促進學生在體育課堂更加專注、努力和自信的路徑：基于基本心理需要理論模型的構(gòu)建

陳長洲，王紅英，任書堂，彭國強

新課標呈現(xiàn)出“以知識為本”到“以人為本”育人目標的轉(zhuǎn)變，體育課堂教學也更加凸顯學生的主體地位，學生體育課堂表現(xiàn)對于課堂教學具有重要影響。學生體育課堂表現(xiàn)包含行為、認知和情感等方面，為提高學生體育課堂的表現(xiàn)，本研究主要從學生認知和情感角度對促進學生在體育課堂更加專注、努力和自信的路徑進行探究。學生課堂表現(xiàn)受到個體內(nèi)在需要和外在環(huán)境的影響，內(nèi)在需要是個體活動的動力和源泉，而外界環(huán)境能夠激起個體的定向行為[1-2]。所以，提高學生課堂積極性的關(guān)鍵是滿足其內(nèi)在心理需要和提高外部誘因刺激。

基本需要理論（Basic Psychology Needs Theory，BPNT）作為自我決定理論（Self-determination theory，SDT）的分支理論，包含自主需要（autonomy need）、能力需要（competence need）以及關(guān)系需要（relatedness need）3個概念[3]。自主需要是個體感知自己可以自由選擇和決策的權(quán)力，如學生在體育課堂中感知自己可以自由選擇練習的內(nèi)容。能力需要是個體感知與環(huán)境交互時體驗的勝任感，如學生在體育課堂中感知自己可以掌握某項運動技能。關(guān)系需要是個體感知自己在周圍環(huán)境中的歸屬感，如學生在體育課堂中感知來自體育教師、同學間的支持、關(guān)愛和理解。DECI＆RYAN[4]認為，3種基本心理需要均能在特定情境下得到滿足，當心理需要得到滿足時就會積極投入到所處環(huán)境中，對身邊的價值觀和文化認同感也較高，從而激發(fā)更大的興趣。但當個體的心理需要得不到滿足時，個體就會承受嚴重的心理代價，從而產(chǎn)生“消極適應(yīng)”，如學業(yè)倦怠、情緒低落以及效率低下等問題[5-6]。此外，BPNT認為3種基本心理需要的強度可能存在差異，不同水平的心理滿足程度會產(chǎn)生不同的結(jié)果，而心理需要的滿足程度又會受到外在環(huán)境刺激的影響。體育教師作為課堂的實施者和決策者，體育教師的自主性支持對學生的基本心理需要滿足程度產(chǎn)生重要的影響。教師支持是指教師能夠讓學生感受自我能力的肯定、感知教師的尊重、感知自我決策行為等[7]。當學生感知到體育教師的支持時，內(nèi)在心理活動被得到肯定，會激發(fā)更高的興趣參與學習，從而表現(xiàn)為對課堂的更加投入[8-9]。相反，如果學生感覺得不到教師的支持，基本心理需要得不到肯定，學習上表現(xiàn)為懈怠，注意力不集中等現(xiàn)象[10]。

相關(guān)研究已經(jīng)證實了教師支持對學生基本心理需要具有正向預測作用，而學生基本心理需要對課堂表現(xiàn)也具有正向預測作用，但是對不同變量因素間的綜合作用機制缺少進一步探究。因此，研究基于基本心理需要理論對促進學生體育課堂表現(xiàn)的更加努力、自信和專注的路徑探究是一種有效的方式，研究以體育教師支持為前因變量，學生課堂表現(xiàn)的自信程度、努力程度和專注度為結(jié)果變量，并通過比較基本心理需要以及其變量因素所起的中介效應(yīng)，以探究最優(yōu)的結(jié)構(gòu)方程模型。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

在上海市按照東、西、南、北、中5個區(qū)域各隨機抽取一所初中，每所學校隨機抽取60名八年級或九年級同學進行調(diào)查。共發(fā)放300份問卷，回收300份問卷，回收率100%；剔除其中無效問卷（未選題超過5項，以及回答問卷明顯亂答）12份，回收有效問卷為288份，有效率為96%。調(diào)研學生中，男生144名，女生144名，平均年齡為14.58±1.76歲。

1.2 研究量表

1.2.1 教師支持量表 教師支持量表最早由WILLIAMSS et al[11]研制，共分為3個維度：自主支持、能力支持、關(guān)系支持。自主支持包含6個題目，例如“體育老師相信我有能力完成好這門課程”；能力支持包含4個題目，如“體育老師相信我們能夠在課堂上完成這項運動”；關(guān)系支持包含5個題目，如“體育老師鼓勵我們在一起練習”。3個維度量表均采用七級李克特量表，回答從“完全不同意”到“完全同意”分別記1～7分。通過對該量表進行驗證性因子分析發(fā)現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)該量表的數(shù)據(jù)擬合度不夠理想。吳明隆[12]指出，χ2/df應(yīng)小于5尚可接受，小于2為良好，同時要求RMR小于0.05，RMSEA小于0.08，GFI、NFI、RFI、CFI、IFI等值應(yīng)該大于0.9，模型的擬合標準數(shù)據(jù)更趨于標準化。通過AMOS修正指數(shù)和標準化負荷進行修正，去除第13、14題，“體育老師鼓勵我提問題”和“體育老師傾聽我講述我活動過程”，修正后數(shù)據(jù)擬合指數(shù)χ2/df=3.746，RMR=0.051，RMSEA=0.074，GFI=0.907，NFI=0.939，RFI=0.918，CFI=0.954，IFI=0.954，說明數(shù)據(jù)擬合指數(shù)良好。對該量表進行內(nèi)部一致性檢驗，3個維度的Cronbach'sα為0.931、0.811、0.886。

1.2.2 基本心理需要量表 基本心理需要量表采用經(jīng)STANDAGE et al[13]修訂版本，該量表共分為自主需要、能力需要和關(guān)系需要3個維度。自主需要包含6個題目，如“在我參與的運動中，我有一些選擇權(quán)”；能力需要包含5個題目，如“在體育活動中，我技術(shù)熟練”；關(guān)系需要包含5個題目，如“和其他同學在一塊，我感覺被重視”。3個維度量表均采用七級李克特量表，回答從“完全不同意”到“完全同意”分別記1～7分。通過對該量表進行驗證性因子分析發(fā)現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)該量表的數(shù)據(jù)擬合度不夠理想，通過AMOS修正指數(shù)和標準化負荷進行修正，去除第2題，“我對自己想練習的的運動技能有發(fā)言權(quán)”，修正后數(shù)據(jù)擬合 指 數(shù)χ2/df=3.281，RMR=0.052，RMSEA=0.089，GFI=0.905，NFI=0.910，RFI=0.886，CFI=0.935，IFI=0.935，說明數(shù)據(jù)擬合指數(shù)良好。該量表3個維度信度檢驗結(jié)果Cronbach's α為0.887、0.834、0.994。

1.2.3 自信程度量表 自信程度量表是由GAO et al[14]編制，該量表包含6個條目，采用五級李克特式量表，回答范圍從“完全不同意”到“完全同意”，分別記1～5分。作答者需要回答在體育課中活動內(nèi)容的自信程度，如“我有能力完成好這項運動中的運動技能”。通過對該量表進行驗證性因子分析，數(shù)據(jù)擬合結(jié) 果 為χ2/df=4.183，RMR=0.025，RMSEA=0.082，GFI=0.973，NFI=0.970，RFI=0.940，CFI=0.977，IFI=0.977，說明數(shù)據(jù)擬合指數(shù)良好。量表Cronbach's α為0.860。

1.2.4 專注度量表 學生在體育課專注度專注度量表是采用STANDAGE et al[13]編制，該問卷包含6個條目，采用五級李克特量表，回答選項從“從不”到“總是”分別記1～5分。回答者需要在他體育課經(jīng)常表現(xiàn)的專注度進行回答，如在體育課上，我專注于技能學習、任務(wù)和活動等題目。通過對該量表進行驗證性因子分析得出χ2/df=4.397，RMR=0.025，RMSEA=0.078，GFI=0.958，NFI=0.967，RFI=0.945，CFI=0.974，IFI=0.974，說明數(shù)據(jù)擬合指數(shù)良好。量表Cronbach's α為0.927。

1.2.5 努力程度量表 學生努力程度等級量表是由GUAN et al[15]編制，該問卷包含4個條目，采用七級李克特量表，回答選項從“完全不同意”到“完全同意”分別記1～7分?；卮鹫咝枰谒w育課的努力程度進行回答，如在體育課上，我付出了很多努力。通過對該量表進行驗證性因子分析得出χ2/df=2.369，RMR=0.025，RMSEA=0.069，GFI=0.991，NFI=0.993，RFI=0.978，CFI=0.996，IFI=0.996，說明數(shù)據(jù)擬合指數(shù)良好。測得量表Cronbach's α為0.882。

1.3 問卷測評過程中共同方法變異控制與檢驗

由于本研究采用的量表為國外研究量表，且測試對象為初中生，因此，測量過程可能存在共同方法變異（common method variance，CMV）[16]。為了減少方法變異帶來的不利影響，問卷翻譯由本課題組成員美國某大學運動健康系華人教授翻譯，并將翻譯稿同高校學校體育專家、中學體育教研員以及一線體育教師進行措詞修改，保證了內(nèi)容的準確性和易于接受性。在數(shù)據(jù)收集過程中，在教研員和一線體育教師幫助下，采用班級統(tǒng)一作答，由課題組測試工作人員進行問題講解，并現(xiàn)場收回，保證數(shù)據(jù)的可靠性。在數(shù)據(jù)分析過程中采用Harman單因素檢驗，結(jié)果顯示有7個特征值大于1的因子，最大因子的解釋變異量為27.27%，小于40%，說明本研究的共同方法變異不顯著。

1.4 數(shù)據(jù)處理

使用SPSS 21.0和AMOS21.0對相關(guān)數(shù)據(jù)進行處理和分析。SPSS軟件主要是對數(shù)據(jù)的錄入、整理、變量因素之間的相關(guān)性分析以及回歸分析。AMOS軟件首先進行驗證性因子分析，確定研究量表的結(jié)構(gòu)效度，其次進行結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建，并通過比較不同中介模型的結(jié)構(gòu)方程模型擬合指數(shù)，探究最佳結(jié)構(gòu)方程模型。

2 研究結(jié)果與分析

2.1 描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

通過對教師支持、基本心理需要和學生課堂專注度、努力程度和自信程度進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析得到表1。

表1 教師支持、學生基本心理需要和課堂自信程度、努力程度和專注度的相關(guān)性分析Table 1 Correlation Analysis of Teacher's support，Students'Basic Psychological Needs and Confidence，Efforts and Concentration

通過表1可以看出，教師支持的各維度得分分別是5.70±1.16、5.79±1.00、6.05±1.07，說明學生感知教師的自主支持、能力支持和關(guān)系支持程度較高，其中得分最高的是關(guān)系支持?；拘睦硇枰母骶S度得分分別是5.13±1.18、5.16±1.26、5.77±1.25，說明學生的自主需要、能力需要和關(guān)系需要程度較高，其中最高的是關(guān)系需要。學生課堂表現(xiàn)的自信程度得分為4.03±0.71、專注度得分為4.05±0.74、努力程度得分為5.55±1.16，由于自信程度和專注度均采用五級李克特量表記分，而努力程度采用七級李克特量表記分，通過百分制轉(zhuǎn)換發(fā)現(xiàn)學生的自信程度、專注度和自信程度均表現(xiàn)較高水平。

教師支持、學生基本心理需要和課堂專注度、努力程度和自信程度的相關(guān)矩陣顯示各變量因素之間均成顯著性相關(guān)（r=0.392～0.823，P＜0.01）。教師支持各變量因素與學生基本心理需要各變量因素之間均呈正相關(guān)（r=0.403～0.612，P＜0.01），基本心理需要各變量因素與學生專注度、努力程度和自信程度均呈顯著相關(guān)（r=0.392～0.686，P＜0.01），體育教師支持各變量因素與學生課堂專注度、努力程度和自信程度均呈顯著相關(guān)（r=0.418～0.527，P＜0.01）。

2.2 回歸分析

為進一步驗證教師支持、學生基本心理需要對課堂專注度、努力程度和自信程度的因果關(guān)系，以體育教師支持和基本心理需要的各變量因素為自變量，以學生課堂自信程度、努力程度、專注度為因變量逐步進行回歸分析（見表2）。

表2 教師支持、學生基本心理需要和課堂自信程度、努力程度和專注度的回歸分析Table 2 Regression Analysis of Teacher's Support，Students'Basic Psychological Needs and Confidence，Efforts and Concentration

通過表2可以看出，教師支持對學生體育課堂表現(xiàn)的自信程度、努力程度和專注度均成正向預測作用（P＜0.01），其R2值分別為0.285、0.283和0.274。其中對學生自信程度預測作用最強的是能力支持（β=0.305，P＜0.01），對學生努力程度預測作用最強的是自主支持（β=0.267，P＜0.01），對學生專注度預測作用最強的也是自主支持（β=0.247，P＜0.01）。基本心理需要對學生體育課堂的自信程度、努力程度和專注度均成正向預測作用（其R2值分別為0.518、0.395和0.370，P＜0.01）。其中對學生自信程度、努力程度和專注度預測最強的均是能力需要（β為0.307、0.312和0.287，P＜0.01），對學生自信程度、努力程度和專注度預測最弱的均是自主需要（β為0.039、0.061和0.052，P＞0.05）。

2.3 促進學生在體育課堂更加專注、努力和自信的模型構(gòu)建

傳統(tǒng)的回歸分析只能提供變量間的因果效應(yīng)和顯著相關(guān)性，而對其潛在變量之間的相關(guān)性、測量誤差以及整體模型數(shù)據(jù)擬合程度無法進行估計和解釋，而結(jié)構(gòu)方程模型不僅可以處理多個變量，對潛在變量和各指標變量的路徑進行檢驗，也可以對不同模型的整體擬合程度進行計算，以探究數(shù)據(jù)所呈現(xiàn)的最優(yōu)模型[12]。按照結(jié)構(gòu)方程標準，確定本研究的潛變量為體育教師支持和基本心理需要。而對應(yīng)的觀測變量分別對應(yīng)各潛變量的維度，體育教師支持分為自主支持、能力支持和關(guān)系支持，基本心理需要分為自主需要、能力需要和關(guān)系需要，自信程度、努力程度和專注度是單維度量表可以直接作為觀測變量。

研究遵循BPNT理論模型的分析框架，以體育教師支持為前因變量，學生基本心理需要為中介變量，學生課堂的自信程度、努力程度和專注度為結(jié)果變量進行建模分析。由于學生基本心理需要包含多個變量，而當前針對多變量建模有兩種思路[17-19]：一種是將多個變量的潛變量作為中介模型變量，但是會存在變量間的相互影響，另一種是將每個變量分別作為中介模型變量分別進行分析。本研究分別采用兩種方法，以探究最優(yōu)結(jié)構(gòu)方程模型，并根據(jù)研究需要建立4個假設(shè)模型，即分別以基本心理需要、自主需要、能力需要、關(guān)系需要作為體育教師支持和學生自信程度、努力程度和專注度的中介模型，將數(shù)據(jù)擬合結(jié)果整理為表3。

表3 不同中介模型下結(jié)構(gòu)方程模型的擬合數(shù)據(jù)結(jié)果Table 3 Fitting Data Results of Structural Equation Models with Different Mediation Models

由表3可以看出，模型2、模型3和模型4的χ2/df都大于5，SRMR大于0.05，RMSEA大于0.08，都沒有達到結(jié)構(gòu)方程數(shù)據(jù)擬合標準。而模型1的數(shù)據(jù)擬合結(jié)果：χ2/df=3.284，小于5，SRMR=0.042，小于0.05，RMSEA=0.760小于0.8，GFI、NFI、RFI、CFI、IFI均大于0.9，說明結(jié)構(gòu)方程數(shù)據(jù)擬合結(jié)果良好。因此，4個模型中，模型1為最優(yōu)結(jié)構(gòu)方程模型（見圖1）。

圖1 以基本心理需要為中介效應(yīng)的結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建Figure 1 Construction of the Structural Equation Model of the Mediating Effect by Basic Psychological Needs

從圖1可以看出，體育教師支持對學生基本心理需要的效應(yīng)值為0.74；基本心理需要對自信程度、努力程度和專注度的效應(yīng)值為0.77、0.72、0.73；體育教師支持以基本心理需要為中介模型對學生課堂的自信程度、努力程度和專注度的效應(yīng)值為0.74×0.77≈0.57、0.74×0.72≈0.53、0.74×0.73≈0.54。

3討論

3.1 體育教師支持對學生課堂專注度、努力程度和自信程度的促進作用

教師支持作為學生基本心理需要的重要外在誘因刺激，是影響學生課堂表現(xiàn)的重要因素。當個體的心理和行為感覺到被支持時，就會感覺到滿足，從而表現(xiàn)的更加自信和努力，從而取得更好的成績[20]。本研究回歸分析表明，體育教師支持可以正向預測學生體育課堂的自信程度（R2=0.285，P＜0.01）、努力程度（R2=0.283，P＜0.01）和專注度（R2=0.274，P＜0.01），本研究結(jié)果符合基本心理需要理論研究結(jié)果。教師不同能力支持對于學生課堂的表現(xiàn)也不相同。研究發(fā)現(xiàn)，對學生自信程度預測作用最強的是能力支持（β=0.305，P＜0.01），表明當學生能力得到肯定時，就會在體育課堂上變得更加自信；對學生專注度和努力程度預測作用最強的是自主支持（β=0.247和0.267，P＜0.01），表明當學生感知到教師對自己行為的支持和尊重，就會在課堂上表現(xiàn)的更加專注和努力。相關(guān)研究也證明了教師提供較高支持的班級比教師傾向于控制性的班級表現(xiàn)為更高的興趣和更高的自信程度[21]。為了更清晰的展示自主自持型教師風格的優(yōu)勢，將其與控制性教師比較，整理得到表4。

表4 控制型和自主支持型教師風格的對比[22]Table 4 Comparison of Styles of Controlling and Autonomous Supporting Teachers

如表4所示，通過對教師自主支持型風格和控制型風格的比較可以發(fā)現(xiàn)，自主支持型教師風格的教師是采取以學生為中心的教學方式，重視滿足學生的基本心理需要，鼓勵學生獨立思考、體驗和行為。而控制型教師是采取以教師為中心的教學方式，重視對學生的認知、情感和行為進行干預，迫使學生采取特定的思路、方法和行為，目的是提高學生的學習效率。BALAGUER[23]指出，如果體育教師和教練在學習環(huán)境建構(gòu)中，提供一種自主支持的氛圍，學生的基本心理需要程度就會提高，從而促進學生有更好的表現(xiàn)。所以，教師在上課時要更加重視以學生為中心的教學方式，重視學生的基本心理需求，給予學生更多的自由和自主權(quán)，如采取某項活動前征求學生意見、給予學生自由討論時間、對學生的積極行為表現(xiàn)給予反饋、學生遇到困難時給予提示等方式[24]。

3.2 基本心理需要對學生課堂專注度、努力程度和自信程度的促進作用

BPNT[25]認為3種基本心理需要均對個體行為結(jié)果產(chǎn)生影響，其中自主需要應(yīng)最先被滿足，其次能力需要，最后是關(guān)系需要。本研究回歸分析表明，基本心理需要對學生體育課堂的自信程度、努力程度和專注度均成正向預測作用（其R2值分別為0.518、0.395和0.370，P＜0.01）。然而，研究發(fā)現(xiàn)3種基本需要能力對體育課堂的自信程度、努力程度和專注度的預測最強的是能力需要、其次是關(guān)系需要，最后是自主需要，研究結(jié)果與BPNT的結(jié)論不一致。雖然本研究3種基本心理需要能力的預測結(jié)果與BPNT不一致，但是卻與NTOUMANIS、TAYLOR等研究結(jié)果相一致，都證實了能力需要的預測作用最強[26-27]。原因可能是本研究和NTOUMANIS以及TAYLOR選取的研究對象都為初中生，初中階段作為青春期叛逆的多發(fā)時期，喜歡證明自己和攀比心理，希望自己能力得到別人肯定，從而樹立自己在同學間的良好形象，所以能力需要占據(jù)最重要的地位。而且我國體育教學過程中，以教師為中心的教學方式占據(jù)了主要地位，教師多采用的是控制支配型的教學風格，而國外多采用的是以學生為中心，教師采用的是自主支持型的教學風格，最終導致學生的自主需要地位減弱。因此，為提高學生課堂專注度、努力程度和自信程度，滿足學生的自主需要、能力需要和關(guān)系需要十分有必要。

此外，BPNT認為能力需要、自主需要和關(guān)系需要是普遍存在的，但是并不意味著每個人的心理需要是一致的。DECI＆RYAN[4]提出，同樣一種特定的社會情景可能滿足了一個群體的需要，卻傷害了另一個群體的心理需要。所以，不同年齡、性別和興趣愛好的個體對于能力需要、自主需要和關(guān)系需要不可能完全一致，只有當個體的心理需要得到滿足時，才能給個體帶來更多的幸福感。如REINBOTH＆DUDA通過對青春期運動員的訓練、心理需求和身心健康之間的關(guān)系研究發(fā)現(xiàn)，運動員的自主需要、能力需要和關(guān)系需要會受到教練支持、動機氛圍和社會支持影響，同時，運動員的自主需要和能力需要與運動員的主觀能動性、參與興趣以及幸福感呈正向顯著性相關(guān)，但與關(guān)系需要顯著不相關(guān)[28]。GUIFFRIDA則發(fā)現(xiàn)，自主需要和能力需要對學生的學習堅韌性和學習平均績點（GPA）呈正向預測作用，但關(guān)系需要（包括與同學、老師、家人以及朋友之間的關(guān)系）則與結(jié)果變量的關(guān)系不顯著。因此，在體育教學過程中，要根據(jù)學生不同的心理需求設(shè)置不同的教學策略，讓學生感知到來自教師的支持，促進在體育課堂更加的投入。

3.3 結(jié)構(gòu)方程模型的影響路徑和中介效應(yīng)

本研究基于基本心理需要理論作為理論基礎(chǔ)，以體育教師支持為前因變量，學生基本心理需要為中介變量，學生課堂的自信程度、努力程度和專注度為結(jié)果變量，同時分別以基本心理需要、自主需要、能力需要和關(guān)系需要作為中介模型，并比較不同基本心理需要變量因素的中介效應(yīng)。通過對4個模型的數(shù)據(jù)擬合結(jié)果看，當基本心理需要作為中介模型時，數(shù)據(jù)擬合結(jié)果最好，擬合結(jié)果為χ2/df=3.284，SRMR=0.042，RMSEA=0.760，GFI、NFI、RFI、CFI、IFI均大于0.9。本研究結(jié)果表明，3種基本心理需要均對個體行為結(jié)果產(chǎn)生影響，且只有同時滿足3種基本心理需要，個體才能產(chǎn)生更好的定向行為結(jié)果。同時，本研究與HOLLEMBEAK、STANDAGE以及孫開宏等人的研究相一致，即基本心理需要的完全中介模型擬合數(shù)據(jù)結(jié)果要優(yōu)于部分心理需要的中介模型[30-31]。結(jié)構(gòu)方程結(jié)果顯示，體育教師支持以基本心理需要為中介模型對學生課堂投入的自信程度、努力程度和專注度的效應(yīng)值為0.57、0.53、0.54。

然而，也有相關(guān)研究證明基本心理需要作為中介模型時，部分心理需要因素起中介效應(yīng)[32-34]。如REINBOTH[32]發(fā)現(xiàn)3種基本心理需要在預測學生主觀活力方面時，只有自主需要和能力需要具有實質(zhì)性的中介效應(yīng)。項明強[33]通過對體育教師支持和學生課外體育鍛煉之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，自主需要起到中介作用，而能力需要和關(guān)系需要未起到中介效應(yīng)?；诓煌拘睦硇枰闹薪樽饔茫赡苁怯捎诓煌幕尘?、選取的研究對象以及采用研究方法的差異?；拘睦硇枰碚撝赋觯瑐€體對于不同外部環(huán)境要求、價值觀和規(guī)則的內(nèi)化程度取決于個體在活動中的心理需要，并且根據(jù)心理需要滿足的程度激發(fā)了不同動機水平行為[10]。而在體育教學中，由于學生能力表現(xiàn)具有公開性和攀比性，所以能力需要在基本心理需要對學生體育課堂表現(xiàn)的預測作用最強。

SDT的有機整合理論認為，基本心理需要是個體活動的動力和源泉，而外界環(huán)境能夠激起個體的定向行為[35]。該理論對于我國學校體育教學具有良好的借鑒意義。首先，教師作為學生體育課堂的最重要的外在誘因刺激，應(yīng)該讓學生感知到教師的自主支持，提供可供選擇的語言和活動方式以滿足學生心理的自主需要。其次，教師應(yīng)該為學生提供能力支持，體育課堂內(nèi)容、方法和手段應(yīng)盡量根據(jù)學生的能力和水平進行設(shè)計，對于學生體育課堂的表現(xiàn)給予肯定和鼓勵，同時，通過分層教學，給予不同等級學生表現(xiàn)機會，激發(fā)學生參與積極性，以滿足學生心理的能力需要。最后，教師應(yīng)該為學生提供關(guān)系支持，教師提供的關(guān)系支持應(yīng)該包含教師與學生之間的關(guān)系，也應(yīng)該包含學生與學生之間的關(guān)系，可以在設(shè)計教學策略時，增加師生互動環(huán)節(jié)、小組探究合作學習、團隊活動建設(shè)等，既能創(chuàng)造良好的師生關(guān)系，也能促進班級凝聚力，提升課堂氣氛和學習效果。

4 局限性及未來展望

本研究基于基本心理需要理論對提高學生體育課堂表現(xiàn)的更加努力、自信和專注的路徑進行探究，所得研究結(jié)果既豐富了基本心理需要理論研究成果，也對中學生體育課堂心理研究具有一定借鑒意義。但是，研究也有一定局限性。首先，本研究的教師支持是從學生認知的角度進行定義，缺少從教師角度進行定義，學生感知的教師支持與教師理解的教師支持是否一致，有待進一步研究。其次，本研究采用橫向研究可以獲得中學生在一段時期的心理狀態(tài)發(fā)展水平，而缺少縱向跟蹤，以解決個體持續(xù)性發(fā)展問題。最后，由于中學生心理狀態(tài)的復雜性，本研究重點關(guān)注了外界環(huán)境對于學生心理需要的影響，而缺少對學生自身人格特質(zhì)的關(guān)注。未來研究中，希望從不同角度（教師、學生、同學），多重因素（人格特質(zhì)、心理需要、自主動機）對學生體育課堂心理狀態(tài)進行研究。其次，研究不但要強調(diào)個人認知，也要重視情感及外界環(huán)境的影響，以考察環(huán)境與個人動機的交互作用。

5結(jié) 論

（1）體育教師支持對學生課堂自信程度、努力程度和專注度均呈正向預測作用（R2分別為0.285、0.283、0.274，P＜0.01），其中對自信程度預測作用最強的是能力支持，對努力程度和專注度預測作用最強的都是自主支持。

（2）基本心理需要對學生課堂自信程度、努力程度和專注度均成正向預測作用（R2分別為0.518、0.395、0.370，P＜0.01），其中對三者預測作用最強的均為能力需要，預測作用最弱的是自主需要。

（3）以基本心理需要為中介效應(yīng)構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型擬合指數(shù)優(yōu)于以自主需要、能力需要和關(guān)系需要為中介效應(yīng)的結(jié)構(gòu)方程模型。

（4）提高體育教師的自主性支持，滿足學生的基本心理需要可以使學生在體育課堂表現(xiàn)的更加自信、努力和專注。