结构化技能教学与儿童青少年运动自我概念、体育学习兴趣的关系研究

蔡瑞金 ,鲍红艳 ,季 浏

体育学习兴趣(Sports Learning Interest,SLI)是学习者愉悦情感[1]、发展体育认知、探究并持续参与运动的一种心理倾向[2]。它会因求知欲而更加专注[3],还会因享受身体活动(Physical Activity,PA)本身而投入更多的热情[4]并产生强烈的归属感[5],是影响3～17 岁儿童青少年PA 的重要心理学变量[6]。体育竞赛常态化、运动技能核心化和教学方法灵活化(简称“三化”)是SLI 的直接来源[7]。结构化技能教学(Structured Skills Teaching,SST)是为提高学生体育核心素养在“三化”条件下审视的新概念。它不仅要以竞赛发展学生实际运动技能和体能[8-9],还要调动心理资源促进运动参与。运动自我概念(Sport Self -Concept,SSC)[10]作为激励理论的关键心理变量对SLI 的影响[11]已得到广泛关注,它的改善可进一步促进享受乐趣[12-13]和持续进行PA的普遍意愿[14-15]。说明SSC 与儿童青少年SLI 有关并可能显著预测相应锻炼行为。然而,我国对SST 和SSC 的研究尚处于初级阶段,探讨SST、SSC、SLI 之间的关系有利于聚焦培养儿童青少年体育核心素养的教学因素。基于Harter[16]的能力动机模型,本研究提出以下五点假设(见图1):SST 与SLI 显著相关(H1),SST 与SSC 显著相关(H2),SSC 与SLI显著相关(H3);SST 显著预测SLI 发展(H4),SST 通过SSC间接路径预测SLI(H5)。

图1 研究假设模型图Figure 1 The research hypothesis model

1.1 被试

选取在“上海市学校体育领军后备人才培养基地”(中小学体育教学方向)接受过SST 培训的6 区6 名体育教师教授的6～11 年级2 256 名被试(年龄11.69～17.97 岁),其中2 172 名被试所填写问卷有效,包括男生1 074 人,平均年龄(15.18 ±2.07)岁;女生1 098 人,平均年龄(15.24 ±1.20)岁。本研究通过华东师范大学人类受试者保护委员会审核批准(批准号HR 562 -2019),在被试知情同意情况下发放问卷。

1.2 研究方法

1.2.1 文献资料法

根据研究目的,限定“学生”或“青少年”,以“结构化+运动技能+教学”为关键词在中国知网和中国万方分别检索出19 篇和8 篇文献,以“TS=(structur* OR construc*OR autonom* OR cooperat* OR probing OR inquiring OR contex*) AND TS=(“motor skil*” OR “spor* skil*”OR “movement skil*” OR “motor abilit*”) AND TS=(teach* OR educat* OR instruct*)”为检索式在WOS 和EBSCO 分别检索相关文献71 篇和65 篇。在此基础上,在WOS 数据库进一步限定“Interest”与“Sport Self-Concept”及其相关主题文献11 篇,共计174 篇,考察SST、SSC、SLI 之间的关系。

1.2.2 问卷调查法

2020 年4 月,一名实验人员对被试进行网络培训填写要求,培训后立即让其在钉钉云课堂上独立填写问卷星。回收后,由一名专业人员整理、筛选,剔除无效量表与问卷84份,保留有效量表与问卷2 172 份,有效率为96.28%。

(1)结构化技能教学测量。

根据研究目的,于2020 年3 月中旬要求上述6 名教师在钉钉云课堂上实施SST,每周4 次课,每次20 min。对选项上课的接受程度、趣味体能练习、教学比赛和比赛时间等4项内容纳入SST 潜变量,采用Likert 5 点计分法,除比赛时间(1 代表0 min～5 代表20 min)外,其他3 项1～5 分别代表“完全不同意”到“完全同意”。自编问卷的Cronbach’sα系数为0.750;由于SST 只有1 个公因子,因此用SPSS 进行KMO 检验和Bartlett 球形检验,问卷KMO 值为0.708,通过Bartlett 球形检验(χ2=1 034.382,df=6,P＜0.001)。

(2)体育学习兴趣测量。

选取汪晓赞[17]编制的中学生《体育学习兴趣评价量表》,采用Likert 5 点计分法,1～5 分别代表“完全不同意”到“完全同意”。探索性因素分析表明,SLI 包含自主探究的乐趣(技能的,SLI1)、享受课堂的乐趣(情意的,SLI2)和坚持锻炼的志趣(认知的,SLI3)3 个公因子,Cronbach’sα系数依次为0.884、0.896 和0.732,总量表内部一致性系数为0.920。验证性因素分析表明,包含3 因子的问卷结构效度良好(χ2=306.939,df=112,χ2/df=2.741,RMSEA=0.061,CFI=0.958,TLI=0.949,SRMR=0.047)。

(3)运动自我概念测量。

首先请两位专家将Marsh 等[18]修订的《简版身体自我概念描述问卷》(PSDQ-S)汉化,再请两位英语母语学者译回英文,两位专家与原卷核对后认为中英文问卷一致性很高。用感知力量、感知心肺耐力、感知灵活性、感知协调性和感知运动技能能力(Perceived Motor Skill Competence,PMSC)五个分量表测量SSC,采用Likert 6 点计分法,1～6 分别代表“完全不符合”到“完全符合”。探索性因素分析表明,SSC 包含感知灵活与协调能力(Perceived Competence of Flexibility &Coordination,PCFC)、感知力量与心肺耐力(Perceived Competence of Strength &Endurance,PCSE)两个主成分,Cronbach’sα系数分别为0.907、0.900,总量表内部一致性系数为0.937。验证性因素分析表明,包含一阶2 因子SSC 问卷结构效度可以接受(χ2=218.734,df=42,χ2/df=5.208,RMSEA=0.075,CFI=0.957,TLI=0.943,SRMR=0.032)。

1.2.3 数理统计法

采用SPSS 23.0 和Mplus 8.3 软件进行数据分析。(1)采用克隆巴赫α 系数和验证性因素分析评价量表的信效度;(2)使用皮尔森相关系数分析SST、SSC 与SLI 之间的相关性;(3)运用潜变量建模软件Mplus 构建结构方程模型,设定固定因子负荷为1,采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap 法(简称bcBootstrap 法)计算中介效应置信区间,考察SST 对SLI 的影响和SSC 在其中的中介效应。

2.1 共同方法偏差与相关性检验结果

2.1.1 共同方法偏差检验

采用Harman 单因素检验法检验共同方法偏差,探索性因素分析出6 个特征值大于1 的因子,共解释总方差66.90%的变异,第一个因子解释了总体方差38.14%的变异,小于40%的判断标准。因此,研究变量之间不存在严重的共同方法偏差。

2.1.2 各变量相关性结果

SST、SSC 与SLI 描述性统计和相关矩阵见表1 所示,SST、SSC、SLI 各因子间均显著正相关(P＜0.001)。SST 与SSC 显著中低相关(r=0.399,0.423)、SSC 与SLI(r=0.438～0.662)、SST 与SLI(r=0.420～0.588)之间显著中等相关,验证H1～H3。说明SST 可能预测儿童青少年SLI发展,并在一定程度上通过改善SSC 预测SLI 变化。

表1 结构化技能教学、运动自我概念与体育学习兴趣描述性统计和相关矩阵表Table 1 The descriptive statistics and correlation matrix of SST，SSC and SLI

2.2 直接效应检验结果

采用结构方程模型检验SST 对SLI 的直接效应。结果显示,外因潜在变量与误差变量的方差估计值均显著为正(P＜0.001),直接效应模型拟合良好(χ2=816.500,df=182,χ2/df=4.486,RMSEA=0.063,CFI=0.937,TLI=0.927,SRMR=0.047)。SST 显著预测SLI(βSST→SLI=0.786,P＜0.001),可解释SLI 变异的61.80%。说明SST预测SLI 变化,可进一步检验是否存在SSC 的间接效应。验证H4。

2.3 中介效应检验结果

采用ML 法检验SSC 在SST 与SLI 之间的中介作用(表2)。结果表明,构建的SEM 拟合良好(χ2=1 712.549,df=452,χ2/df=3.788,RMSEA=0.056,CFI=0.931,TLI=0.924,SRMR=0.061),SST 通过SSC 双因素协同作用间接路径预测SLI 发展。中介变量加入,SEM 直接效应仍显著(βSST→SLI=0.570,P＜0.01),SST 通过部分中介预测SLI 及其各维度发展。

在SEM 中(图2,表2),SST 对PCFC 具有显著正向预测作用(βSST→PCFC=0.399,P＜0.001),PCFC 对SLI 有显著正向预测作用(βPCFC→SLI=0.153,P＜0.001),表明SST 可能通过PCFC 正向影响SLI。采用bcBootstrap 法重复抽样1 000次检验中介效应[19](下同),效应值为0.061(P＜0.05),95%CI 为[0.012,0.104],不包括0,分别占总效应和间接效应的8.04%和32.28%。SST 对PCSE 具有显著正向预测作用(βSST→PCSE=0.368,P＜0.001),PCSE 对SLI 有显著正向预测作用(βPCSE→SLI=0.349,P＜0.001),表明SST 可能通过PCSE 正向影响SLI。中介效应值为0.128(P＜0.001),95% CI 为[0.089,0.180],不包括0,分别占总效应和间接效应的16.86%和67.72%。假设PCFC 与PCSE 无关,模型不成立;实则PCFC 与PCSE 高相关(r=0.813,P＜0.001),说明SST 过PCFC 与PCSE 协同作用预测儿童青少年SLI 发展,可解释SLI 变异的15.80%。比较发现,PCFC 与PCSE 两条间接路径之间不存在显著性差异(P＞0.05)。支持H5。

图2 SSC 在SST 与SLI 的中介作用模型图Figure 2 The SSC mediation model between SST and SLI

表2 SSC 在SST 与SLI 及其各维度之间的中介效应表Table 2 The SSC mediation effect between SST and SLI

3.1 结构化技能教学与体育学习兴趣之间的关系

研究发现,儿童青少年SLI 包含技能的(SLI1)、情意的(SLI2)与认知的(SLI3)三个方面,SST 与SLI 各维度中等相关。SST 对SLI 的直接效应具有显著性统计学意义(P＜0.001),直接效应0.570占总效应值0.759 的75.10%,说明SST 与儿童青少年SLI 发展密切相关。随着选项上课、趣味体能练习、教学比赛(平均时间为13.90 min)等能力发展行为增多,学生增强了自主寻找场馆、使用运动器材、探究运动技能的乐趣,产生了人际关联和沉浸式学习的情感体验,强化了需要同伴支持、追求锻炼价值和健康目标的认知。这与Mckenzie 等[1]发现教学比赛与传统竞技比赛具有本质不同有关,前者通过最小化竞争、个性化指导为学生提供更多运动参与机会,而不像后者那样强化竞争。

首先,儿童青少年选择参与某一个而不选择其他运动项目,说明他们具有掌握或展示某运动项目的愿望,愿望成为行动的动力,并进一步发展为引导他们参与和帮助学习的因素[20]。SST 以新颖性、奇特性、复杂性和歧义性等不确定和冲突为特征的结构性刺激满足孩子的好奇心和探索行为[3],为主动思考、请教、实践与深度探索新技能提供心理资源;教学比赛培养了孩子使用器材的偏好,通过频繁使用器材设备发展运动技能,提供了更多自主探究技术动作的阶梯[1]。这与Fox[21]发现展示能力会增加乐趣、产生更多运动参与的结果一致,从而实现体育“育体”的本质功能。

其次,从心理参与的视角分析,教师在SST 中始终扮演着促进者与帮助者角色有利于学生主体作用的发挥[22],他们创新性运用多种方法完成体能练习和比赛任务,“和而不同 美美与共”的和谐课堂提供了交往合作与欣赏他人的机会,产生了课堂时间变短的错觉、期待上课并享受其中的满足感。比赛和趣味体能练习难度与学习者已有经验的适当差异触发了最佳身心唤醒水平,消耗能量、体验高峰刺激和宣泄情绪等唤醒促进机制均建立在大脑愉悦基础上,减少了对大脑功能的威胁[23],相反,不上体育课因无法释放压力会令其失望。这一结果与Isaac 等[24]关于兴趣的研究一致,比赛因与同伴协作达成成就目标可能使活动更加有趣,实现了本我追求快乐体验的体育娱乐功能。

再次,SST 之所以从技能的、情感的成分发展为实现远大理想目标而坚持努力的稳定动力倾向[2],可能源于以下三方面的原因。其一,教学比赛中形成的同伴支持关系可以积极预测自主支配时间来参加该活动[24]。其二,教师课堂运用的民主型激励策略[25]和提供的即时正面反馈信息引导儿童青少年克服绕过意志控制[26]的享乐性冲动,对锻炼有用性和重要性的信念成为他们坚持锻炼的重要影响因素[27]。其三,健康目标使学生通过适当求助行为与反思[28]等自我调节方式去努力完成一项困难任务[29]。可见,于课程结构设置而言,SST 不会因融入体能练习和比赛练习减少运动技能练习的机会,反而因多样化练习而提高上课积极性和课外锻炼坚持性。这对于培养儿童青少年“保家卫国强国有我”的责任意识,以及为实现伟大祖国复兴而坚持锻炼的体育“育人”功能尤其重要。

3.2 结构化技能教学与运动自我概念之间的关系

结果表明,SST 与SSC 双因素中低相关(P＜0.001)。可能由于SST 采取了发展运动技能能力、提高体能水平和基本心理需求满足的内容、方法和策略[30-31],这种激励气氛与相应感知能力有关[32]。SST 对PCFC 和PCSE 路径均具有显著性统计学意义(P＜0.001),说明SST 能够预测SSC 积极发展,有利于促进运动自信心。长期以来,诸多学者将SSC 聚焦于特定运动表现的感知能力(Perceived Competence,PC)与真实运动能力之间的关系及其健康效益进行研究,发现参与者通过提高运动技能能力和身体能力激励SSC 向更高水平发展[33-35]。一是由于比赛或游戏类运动复杂性[36]使学生沉浸式体验运动项目之间的内在联系[37-38],协调自身灵活应对环境变化的能力提高[39];二是辅以一定趣味和强度的PA 增强了肌肉力量和心肺耐力(健康) 相关的体能[40-41]。按照Harter 的能力动机模型,实际能力先于PC,随着协调性与健康体能的提高,发展了相应SSC[42]。

3.3 运动自我概念在结构化技能教学与体育学习兴趣之间的关系

结果表明,SSC 与SLI 各因素中等相关(P＜0.001),说明儿童青少年能力感知可能反映了运动参与的特定动机。在SEM 中,PCFC 和PCSE 对SLI 影响路径均显著(P＜0.05或P＜0.001),两条路径无显著性差异,间接效应0.189 占总效应值0.759 的24.90%。假设PCFC 与PCSE 无相关,模型不成立;假设PCFC 与PCSE 相关时,与Herrmann 和Seelig[14]的一阶双因素结构协同作用相似,说明SST 通过PCFC 与PCSE 协同作用促进儿童青少年SLI 发展。Eccles和Harold[43]认为,兴趣不仅与PC 相关,还与期望价值等认知因素相关。当自我将外界影响施加给本我的倾向努力用现实原则代替快乐原则时,本我即与外界产生关联,进入自我意识,其基本意识成分是身体自我外表、身体实体及其投射的身体自我概念[44],产生追求健康或掌握运动技能的期望。由于身体魅力、外表等身体自我概念与运动参与无关[45],对技能和健康状况的认知显著预测儿少PA 倾向[34],即SSC 被视为教学可调动的心理资源[46-47]。根据Rodgers等[48]的研究结果,SSC 是SDT 理论框架下的结构模型,它与自我效能感都能预测行为的持久性,不同的是,它是以自主性需求得到满足为前提的,而自我效能感则更可能执行有效或有意义的行为。可见,自主选项、自主参与趣味体能练习、自主参与教学比赛、自主掌握比赛时间中的自主性是SST 通过SSC 促进SLI 发展的主要因素,而非能力或关联因素。这就启示教师采用“教会、勤练、常赛”的机制时,需要关注“自主探究”的SSC 中介路径,充分体验并感知“物体运动”和“自我运动”两个方面,激发学生勇于尝试、自主锻炼与产生关联的探究动机。教会学生通过体验“物体运动”发展PCFC,克服感知运动障碍,尝试探究新运动技能的乐趣;鼓励学生通过勤练体验“自我运动”发展PCSE,因地制宜地坚持自主锻炼;组织学生通过常赛提高整体SSC,要为不同运动能力的孩子提供适当难度水平的比赛情境,建立学习者运动自信,从而将日常感知与体育运动关联,间接促进SLI发展。

结构化技能教学与儿童青少年体育学习兴趣有关并预测其发展,建议对12 岁以上学生实施自主选项,在课堂上增设趣味体能练习、10～15 min 教学比赛活动,发挥体育“育体”、娱乐与“育人”功能。结构化技能教学与儿童青少年运动自我概念发展有关、运动自我概念与体育学习兴趣有关,运动自我概念在两者之间发挥认知动力作用;建议根据儿童青少年运动自我概念与实际运动能力水平分层实施结构化技能教学,通过体验“物体运动”提高感知灵活与协调能力,通过体验“自我运动”提高感知力量与心肺耐力,通过相应比赛情境提高整体运动自我概念,间接促进体育学习兴趣发展。

本研究的创新有以下三点。第一,发现满足孩子掌握或展示某项技能的愿望与自主探究的乐趣有关,发挥学生主体作用、发展人际关系、达成成就目标可预测享受课堂的乐趣,同伴支持、教师激励、锻炼价值与健康目标有利于培养坚持锻炼的志趣。第二,发现SSC 通过PCFC 与PCSE 双因素协同认知促进儿童青少年体育学习兴趣发展,两者缺一不可。第三,为完善“教会勤练常赛”体制机制提供SST 参考依据。不足之处在于,由于本土SSC 测量工具稀缺,PMSC 维度并未纳入模型,未来研究应进一步探讨SSC 结构;横断面收集的数据不能充分证明SST、SSC 与SLI 之间存在因果关系,还需纵向多时点研究进一步论证。

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