基本心理需求、情境興趣與初中生體育課堂學習投入的關系

張寶根 唐炎 胡小清

摘 ?????要：為探討基本心理需求、情境興趣以及初中生體育課堂學習投入三者之間的關系，采用體育教學基本心理需求量表、情境興趣量表和學習投入量表，對上海市6所中學614名初中生進行測試。運用SPSS22.0和AMOS22.0對所采集的數(shù)據(jù)進行相關和回歸分析以實現(xiàn)相關指標、維度的對比，并構(gòu)建了回歸模型和路徑模型。結(jié)果顯示：基本心理需求、情境興趣都與學習投入高度正相關;情境興趣在基本心理需求與學習投入之間存在部分中介效應。結(jié)果表明：初中體育課堂教學中，學生的自主性、勝任能力和關聯(lián)性的滿足，對于激發(fā)學生運動意愿，促進運動參與，掌握運動知識和技能具有促進作用，并有利于形成積極、持久的學習行為;教學中除了要注重課堂教學內(nèi)容、方法和學練組織形式等方面的新奇性和適當挑戰(zhàn)性外，還需要注重學生注意力特征和探索傾向性，滿足學生體驗學習的愉悅感。

關 ?鍵 ?詞：體育心理學;心理需求;情境興趣;學習投入;中介效應;體育課堂

中圖分類號：G804.85 ???文獻標志碼：A ???文章編號：1006-7116（2020）02-0129-06

Abstract： In order to probe into the relationships between as three factors as basic psychological need， scenario interest and junior high school students physical education classroom learning involvement， the authors used physical education teaching basic psychological need scale， scenario interest scale and learning involvement scale to measure 614 junior high school students at 6 middle schools in Shanghai， used SPSS 22.0 and AMOS 22.0 to carry out correlation and regression analysis the collected data in order to realize the comparison of related indexes and dimensions， and established a regression model and a path model. The results show the followings： basic psychological need and scenario interest are all highly positive correlative with learning involvement; scenario interest has a partial mediating effect in between basic psychological need and learning involvement. The results indicate the followings： in junior high school classroom teaching， the satisfaction of students autonomy， competence and relevance， has a promoting effect on stimulating students sports willingness and promoting sports participation and sports knowledge and skill mastering， and is conducive to forming an active and lasting learning behavior; in teaching， besides that attention should be paid to the novelty and appropriate challenging of such aspects as classroom teaching contents， methods as well as learning and training organization forms， attention should also be paid to students attention characteristics and exploration tendency， and meeting students sense of joy to experience learning.

Key words： sports psychology;psychological need;scenario interest;learning involvement;mediating effect;physical education classroom

學習投入是一種與學習相關的積極、充實的精神狀態(tài)，包括活力、奉獻和專注3個維度[1]，體現(xiàn)學生學習、理解與掌握知識和技能的努力程度，與學業(yè)成績的提升成正比?；盍κ菍W生在學習過程中精力十足，愿意為學習付出努力并高度卷入;奉獻是學生具有飽滿的學習熱情，全身心地投入到學習中去;專注則是學生集中精力學習并享受學習的樂趣[2]。當前在我國初中體育課堂教學中，由于對學生主體意識關注的缺位，學生之間、師生之間情感互動的缺乏，教學內(nèi)容新奇性與挑戰(zhàn)性偏低以及教學方法與手段枯燥無味等因素，導致學生體育課學習缺乏活力與熱情，甚至冷漠看待體育教學的現(xiàn)象長期存在。例如學生喜歡體育不喜歡體育課、因體育課而遠離了體育運動、學生喜歡“放羊式”體育課等體育教學“異化”現(xiàn)象長期困擾學校體育教學，急需尋找有效的操作方案加以改善。

在梳理國內(nèi)外相關研究成果中發(fā)現(xiàn)學生學習投入與學生內(nèi)在的動機高度相關[3-5]。自我決定理論是當前國內(nèi)外試圖解釋人類內(nèi)在動機和行為的主流理論之一，該理論認為基本心理需求由“勝任能力、關聯(lián)性和自主性”需求3個維度組成，是激發(fā)個體內(nèi)在動機的關鍵因子?；谠摾碚摶A，體育學領域?qū)＜艺J為，激發(fā)學生的學習動機，對于體育課堂中提升學生的活力、增加情感投入和提高專注力等學習投入行為具有積極整合效益[6]。國外相關研究也表明，當教學元素滿足學生自主性、勝任能力和關聯(lián)性的心理需求時，學生的動機、成就和幸福感就會顯著增強，同時有利于促進學生的學習[7]。

解釋學生學習投入動機是興趣理論研究的主要內(nèi)容，該理論認為興趣是聯(lián)系情感參與、認知參與和行為參與的動機變量。興趣分為個體和情境興趣兩種形式：個體興趣是指學生個體的心理傾向，是學生對特定活動的偏好;而情境興趣則是外在環(huán)境特征對個體產(chǎn)生吸引力，滿足其心理需求，進而激發(fā)個體形成的一種興趣情境[8]。盡管個體興趣在學校體育教學中是一個強有力的激勵因素，對獲取知識、技能具有直接貢獻[9]，但由于存在個體差異性、培養(yǎng)周期長期性等特征，學者更傾向于將情境興趣作為學生課堂學習投入的激發(fā)手段[10]。因為學生的內(nèi)在心理需求以及個體化興趣需要內(nèi)化刺激源，情境興趣則被認為是最有吸引力的動機因子[11]。體育教育者通過設計合理的情境刺激模式，可激發(fā)學生學習的內(nèi)在動機，對學生體育知識的掌握、運動參與程度的提升、能量消耗的增加以及認知態(tài)度等學習行為均產(chǎn)生積極效應。

以上分析可以推測：個體基本心理需求滿足程度越高，個體內(nèi)化動機就越強烈;而內(nèi)化動機越強烈，則越有利于學習投入。基于這個視角，可以進行本研究的第一步假設H1：基本心理需求可以促進初中生體育課堂學習投入。此外，還可以推測：設置情境興趣在一定程度上能滿足學生的內(nèi)在基本心理需求，并有利于激發(fā)學生內(nèi)在動機，從而達到促進學生學習投入的效果，即提出假設H2：情境興趣在學生基本心理需求與學習投入之間起到中介作用。本研究旨在對假設H1、H2進行驗證，以期為促進初中體育教學改革策略的制定、提升體育課堂教學效果提供參考。

1 ?研究對象與方法

1.1 ?測試對象

抽取上海市6所中學為被測學校。在每所學校的初一、初二和初三年級中各隨機抽取一個行政班作為測試班級，共計614名初中生為測試對象。將中學生情境興趣量表、中學生學習投入評測量表和中學生體育教學基本心理需求量表分成3個板塊合成一份問卷，讓學生進行同步作答?；厥諉柧?04份，回收率98.37%;驗收3個版塊均有效才認可本問卷有效，回收有效問卷562份，有效率93.04%。其中，男生298人，女生264人;平均年齡（14.37±0.16）歲;初一192人，初二186人，初三184人。

1.2 ?測試工具

1）體育教學基本心理需求量表。

翻譯Vlachopoulos，Katartzi，和Kontou[12]共同研制的《體育教學基本心理需求量表》。為了保證量表的測量效度，請2名體育教育與訓練學專業(yè)博士研究生將量表翻譯成中文，然后進行校稿、討論與整合;再請2名體育人文專業(yè)博士研究生（第1學歷為英語專業(yè)）分別對漢化后的量表進行回譯，然后再進行校稿、討論與整合;最后在4名人員參與下再次進行討論，確定最終的中譯稿。該量表由自主性、勝任能力和關聯(lián)性3個維度組成，每個維度4個題目，共12題目，各題采用Likert 5級法計分，從 “很不符合”到“非常符合”計1～5分。該工具的Cronbachs α系數(shù)為0.951。

2）情境興趣量表。

使用美國北卡羅來納大學Ang Chen教授制定的《體育教學情境興趣量表》。該量表經(jīng)上海體育學院丁海勇教授與美國北卡羅來納大學Ang Chen教授共同漢化，并已進行專業(yè)信、效度驗證和推廣。量表由新奇性、挑戰(zhàn)性、注意需求、探索意圖和即時樂趣5個維度組成，共24題。各題采用Likert 5級法計分，從“很不符合到非常符合”計1～5分。該工具的Cronbachs α系數(shù)為0.949。

3）學習投入量表。

對方來壇教授漢化的《UWES-S學習投入量表（中文版）》進行修訂，該問卷共17題項。結(jié)合初中階段體育教學特征，首先將“我因我的學習而自豪”改為“我因我的體育課堂表現(xiàn)而感自豪”;其次，將另外16道題中的“學習”改為“體育課堂學習”，例如將“全身心投入學習時，我感到很快樂”改為“全身心投入體育課堂學習時，我感到很快樂”。各題采用Likert 5級法計分，從“很不符合到非常符合”計1～5分。該工具的Cronbachs α系數(shù)為0.970。

總量表的Cronbachs α系數(shù)0.913，折半系數(shù)為0.897。為保證單個測量工具和總量表的效度，對上述3個測量工具及其總量表分別進行探索性因子分析和驗證性因子分析，具體見表1、表2。

4）共同方法偏差檢驗。

為防止系統(tǒng)誤差的存在，除進行Cronbachs α系數(shù)和折半系數(shù)以確保高信效度外，還使用Harman單因子分析方法進行系統(tǒng)誤差存在的可能性進行檢驗。在沒有旋轉(zhuǎn)的主成分因子中共有6個因子的特征根>1，第1個解釋的變異量為27.832%，小于統(tǒng)計學中要求的40%臨界值。基于此，可以推斷本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

1.3 ?數(shù)據(jù)分析

將數(shù)據(jù)錄入SPSS22.0和AMOS22.0，分別進行相關分析和回歸分析以實現(xiàn)相關指標、維度的對比，同時構(gòu)建回歸模型和路徑模型。

2 ?結(jié)果與分析

2.1 ?基本心理需求、情境興趣對中學生體育課堂學習投入的直接影響

為檢驗體育課堂教學中基本心理需求、情境興趣對初中生學習投入的直接影響，對這三者進行雙變量雙側(cè)Pearson相關分析，具體數(shù)據(jù)如表3。

由表3的結(jié)果可知，基本心理需求、情境興趣分別都與學習投入高度正相關（P<0.01）;其中情境興趣與學習投入相關系數(shù)為0.835，基本心理需求與學習投入的相關系數(shù)為0.845，且情境興趣與基本心理需求也存在高度相關，相關系數(shù)為0.797?；拘睦硇枨?個維度與學習投入相關系數(shù)大小依次是關聯(lián)性（0.820）>自主性（0.775）>勝任能力（0.751），3個維度都與學習投入存在非常顯著的正相關。情境興趣5個維度與學習投入相關系數(shù)大小依次是即時樂趣（0.830）>新奇性（0.806）>探索意圖（0.802）>注意需求（0.744）>挑戰(zhàn)性（0.617），5個維度都與學習投入存在正相關關系。其中，新奇性、注意需求、探索意圖和即時樂趣與學習投入存在非常顯著的正相關關系，但對于挑戰(zhàn)性而言，正相關關系并未達到非常顯著。

2.2 ?情境興趣的中介效應

在進行中介效應檢驗時，進行逐步分層回歸分析，先將因變量學習投入、自變量體育教學基本心理需求和中介變量情境興趣中心化后，再進行逐步分層回歸分析。第1步檢驗方程1：Y=cx+e中X與Y的差異性，回歸系數(shù)得出C=0.873，P=0.000，P<0.001，說明X與y存在顯著性差異，即系統(tǒng)C有顯著性差異，則進行以下第2步分析。

第2步檢驗方程2：M=ax+e2和方程3：Y=c′X+bM+e3中a、b的顯著性差異。回歸系數(shù)得出，a=0.870，P=0.000，P<0.001，說明a存在顯著性差異;得出b=0.478，P=0.000，P<0.001，說明b存在顯著性差異;然后進行c′差異性檢驗，得出c′=0.463，P=0.000，P<0.001，說明c′存在顯著性差異。c′顯著說明為部分中介效應，中介效果的大小為c-c′=0.41。由此證實，情境興趣具有部分顯著性中介效應。具體統(tǒng)計數(shù)據(jù)見表4。

2.3 ?基本心理需求、情境興趣與學習投入的關系模型

為了進一步檢驗前文提出的假設H2，利用AMOS22.0進行假設模型的擬合度分析，標準化路徑系數(shù)模型如圖1所示。

在總效應模型中，基本心理需求具有非常顯著正向預測學習投入度（β=0.873，P=0.000，P<0.001）。在中介效應模型中（圖1），基本心理需求對學習投入的路徑系數(shù)由0.873下降為0.59，但P<0.01，具有顯著性差異。模型的各項擬合指數(shù)也均達到可接受水平（表5）。選用聯(lián)合顯著性方法分析情境興趣對心理需求與學習投入之間的中介作用，發(fā)現(xiàn)基本心理需求→情境興趣（β=0.81，P<0.001）以及情境興趣→學習投入（β=0.45，P<0.001）的路徑系數(shù)均具備顯著性，說明存在中介效應，即檢驗H2假設成立。

3 ?討論

本研究探究了基本心理需求、情境興趣以及初中生體育課堂學習投入三者之間的作用機制。研究結(jié)果表明：滿足基本心理需求可以正向預測初中生體育課堂學習投入度，驗證了本研究假設H1成立，所得結(jié)論與先前研究具有一致性[13]。本研究認為，基本心理需求的滿足是學生保持、促進、改善學習行為的動力源泉。這一觀點得到前期基本心理需求各維度研究成果的支持：自主性需求的滿足有助于培養(yǎng)學生積極的學習態(tài)度，提升學生運動知識、技能的掌握效率，激發(fā)學生參與課堂學習的專注度和沉浸體驗[14];關聯(lián)性的滿足能促進教學互動主體間的接納，并產(chǎn)生積極的友誼和歸屬感[15]，這對于激發(fā)學生內(nèi)在動機和促進學生學習行為參與、認知參與和情感參與具有獨特貢獻;勝任能力的滿足有助于增強初中生自我效能感[16]，這對于促進學生嘗試學習新的學習任務，勇敢面對具有挑戰(zhàn)性教學任務，增加成功率、感悟成功樂趣，獲取成就感具有高效能的激發(fā)作用。

研究結(jié)果還進一步證實了基本心理需求能積極預測情境興趣，并通過情境興趣間接影響初中生體育課堂學習投入度，即情境興趣在基本心理需求對初中生體育課堂學習投入的影響中起到部分中介效應，驗證了本研究假設H2成立。這表明，優(yōu)化初中生體育課堂情境興趣環(huán)境是基本心理需求影響學生學習投入的重要途徑。其機制可能在于：課堂情境興趣的營造，可以通過新奇性情境驅(qū)動學生積極參與學習行為，通過注意需求調(diào)節(jié)學生腦的功能將以往的學習經(jīng)歷和體驗快速整合起來，以及通過探索意圖激發(fā)學習者對學習任務的感知，進而促進學生積極、深入學習。本研究發(fā)現(xiàn)，情境興趣中的挑戰(zhàn)性維度相比其他4個維度而言，與學習投入的相關性并不存在非常顯著性關系，且對學習投入的影響作用相對較弱，這一結(jié)論與前人的研究觀點[17]并不一致?？赡苁翘魬?zhàn)性情境與初中生，特別是初一學生的能力發(fā)展匹配度不高。挑戰(zhàn)性情境，通常需要建立在學生積極探索和較高層次的認知基礎上，才能更進一步促進學生積極參與體育學習。

本研究得出的觀點具有一定的實踐意義。滿足基本心理需求可以直接正向影響學生體育課堂學習的投入這一觀點已得到證實。然而，在當前體育課堂教學，諸如 “指令-服從”型互動過多，師生間、生生間情感性和認知性互動相對缺失[18];采用傳遞式、接受式傳授方式，導致學生受于“他控”或被動接受，致使學生自我發(fā)揮創(chuàng)造力、自我選擇任務等自主性學習興趣無法得到滿足;教學目標、練習內(nèi)容、手段和評價標準等采用一刀切的形式，學生將極易出現(xiàn)“吃不了”和“吃不飽”的狀況，并導致學生難以體會學習帶來成就感等現(xiàn)象嚴重制約學生基本心理需求的滿足。這些弊端可能是影響學生體育學習興趣和熱情下降，而呈現(xiàn)“喜歡體育鍛煉，不喜歡體育課”之怪相的主要因素?；诖?，建議教學中教師應給予學生更多的自主實踐、自主管理、自主選擇的空間，極大滿足學生體育學習的自主性需求;其次，應采用個人比較的標準，根據(jù)個體差異制定更人性化、個體化的教學內(nèi)容和學習目標，通過改變動作難度、變化競賽規(guī)則和評定標準等途徑，讓不同層次的學生均能體驗成功的樂趣;最后，應轉(zhuǎn)變自我“強硬專斷型”角色，變控制性教學為開放式教學，確立學生主體地位，滿足學生關聯(lián)性需求。此外，基于基本心理需求可以通過情境興趣這一路徑間接影響初中生體育課堂學習投入這一發(fā)現(xiàn)，建議在教學實踐中注重新奇性教學內(nèi)容、練習方式的選擇，通常新奇的技能練習手段能強烈激發(fā)學生的學習興趣[19];應結(jié)合初中生注意力的發(fā)展由無意注意為主向有意注意為主這一特征，注重培養(yǎng)他們的獨立性、果斷性、堅持性和自制性等意志品質(zhì)，以此助力學生有意注意的發(fā)展;應在運動項目、競賽規(guī)則與方式、同伴選擇、參與運動時間的把控等方面給予學生更多的自主選擇權，以此為他們營造探索性學習情境;應彌補學生遺失長時間系統(tǒng)深入學習與訓練機會[20]，以此促進初中生對體育參與有較高層次的認知，助力初中生體育課堂挑戰(zhàn)性教學情境的感知，并讓學生享受體育學習的即時樂趣。

本研究尚有不足，需要在后續(xù)研究中進一步完善。首先，基本心理需求、情境興趣和學習投入都涉及到多個維度，不同維度的作用機制可能存在差異，下一步研究應重視對各維度進行檢驗;其次，本研究的調(diào)查對象只針對了初中生，其他學段、不同年齡、性別、運動技能水平以及不同運動項目等都應該存在差異性，這些對教學的實施都存在重大影響，應進一步深究;再次，本研究僅考慮了基本心理需求、情境興趣和學習投入三者之間的簡單傳遞機制，實踐中可能存在多變量的中介效應或者調(diào)節(jié)效應，未來研究應進一步納入更多變量，以揭示基本心理需求影響學習投入的復雜過程。

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