影響普通高校學生課外鍛煉量的體育課堂心理因素溯源
——兼論成就情緒的中介效應

李洋洋

(1.遼寧師范大學 體育學院，遼寧 大連116029；2.鞍山師范學院 體育科學學院，遼寧 鞍山114007)

體育鍛煉是一種與健康相關的重要行為，有規律地參與體育鍛煉不僅可以更好地控制體重，增進健康[1]，而且還具有其他心理益處，例如減輕焦慮[2]和抑郁癥狀[3-5]。國內外的研究結果表明，盡管定期參加體育鍛煉有諸多好處，但隨著年齡的增長，學生課外鍛煉量呈下降趨勢[6-9]。為使學生養成良好的體育鍛煉習慣，黨和政府出臺了一系列重磅文件和舉措:2006年教育部、國家體育總局、共青團中央《關于開展全國億萬學生陽光體育運動的通知》(教體藝〔2006〕6 號)提出，配合體育課教學，保證學生平均每個學習日有一小時體育鍛煉時間[10]；2013年，黨的十八屆三中全會頒布的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》明確提出要強化學生的體育課和課外鍛煉，強調促進學生身心健康與體魄強健的重要性[11]；2016年國務院辦公廳《關于強化學校體育促進學生身心健康全面發展的意見》中強調，要堅持課堂教學與課外活動相銜接，全面提升體育教育質量，健全學生人格品質[12]；2020年，六部門聯合印發《兒童青少年肥胖防控實施方案》明確提出要強化體育課和課外鍛煉[13]。據此，學者們對普通高校學生鍛煉行為的影響機制展開了深入探討，認為體育鍛煉行為與多種個體內部心理因素有關，如鍛煉自我效能、體育鍛煉認知以及體育鍛煉態度[14]、自主支持感[15]、鍛煉身份認同[16]等。此外，社會支持、同儕壓力[17]、鍛煉承諾[18]、場地受限、器械不全、網絡宣傳不夠、缺乏監督、家庭運動氛圍[19]等也是影響學生體育鍛煉的主要因素。體育課堂是學生接受體育教育的主戰場，是學生形成體育意識、樹立終身體育觀的重要途徑。但暫未發現從體育課堂學習動機的前因(成就情緒)與課外鍛煉量的關系入手去探尋影響普通高校學生體育鍛煉量課堂心理因素的研究。在全民健身國家戰略背景下，在普通高校學生接受系統體育教育的最后時段——培養他們良好鍛煉習慣、塑造健康理念的關鍵時期，考察普通高校學生在體育課堂學習中，心理因素對課外鍛煉量的影響，是促進學生人格健康發展的需要，是激發學生自主參與體育鍛煉的需要，是提高普通高校體育教學實踐效果的基石，更是普通高校體育教學亟待攻關的重要課題。

1 理論基礎及研究假設

情緒可以影響學生的興趣、參與、成就和個性發展以及課堂氛圍。它是心理健康和幸福的核心，是重要的教育成果之一[20]。在體育學習中，學生每一次成功或失敗產生的情緒都會對其心理健康和后續的體育學習產生重要的影響。然而，在體育運動和體育教學的實際中，恰恰是痛苦和歡樂并存，成功與失敗同在，而且往往是失敗后的成功更寶貴，痛苦后的歡樂更感人[21]。因此，任何單一方面情緒的研究都不能完整、準確地詮釋學生在體育學習過程中的心理發展歷程。而成就情緒更適合于全面反映學生心理發展歷程，解釋有關成就動機和情緒之間模糊的關系[22]。成就情緒是指與成就活動(如學習)或成就結果(成功與失敗)直接相關的情緒[20]。體育課堂成就情緒是學生的成就情緒在體育課堂這一特定環境下產生的。體育課包括理論課和實踐課兩種類型。其中，實踐課學時比例大，是學生通過身體練習，學習和掌握體育技能的最主要的課堂類型。因此，基于成就情緒的概念和體育課堂的特點，本研究將體育課堂成就情緒的操作性定義界定為:在體育實踐課課前、課中、課后3 種情境下，學生體驗到的與成就活動(如學習)或成就結果(成功與失敗)直接相關的各種離散情緒的總稱，具體表現為3 種情境下8 種成就情緒(希望、自豪、享受、焦慮、羞愧、憤怒、絕望、無聊)在《普通高校學生體育課堂成就情緒量表》中的得分總和。

學生在體育課堂中體驗到的成就情緒能否對課外體育鍛煉產生影響? 目前，關于將學生體育教育的經歷如何轉變為體育教育之外的身體活動的證據有限[23-24]。體育教育的背景不一定能夠模仿一個人休閑時身體活動的背景。為此，德國心理學家Pekrun 于2006年首次提出了成就情緒控制-價值理論，該理論用情緒解釋行為，而不關注背景，以幫助學生將體育教育中的情緒轉化為積極的身體活動參與。該理論起初側重于焦慮的期望模型研究[23]，后來被擴展到包括關于多重成就情緒的前因、學業參與、自我調節和成就影響的假設。它綜合了期望理論[25]、歸因理論[26]、感知控制論[27]及情緒對學習和表現影響的模型[28]。在心理學、教育學、臨床醫學、社會學、計算機科學與技術等領域，包括德國、美國、中國等16 個國家和地區，以及多個學科，如數學、物理、語言、計算機、體育等，對成就情緒控制-價值理論有著廣泛的探討與應用。研究對象以中學生和大學生居多。成就情緒控制-價值理論認為，不同的成就情緒以不同的評估決定因素為特征，當個人感覺到控制或失去主觀上重要的活動和結果時，就會誘發成就情緒。這意味著控制感和價值評估是成就情緒的近端決定因素。學業控制感是控制感在學習領域的表現，用來描述學生對其影響和預期學業成就的能力的信心[29]。在成就情緒的控制-價值理論中，學業控制感是影響學生情緒產生和發展的一個重要因素，是指學生對其學業結果和活動的主觀控制[30]。以往相關領域研究結果表明，價值評估與學業控制感可以交互地預測成就情緒[31]。在成就情緒的歸因理論中，感知原因的各個維度，如控制源(locus)、穩定性(stability)和可控性(controllability)對成就情緒很重要。當成功或失敗分別被認為是由其他人造成時，會引起感激和憤怒[26]，是成就情緒的前因。研究表明，學生的成就情緒能夠預測他們的學業成就[32]。在體育教育中，最能體現學生體育學業成就的指標莫過于比賽成績和名次。然而李杰凱等對728 名非體育專業在校大學生的調查表明，學過運動項目但從沒有參加過任何比賽的普通學生占被調查總人數的87%以上，而參加過1 ～3 次比賽的學生僅占10%，參加過4 次以上比賽的僅占3%[33]。這說明，學生只學運動技術但未參加過比賽的情況十分普遍，而用比賽成績和名次作為體育學業成就的指標不適宜。因此，本研究選取能夠反映體育學業成就長遠效果的指標——學生的課外鍛煉量作為學生體育學業成就的指標。成就情緒控制-價值理論不僅為分析學生成就和學業環境中所經歷的情緒的前因和影響提供了一個綜合框架，而且成就情緒控制-價值理論指出，當成就活動一再重復時，評估和情緒的誘導可以變得常規化，以至于不再有任何有意識的情緒調解，或者根本不再進行任何認知調解[34]。也就是說，當學生在參與體育活動時，成就情緒的誘發不因其是在課堂上還是課外而有所區別。

基于成就情緒控制-價值理論，本文提出以下研究假設:1)學生課外鍛煉量在人口學特征上存在差異，且因學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒的不同而有所差異；2)課外鍛煉量與學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒相關，且成就情緒及其前因(學業控制感、價值評估、歸因方式)可以預測學生課外鍛煉量；成就情緒是學生學業控制感、價值評估、歸因方式與課外鍛煉量的中介變量。

2 研究方法

2.1 調查對象

研究采用多段抽樣方法，依自愿參與的原則，對20 所遼寧省普通高校3 284 名學生進行問卷調查，回收有效問卷2 817 份，有效率85.78%。有效回收問卷調查對象中，男生1 405 人，女生1 412 人；大一學生1 419 人，大二學生1 398 人。

2.2 研究工具

(1)《普通高校學生體育課堂成就情緒量表》

Achievement Emotions Questionnaire (AEQ)量表由德國心理學家Reinhard Pekrun 設計，用于檢驗學生成就目標及與其相關的學習成績之間的聯系和相關的情緒[35-37]。這一探索性研究分析了各種成就情緒的發生和結構[38-39]，屬于關注規模發展的定量研究[40]。AEQ 量表的可靠性范圍為α＝0.75 ～0.93。其中，經檢驗，課堂相關情緒分量表α＝0.92[41]。

參考國內外有關成就情緒的研究成果，嚴格按照問卷翻譯原則和程序將英文版AEQ 進行翻譯，并依據體育教學特點，修訂成適合檢測普通高校學生體育課堂成就情緒的《普通高校學生體育課堂成就情緒問卷》。問卷共80 個題項，采用Likert 5 點量表形式，從“非常不同意”到“非常同意”，依次記1 ～5分。依據多段抽樣的方法，抽取遼寧省6 所普通高校大一、大二學生860 人，填答《普通高校學生體育課堂成就情緒問卷》，將所得有效問卷隨機分成均等的兩份，分別進行探索性因素分析和驗證性因素分析，刪除了《普通高校學生體育課堂成就情緒問卷》中80 個題項中的24 個聚合效度和區分效度較低的題項，形成了共56 個題項的《普通高校學生體育課堂成就情緒量表》。計算56 個題項總分(將無聊、憤怒、焦慮、羞愧、絕望反向計分)，得分越高，表明學生體育課堂成就情緒越高。本研究中，量表的內部一致性系數為0.87。量表的驗證性因素分析擬合指標為χ2/df ＝2.20，GFI ＝0.98，NFI ＝0.98，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.07。

(2)《學業控制感量表》

《學業控制感量表》由Perry、Hladky 于2001年編制，適用于大學生。該量表由8 個項目組成，評分范圍從“非常不同意”到“非常同意”共5 個等級，其中包括4 道反向計分題。計算8 個條目總分，得分越高，表明學業控制感越強。本研究中，其內部一致性系數為0.80。驗證性因素分析擬合指標為χ2/df ＝2.10，GFI ＝0.99，NFI ＝0.99，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.04。

(3)《體育期待量表》

《體育期待量表》由Eccles 于1995年編制[42]，量表由11 個題項組成，包括對體育內在價值和外在價值的測量。因內在價值的測量與享受之間存在潛在的概念上的重疊[43](享受往往被用作價值理論的內在價值的一個決定性特征)，為避免此重疊，僅選取《體育期待量表》中的測量體育外在價值的4 個題項，對學生體育課堂教學外在價值進行評估。采用Likert 5 點量表形式，從“非常不重要”到“非常重要”依次記1 ～5 分。計算4 個題項總分，得分越高，說明對體育外在價值的評估越高。量表內部一致性系數為0.77。驗證性因素分析擬合指標為χ2/df ＝1.20，GFI ＝0.99，NFI ＝0.96，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.02。

(4)《多維多向歸因量表》

量表由加拿大心理學者Lefeourt 等于1979年編制，適用于大學生。該量表涉及學業成就、人際關系兩部分。該量表中的學業成就歸因分量表有24 個題項，成功和失敗的結果各占一半，每種傾向各占3個題項。無論成功或者失敗，有能力、努力、情境和運氣4 種歸因傾向[44]。而能力、努力兩個維度可以合并為內歸因，情境、運氣兩個維度合并為外歸因。因此，學業內歸因、學業外歸因、人際內歸因、人際外歸因各包括12 個項目[45]。根據研究需要選取學業成就歸因的24 個題項作為調查題項。量表中每題采用0 ～5 分，5 級計算標準。分別計算內歸因總分和外歸因總分，內歸因得分越高，說明被試更傾向于內歸因，外歸因得分越高，說明被試更傾向于外歸因。本研究中，量表內部一致性系數為0.66、0.70。驗證性因素分析擬合指標為χ2/df ＝1.82，GFI ＝0.99，NFI ＝0.99，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.04。

(5)《體育活動等級量表》

該量表是由武漢體院梁德清等人修訂。量表從參加體育鍛煉的強度、時間和頻率三方面來考察運動量(在本研究中，調查問卷里運動量已標明為課外鍛煉量)。記分方法為:運動量＝強度× 時間× 頻率，每個方面各分為5 個等級，強度與頻率從l ～5等級分別記1 ～5 分，時間從1 ～5 等級分別記0 ～4分，故運動量最高為100 分，最低分為0 分。運動量制定標準如下:小運動量≤19 分；中等運動量為20 ～42 分；大運動量≥43 分[46]。計算運動量總分，得分越高說明運動量越大。本研究中，內部一致性信度為0.89。驗證性因素分析擬合指標為χ2/df ＝1.91，GFI ＝0.99，NFI ＝0.99，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.05。

2.3 數據處理

運用SPSS21.0 軟件進行正態性檢驗、描述性統計分析、獨立樣本t檢驗。由于課外鍛煉量數據不服從正態分布，經函數轉換后，數據仍然不服從正態分布；因此，均值差異比較采用非參數檢驗中的Mann-WhitneyU檢驗。各類學生、高校間的比較統計均采用非參數檢驗中的Kruskal-Wallis 單因素ANOVA(k 樣本)(W)多重比較，以揭示普通高校學生體育課堂成就情緒的現狀；運用相關分析、回歸分析，明確課外鍛煉量與學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒之間的關系及對課外鍛煉量的預測；運用AMOS21.0 軟件中的路徑分析探討學生體育課堂成就情緒對學業控制感、價值評估、歸因方式與課外鍛煉量的中介效應。

3 研究結果

3.1 共同方法偏差

為控制共同方法偏差，所有學生均為自愿參加，并保證不透露姓名。對發放問卷的體育教師進行統一的指導語培訓，并對調查涉及的條目和填答方式進行解讀。運用Harman 單因素檢驗進行共同方法偏差的檢驗。經檢驗，問卷共有13 個因子，第1 個公因子的方差解釋百分比為33.37%， 小于40%[47]。因此，問卷不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 普通高校學生課外鍛煉量現狀及人口學特征

3.2.1 普通高校學生課外鍛煉量現狀

普通高校學生課外鍛煉量的得分均值為23.38，標準差為19.69，其中小鍛煉量的人數為1 486 人，占總人數的52.75%；中等鍛煉量的人數為898 人，占總人數的31.88%；大鍛煉量的人數為433 人，占總人數的15.37%。調查結果顯示，普通高校學生課外鍛煉量不足。

3.2.2 普通高校學生課外鍛煉量人口學特征

3.2.2.1 普通高校不同性別學生課外鍛煉量的比較 男生課外鍛煉量的得分均值(31.16 ±21.14)高于女生課外鍛煉量的得分均值(15.65 ±14.45)。經Mann-WhitneyU檢驗，男生和女生在課外鍛煉量上的差異高度顯著(P＝0.00 <0.01)。男生、女生不同等級課外鍛煉量在人數上存在差異。以小鍛煉量為例，女生1 002 人，占女生總數的70.96%；男生484 人，占男生總數的34.45%。

3.2.2.2 普通高校不同年級學生課外鍛煉量的比較 大一學生課外鍛煉量的平均秩為1 424.60，大二學生為1 336.16。大一學生鍛煉量大于大二學生。經獨立樣本Mann -WhitneyU檢驗得出，標準統計量值H＝-2.92，P＝0.00 <0.01，學生課外鍛煉量在年級上的差異高度顯著。

3.2.2.3 學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒高低分分組間普通高校學生課外鍛煉量的比較 采用30.00%的比例對學生學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒分別進行了高低分分組。學業控制感、價值評估、內歸因、成就情緒高分組學生課外鍛煉量的值高于低分組學生，而外歸因高分組學生課外鍛煉量的值低于低分組學生(圖1)，獨立樣本t檢驗結果顯示，學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒高低分分組間差異高度顯著(P＝0.00<0.01)。

圖1 學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒高低分分組間學生課外鍛煉量的比較Figure 1 Comparison of students’ extracurricular exercise in high and low groups which are graded by academic control，value evaluation，attribution style and achievement emotions

3.3 體育課堂心理因素與課外鍛煉量的關系

3.3.1 學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒與課外鍛煉量的相關關系

課外鍛煉量與學業控制感、價值評估、內歸因、成就情緒呈顯著正相關，與外歸因呈顯著負相關。結果表明，價值評估與課外鍛煉量的關系(r＝0.39)較課外鍛煉量與學業控制感(r＝0.33)、成就情緒(r＝0.19)、內歸因(r＝0.12)、外歸因(r＝0.12)之間的關系密切(表1)。

表1 學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒、課外鍛煉量Spearman 相關系數Table 1 Spearman correlation coefficient on academic control，value assessment，attribution style，achievement emotions and amount of extracurricular exercises

3.3.2 學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒對課外鍛煉量的預測

研究通過統計技術消除學生在性別、專業類別(用強迫進入法建立模型1)上的差別后，分別采用強迫進入法將課外鍛煉量作為因變量，成就情緒、學業控制感、價值評估、內歸因、外歸因作為自變量進行回歸分析，建立模型2 至模型6。再通過分層多元回歸分析，建立模型7 至模型9。其中，模型7 和模型8 是將所有研究對象隨機分為兩組后，采用分層逐步回歸法得到的，能夠預測體育鍛煉量的最佳自變量線性組合。模型9 是將進入模型7 和模型8中相同的自變量納入回歸方程，并控制性別和專業類別變量后得到的預測課外鍛煉量的最佳自變量線性組合。

經檢驗，所有模型TOL 值均大于0.10，VIF 均小于臨界值10，CI 值均小于30，D-W 值在0.05 水平上顯著，模型不存在嚴重共線性問題，其分析結果可接受。模型1 顯示，性別(女生)對課外鍛煉量具有顯著的負效應，專業類別(文科和理科專業)對課外鍛煉量具有顯著的正效應，它們共同解釋16.00%的課外鍛煉量變異量。模型2 至模型3 顯示:成就情緒的β值為0.14(P<0.001)；學業控制感的β值為0.25(P<0.001)；價值評估的β值為0.29(P< 0.001)；內歸因的β值為0.07(P<0.001)；外歸因的β值為-0.10(P<0.001)。模型2 至模型6 中的數值顯示，各因素解釋變異量由大到小分別是“價值評估”(23.00%)、“學業控制感”(21.00%)、“成就情緒” (18.00%)、“外歸因”(17.00%)、“內歸因”(16.00%)(表2)。

表2 學業控制感、價值評估、內歸因、外歸因、成就情緒對課外鍛煉量的回歸分析Table 2 Regression analysis of academic control，value accession，internal attribution，external attribution，achievement emotions to amount of extracurricular exercise

預測課外鍛煉量的共同自變量為價值評估、學業控制感和成就情緒，且對課外鍛煉量的影響均為正向(表3)。所有因素總體上能解釋24.00%的課外鍛煉量。除去性別、專業類別對課外鍛煉量的影響后，R2＝0.24，調整后R2＝0.24，F(2，2 814) ＝179.64(P<0.001)，具有統計學意義。普通高校學生課外鍛煉量的最佳標準化多元回歸方程為:課外鍛煉量＝0.19 ×價值評估+0.13 × 學業控制感+0.05 ×成就情緒。

表3 學業控制感、價值評估、內歸因、外歸因、成就情緒對課外鍛煉量的線性組合分析Table 3 Linear combination analysis of academic control，value accession，internal attribution，external attribution，achievement emotions to amount of extracurricular exercise

3.3.3 關于成就情緒的中介效應

根據溫忠麟等提出的因果逐步回歸法[48]進行中介檢驗。學業控制感對課外鍛煉量的總效應顯著，方程系數a和方程系數b顯著，間接效應顯著(P<0.001)，對課外鍛煉量存在中介效應，起部分中介作用，中介效應占總效應的12.90%。價值評估對課外鍛煉量的總效應顯著，方程系數a和方程系數b顯著，間接效應顯著(P<0.001)，價值評估對課外鍛煉量起部分中介作用，中介效應占總效應的8.11%。內歸因對課外鍛煉量的總效應顯著，方程系數a和方程系數b顯著，間接效應顯著(P<0.001)，對課外鍛煉量存在中介效應，起部分中介作用，中介效應占總效應的58.33%。外歸因對課外鍛煉量的總效應顯著，方程系數a和方程系數b顯著，間接效應顯著(P<0.001)，對課外鍛煉量存在中介效應，起部分中介作用。由于間接效應為正值(0.03)，直接效應為負值( -0.12)(表4)，符號相反，外歸因對課外鍛煉量表現為遮掩效應。對于不一致的中介模型(ab和c’符號相反)，標準化估計的ab是沒有界的，MP也沒有界。此時，無論標準化估計的ab還是中介效應量MP，對中介效應大小可能都沒有界定，不知道多少算大，多少算小[49]。因此，無法計算效應量。

表4 成就情緒中介效應檢驗Table 4 Mediating effect test of achievement emotions

4 分析與討論

4.1 遼寧省普通高校學生課外鍛煉量現狀及其在體育課堂心理因素上的差異

原國家教委、原國家體委等有關部門在不同時期先后制定了《勞衛制》《國家體育鍛煉標準》《大學生體育合格標準》等一系列制度，教育部2002年開始在全國試行《學生體質健康標準》。2014年，依據全國學生體質情況，制定了最新的《國家學生體質健康標準》。學生身體素質測試標準幾經變更，其目的是監測學生體質，激發學生鍛煉的積極性。然而，從調查的結果看，學生課外體育鍛煉的情況不容樂觀:學生課外鍛煉量不足。作為外因的制度變更并未能完全實現激發學生體育鍛煉積極性、增強學生體質的目的。內外因辯證原理啟示我們，提高學生鍛煉的積極性和參與度需要從內因，即學生在體育課堂的心理因素，特別是成就情緒體驗上另辟蹊徑。研究結果表明，普通高校學生在體育課堂心理因素上的差異，在課外鍛煉量上同樣顯著——學業控制感、價值評估、內歸因、成就情緒得分高的學生鍛煉量多于得分低的學生，而外歸因得分高的學生，其鍛煉量少于得分低的學生。研究結果進一步表明，學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒這些心理因素都會對學生課外鍛煉量的大小產生影響。這啟示我們在體育教學中要更加重視挖掘這些體育課堂心理因素提升的方法和策略，以提高學生課外鍛煉參與度和量。

4.2 體育課堂心理因素對課外鍛煉量的影響

4.2.1 體育課堂心理因素對課外鍛煉量的預測分析

研究結果表明，課外鍛煉量與學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒關系密切，其中，課外鍛煉量與價值評估關系最為密切。學生對于體育外在價值，即體育有用性的評估直接影響學生參與課外鍛煉的度與量。從學生課外鍛煉量的預測上看，學生的學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒都可以預測課外鍛煉量。其中，課外鍛煉量的最佳自變量線性組合是價值評估、學業控制感和成就情緒。也就是說，對體育外在價值評估越積極、學業控制感高、成就情緒高，會增加學生的課外鍛煉量。反之，對體育價值認識不足，學業控制感低、成就情緒低，則會減少學生的課外鍛煉量。情緒—心境一致性效應可以解釋體育課堂成就情緒對課外鍛煉量的影響，即在體育課上產生的愉悅感與鍛煉時產生的愉悅感相一致，這樣的信息在重復出現時更容易被喚醒。研究結果不僅證實了成就情緒控制-價值理論在體育教育領域內的適用性，而且進一步證實了該理論提出的關于成就情緒及其前因對學生學業成就有影響的論點。

4.2.2 關于成就情緒的中介效應和遮掩效應

當前，學生活動量不足，超重率持續上升已成為世界各國普遍存在的問題。身體活動對促進健康和預防疾病的貢獻是巨大的[50]，是解決上述問題的有效辦法。但是，影響身體活動的因素有很多，而確定身體活動的決定因素成為健康心理學面臨的挑戰之一[51]。目前，了解身體活動的個人動機是有效促進公眾健康的重要研究[52]，而對動機起關鍵作用的情緒[53]的研究則是重中之重。學業控制感和價值評估通過成就情緒對課外鍛煉量起部分中介作用。學生的學業控制感強，對體育外在價值認可度高，在體育課上經常體驗到成就情緒，會促進學生主動地參與體育鍛煉，對于提高學生課外體育鍛煉的參與度、改善學生的體質具有重要的作用。從成就情緒的中介貢獻比例看，成就情緒在學業控制感和價值評估中的中介作用較小，分別為12.50%和8.11%。學生學業控制感、價值評估對課外鍛煉量的直接效應占比更大，成就情緒的中介效應不明顯。綜合回歸分析的結果，學業控制感、價值評估、成就情緒影響學生課外鍛煉量，而成就情緒作為中介變量的假設成立，但學業控制感和價值評估通過成就情緒對學生課外鍛煉量影響不明顯。如前文所述，歸因方式并未出現在預測課外鍛煉量的最佳自變量線性組合中，其對課外鍛煉量的影響通過成就情緒的中介效應和遮掩效應得以顯現，即內歸因以成就情緒為中介變量對課外鍛煉量的效應比例最高，達到58.33%。外歸因方式通過提高成就情緒對課外鍛煉量的間接促進作用，削弱了外歸因對課外鍛煉量的直接抑制作用。這為提高學生課外鍛煉量提供了一個切入點，即通過合理的體育課堂教學設計和再歸因訓練，增加學生體育課堂上積極的情緒體驗，減少消極情緒體驗，進而增加學生參與課外體育鍛煉量，達到改善學生體質、實現終身體育的目的。

4.3 干預啟示

學生體育課堂上的學業控制感、對體育外在價值的評估、對成敗的歸因方式、成就情緒的高低都會對課外鍛煉量的大小產生影響。其中，學業控制感和價值評估對課外鍛煉量的影響更直接，而內歸因以成就情緒為中介變量，增加了學生的課外鍛煉量，外歸因對課外鍛煉量的影響通過成就情緒的遮掩效應得以顯現。后期的研究可以通過教學實驗，如體育價值引導、體育學習結果的及時反饋、進行再歸因訓練、提高體育教師對學生成就期望等驗證本研究結果，以增強學生的學業控制感、培養成就情緒、改善學生對體育外在價值評估和對成敗的歸因方式，進而增加課外體育鍛煉的自覺性和參與度，提高課外體育鍛煉量，為完善成就情緒控制-價值理論在體育教育中的應用性進一步提供實踐的依據。

5 結論

1)普通高校學生課外鍛煉量不足，女生較男生、大二學生較大一學生的課外鍛煉量低且差異高度顯著；學業控制感、價值評估、內歸因、成就情緒高分組學生課外鍛煉量大于低分組學生，而外歸因高分組學生的課外鍛煉量小于低分組學生，組間差異高度顯著。

2)課外鍛煉量與學業控制感、價值評估、歸因方式、成就情緒呈顯著相關，學生課外鍛煉量的最佳自變量線性組合為價值評估、學業控制感和成就情緒；學業控制感、價值評估對課外鍛煉量的直接效應大于成就情緒的中介效應；內歸因對課外鍛煉量的直接效應小于成就情緒的中介效應，外歸因對課外鍛煉量的影響通過成就情緒的遮掩效應得以顯現。