LT→ATT→INT 中介效应显著， RAI-LT→PBC→INT 中介效应显著， RAI-LT→SN→INT 中介效应不显著 ［21］。Tristan在实验过程中遗漏了主观规范变量数据，导致无法权衡路径 RAI-LT→SN→INT 的效应，但是对于9～15岁学生群体，路径 RAI-LT→ATT→INT 、 RAI-LT→PBC→INT 效应均显著，然而模型的直接效应（ RAI-LT→INT ）不显著 ［22］。

3.2.4 课外体育参与意图对课外体育行为的影响关系

研究结果表明，实验组学生的课外体育参与意图能够正向预测课外体育行为（ P ＜0.001），且男生的路径系数高于女生。一定程度上可以说明，高中男生更有可能将他们的课外体育参与意图转化为实际行动。如前所述，当前高中女生的体育活动参与度很不理想，如，忙于学业、在意同学的看法、生理期等都是可能的原因。然而本次研究发现，实验组女生的课外体育参与意图同样能够显著正向预测其课外体育行为。鉴于此，找准课外体育参与意图的前因变量并进行干预是一项有意义的尝试，比如激发学生的体育课堂动机、课外体育动机。Hagger提出TCM，其中一条重要的假设就是课外体育参与意图能够正向预测课外体育行为。Hagger对希腊、英国、波兰以及新加坡4国中学生的调查研究表明，学生的课外体育参与意图能够显著正向预测课外体育行为 ［23］。然而个别研究发现了不同的结果，如Viciana针对中学生的研究发现，课外体育参与意图并不能有效预测课外体育行为 ［24］。 然而该研究采用加速度计客观测量课外体育活动量，这不同于以往的研究（相关研究均采用自评量表填答）。测评方式的不对等也可能是造成上述结果的重要原因之一。

4 结 论

12周中国健康体育课程模式课堂教学显著提升了高一学生的课堂需求支持感、课堂动机、课外体育动机以及课外体育活动量。中国健康体育课程模式的结构特点（运动负荷、体能练习、运动技能）较好地满足了学生的学习需求，有效激发了学生的课堂动机，积极的课堂动机跨环境正向影响了学生的课外体育动机，最终正向影响了学生的课外体育活动量。

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