影响普通高校学生课外锻炼量的体育课堂心理因素溯源——兼论成就情绪的中介效应

李洋洋

(1.辽宁师范大学 体育学院，辽宁 大连116029；2.鞍山师范学院 体育科学学院，辽宁 鞍山114007)

体育锻炼是一种与健康相关的重要行为，有规律地参与体育锻炼不仅可以更好地控制体重，增进健康[1]，而且还具有其他心理益处，例如减轻焦虑[2]和抑郁症状[3-5]。国内外的研究结果表明，尽管定期参加体育锻炼有诸多好处，但随着年龄的增长，学生课外锻炼量呈下降趋势[6-9]。为使学生养成良好的体育锻炼习惯，党和政府出台了一系列重磅文件和举措:2006年教育部、国家体育总局、共青团中央《关于开展全国亿万学生阳光体育运动的通知》(教体艺〔2006〕6 号)提出，配合体育课教学，保证学生平均每个学习日有一小时体育锻炼时间[10]；2013年，党的十八届三中全会颁布的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》明确提出要强化学生的体育课和课外锻炼，强调促进学生身心健康与体魄强健的重要性[11]；2016年国务院办公厅《关于强化学校体育促进学生身心健康全面发展的意见》中强调，要坚持课堂教学与课外活动相衔接，全面提升体育教育质量，健全学生人格品质[12]；2020年，六部门联合印发《儿童青少年肥胖防控实施方案》明确提出要强化体育课和课外锻炼[13]。据此，学者们对普通高校学生锻炼行为的影响机制展开了深入探讨，认为体育锻炼行为与多种个体内部心理因素有关，如锻炼自我效能、体育锻炼认知以及体育锻炼态度[14]、自主支持感[15]、锻炼身份认同[16]等。此外，社会支持、同侪压力[17]、锻炼承诺[18]、场地受限、器械不全、网络宣传不够、缺乏监督、家庭运动氛围[19]等也是影响学生体育锻炼的主要因素。体育课堂是学生接受体育教育的主战场，是学生形成体育意识、树立终身体育观的重要途径。但暂未发现从体育课堂学习动机的前因(成就情绪)与课外锻炼量的关系入手去探寻影响普通高校学生体育锻炼量课堂心理因素的研究。在全民健身国家战略背景下，在普通高校学生接受系统体育教育的最后时段——培养他们良好锻炼习惯、塑造健康理念的关键时期，考察普通高校学生在体育课堂学习中，心理因素对课外锻炼量的影响，是促进学生人格健康发展的需要，是激发学生自主参与体育锻炼的需要，是提高普通高校体育教学实践效果的基石，更是普通高校体育教学亟待攻关的重要课题。

1 理论基础及研究假设

情绪可以影响学生的兴趣、参与、成就和个性发展以及课堂氛围。它是心理健康和幸福的核心，是重要的教育成果之一[20]。在体育学习中，学生每一次成功或失败产生的情绪都会对其心理健康和后续的体育学习产生重要的影响。然而，在体育运动和体育教学的实际中，恰恰是痛苦和欢乐并存，成功与失败同在，而且往往是失败后的成功更宝贵，痛苦后的欢乐更感人[21]。因此，任何单一方面情绪的研究都不能完整、准确地诠释学生在体育学习过程中的心理发展历程。而成就情绪更适合于全面反映学生心理发展历程，解释有关成就动机和情绪之间模糊的关系[22]。成就情绪是指与成就活动(如学习)或成就结果(成功与失败)直接相关的情绪[20]。体育课堂成就情绪是学生的成就情绪在体育课堂这一特定环境下产生的。体育课包括理论课和实践课两种类型。其中，实践课学时比例大，是学生通过身体练习，学习和掌握体育技能的最主要的课堂类型。因此，基于成就情绪的概念和体育课堂的特点，本研究将体育课堂成就情绪的操作性定义界定为:在体育实践课课前、课中、课后3 种情境下，学生体验到的与成就活动(如学习)或成就结果(成功与失败)直接相关的各种离散情绪的总称，具体表现为3 种情境下8 种成就情绪(希望、自豪、享受、焦虑、羞愧、愤怒、绝望、无聊)在《普通高校学生体育课堂成就情绪量表》中的得分总和。

学生在体育课堂中体验到的成就情绪能否对课外体育锻炼产生影响? 目前，关于将学生体育教育的经历如何转变为体育教育之外的身体活动的证据有限[23-24]。体育教育的背景不一定能够模仿一个人休闲时身体活动的背景。为此，德国心理学家Pekrun 于2006年首次提出了成就情绪控制-价值理论，该理论用情绪解释行为，而不关注背景，以帮助学生将体育教育中的情绪转化为积极的身体活动参与。该理论起初侧重于焦虑的期望模型研究[23]，后来被扩展到包括关于多重成就情绪的前因、学业参与、自我调节和成就影响的假设。它综合了期望理论[25]、归因理论[26]、感知控制论[27]及情绪对学习和表现影响的模型[28]。在心理学、教育学、临床医学、社会学、计算机科学与技术等领域，包括德国、美国、中国等16 个国家和地区，以及多个学科，如数学、物理、语言、计算机、体育等，对成就情绪控制-价值理论有着广泛的探讨与应用。研究对象以中学生和大学生居多。成就情绪控制-价值理论认为，不同的成就情绪以不同的评估决定因素为特征，当个人感觉到控制或失去主观上重要的活动和结果时，就会诱发成就情绪。这意味着控制感和价值评估是成就情绪的近端决定因素。学业控制感是控制感在学习领域的表现，用来描述学生对其影响和预期学业成就的能力的信心[29]。在成就情绪的控制-价值理论中，学业控制感是影响学生情绪产生和发展的一个重要因素，是指学生对其学业结果和活动的主观控制[30]。以往相关领域研究结果表明，价值评估与学业控制感可以交互地预测成就情绪[31]。在成就情绪的归因理论中，感知原因的各个维度，如控制源(locus)、稳定性(stability)和可控性(controllability)对成就情绪很重要。当成功或失败分别被认为是由其他人造成时，会引起感激和愤怒[26]，是成就情绪的前因。研究表明，学生的成就情绪能够预测他们的学业成就[32]。在体育教育中，最能体现学生体育学业成就的指标莫过于比赛成绩和名次。然而李杰凯等对728 名非体育专业在校大学生的调查表明，学过运动项目但从没有参加过任何比赛的普通学生占被调查总人数的87%以上，而参加过1 ～3 次比赛的学生仅占10%，参加过4 次以上比赛的仅占3%[33]。这说明，学生只学运动技术但未参加过比赛的情况十分普遍，而用比赛成绩和名次作为体育学业成就的指标不适宜。因此，本研究选取能够反映体育学业成就长远效果的指标——学生的课外锻炼量作为学生体育学业成就的指标。成就情绪控制-价值理论不仅为分析学生成就和学业环境中所经历的情绪的前因和影响提供了一个综合框架，而且成就情绪控制-价值理论指出，当成就活动一再重复时，评估和情绪的诱导可以变得常规化，以至于不再有任何有意识的情绪调解，或者根本不再进行任何认知调解[34]。也就是说，当学生在参与体育活动时，成就情绪的诱发不因其是在课堂上还是课外而有所区别。

基于成就情绪控制-价值理论，本文提出以下研究假设:1)学生课外锻炼量在人口学特征上存在差异，且因学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪的不同而有所差异；2)课外锻炼量与学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪相关，且成就情绪及其前因(学业控制感、价值评估、归因方式)可以预测学生课外锻炼量；成就情绪是学生学业控制感、价值评估、归因方式与课外锻炼量的中介变量。

2 研究方法

2.1 调查对象

研究采用多段抽样方法，依自愿参与的原则，对20 所辽宁省普通高校3 284 名学生进行问卷调查，回收有效问卷2 817 份，有效率85.78%。有效回收问卷调查对象中，男生1 405 人，女生1 412 人；大一学生1 419 人，大二学生1 398 人。

2.2 研究工具

(1)《普通高校学生体育课堂成就情绪量表》

Achievement Emotions Questionnaire (AEQ)量表由德国心理学家Reinhard Pekrun 设计，用于检验学生成就目标及与其相关的学习成绩之间的联系和相关的情绪[35-37]。这一探索性研究分析了各种成就情绪的发生和结构[38-39]，属于关注规模发展的定量研究[40]。AEQ 量表的可靠性范围为α＝0.75 ～0.93。其中，经检验，课堂相关情绪分量表α＝0.92[41]。

参考国内外有关成就情绪的研究成果，严格按照问卷翻译原则和程序将英文版AEQ 进行翻译，并依据体育教学特点，修订成适合检测普通高校学生体育课堂成就情绪的《普通高校学生体育课堂成就情绪问卷》。问卷共80 个题项，采用Likert 5 点量表形式，从“非常不同意”到“非常同意”，依次记1 ～5分。依据多段抽样的方法，抽取辽宁省6 所普通高校大一、大二学生860 人，填答《普通高校学生体育课堂成就情绪问卷》，将所得有效问卷随机分成均等的两份，分别进行探索性因素分析和验证性因素分析，删除了《普通高校学生体育课堂成就情绪问卷》中80 个题项中的24 个聚合效度和区分效度较低的题项，形成了共56 个题项的《普通高校学生体育课堂成就情绪量表》。计算56 个题项总分(将无聊、愤怒、焦虑、羞愧、绝望反向计分)，得分越高，表明学生体育课堂成就情绪越高。本研究中，量表的内部一致性系数为0.87。量表的验证性因素分析拟合指标为χ2/df ＝2.20，GFI ＝0.98，NFI ＝0.98，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.07。

(2)《学业控制感量表》

《学业控制感量表》由Perry、Hladky 于2001年编制，适用于大学生。该量表由8 个项目组成，评分范围从“非常不同意”到“非常同意”共5 个等级，其中包括4 道反向计分题。计算8 个条目总分，得分越高，表明学业控制感越强。本研究中，其内部一致性系数为0.80。验证性因素分析拟合指标为χ2/df ＝2.10，GFI ＝0.99，NFI ＝0.99，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.04。

(3)《体育期待量表》

《体育期待量表》由Eccles 于1995年编制[42]，量表由11 个题项组成，包括对体育内在价值和外在价值的测量。因内在价值的测量与享受之间存在潜在的概念上的重叠[43](享受往往被用作价值理论的内在价值的一个决定性特征)，为避免此重叠，仅选取《体育期待量表》中的测量体育外在价值的4 个题项，对学生体育课堂教学外在价值进行评估。采用Likert 5 点量表形式，从“非常不重要”到“非常重要”依次记1 ～5 分。计算4 个题项总分，得分越高，说明对体育外在价值的评估越高。量表内部一致性系数为0.77。验证性因素分析拟合指标为χ2/df ＝1.20，GFI ＝0.99，NFI ＝0.96，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.02。

(4)《多维多向归因量表》

量表由加拿大心理学者Lefeourt 等于1979年编制，适用于大学生。该量表涉及学业成就、人际关系两部分。该量表中的学业成就归因分量表有24 个题项，成功和失败的结果各占一半，每种倾向各占3个题项。无论成功或者失败，有能力、努力、情境和运气4 种归因倾向[44]。而能力、努力两个维度可以合并为内归因，情境、运气两个维度合并为外归因。因此，学业内归因、学业外归因、人际内归因、人际外归因各包括12 个项目[45]。根据研究需要选取学业成就归因的24 个题项作为调查题项。量表中每题采用0 ～5 分，5 级计算标准。分别计算内归因总分和外归因总分，内归因得分越高，说明被试更倾向于内归因，外归因得分越高，说明被试更倾向于外归因。本研究中，量表内部一致性系数为0.66、0.70。验证性因素分析拟合指标为χ2/df ＝1.82，GFI ＝0.99，NFI ＝0.99，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.04。

(5)《体育活动等级量表》

该量表是由武汉体院梁德清等人修订。量表从参加体育锻炼的强度、时间和频率三方面来考察运动量(在本研究中，调查问卷里运动量已标明为课外锻炼量)。记分方法为:运动量＝强度× 时间× 频率，每个方面各分为5 个等级，强度与频率从l ～5等级分别记1 ～5 分，时间从1 ～5 等级分别记0 ～4分，故运动量最高为100 分，最低分为0 分。运动量制定标准如下:小运动量≤19 分；中等运动量为20 ～42 分；大运动量≥43 分[46]。计算运动量总分，得分越高说明运动量越大。本研究中，内部一致性信度为0.89。验证性因素分析拟合指标为χ2/df ＝1.91，GFI ＝0.99，NFI ＝0.99，CFI ＝0.99，RMSEA ＝0.05。

2.3 数据处理

运用SPSS21.0 软件进行正态性检验、描述性统计分析、独立样本t检验。由于课外锻炼量数据不服从正态分布，经函数转换后，数据仍然不服从正态分布；因此，均值差异比较采用非参数检验中的Mann-WhitneyU检验。各类学生、高校间的比较统计均采用非参数检验中的Kruskal-Wallis 单因素ANOVA(k 样本)(W)多重比较，以揭示普通高校学生体育课堂成就情绪的现状；运用相关分析、回归分析，明确课外锻炼量与学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪之间的关系及对课外锻炼量的预测；运用AMOS21.0 软件中的路径分析探讨学生体育课堂成就情绪对学业控制感、价值评估、归因方式与课外锻炼量的中介效应。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差

为控制共同方法偏差，所有学生均为自愿参加，并保证不透露姓名。对发放问卷的体育教师进行统一的指导语培训，并对调查涉及的条目和填答方式进行解读。运用Harman 单因素检验进行共同方法偏差的检验。经检验，问卷共有13 个因子，第1 个公因子的方差解释百分比为33.37%， 小于40%[47]。因此，问卷不存在严重的共同方法偏差。

3.2 普通高校学生课外锻炼量现状及人口学特征

3.2.1 普通高校学生课外锻炼量现状

普通高校学生课外锻炼量的得分均值为23.38，标准差为19.69，其中小锻炼量的人数为1 486 人，占总人数的52.75%；中等锻炼量的人数为898 人，占总人数的31.88%；大锻炼量的人数为433 人，占总人数的15.37%。调查结果显示，普通高校学生课外锻炼量不足。

3.2.2 普通高校学生课外锻炼量人口学特征

3.2.2.1 普通高校不同性别学生课外锻炼量的比较 男生课外锻炼量的得分均值(31.16 ±21.14)高于女生课外锻炼量的得分均值(15.65 ±14.45)。经Mann-WhitneyU检验，男生和女生在课外锻炼量上的差异高度显著(P＝0.00 <0.01)。男生、女生不同等级课外锻炼量在人数上存在差异。以小锻炼量为例，女生1 002 人，占女生总数的70.96%；男生484 人，占男生总数的34.45%。

3.2.2.2 普通高校不同年级学生课外锻炼量的比较 大一学生课外锻炼量的平均秩为1 424.60，大二学生为1 336.16。大一学生锻炼量大于大二学生。经独立样本Mann -WhitneyU检验得出，标准统计量值H＝-2.92，P＝0.00 <0.01，学生课外锻炼量在年级上的差异高度显著。

3.2.2.3 学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪高低分分组间普通高校学生课外锻炼量的比较 采用30.00%的比例对学生学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪分别进行了高低分分组。学业控制感、价值评估、内归因、成就情绪高分组学生课外锻炼量的值高于低分组学生，而外归因高分组学生课外锻炼量的值低于低分组学生(图1)，独立样本t检验结果显示，学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪高低分分组间差异高度显著(P＝0.00<0.01)。

图1 学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪高低分分组间学生课外锻炼量的比较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 体育课堂心理因素与课外锻炼量的关系

3.3.1 学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪与课外锻炼量的相关关系

课外锻炼量与学业控制感、价值评估、内归因、成就情绪呈显著正相关，与外归因呈显著负相关。结果表明，价值评估与课外锻炼量的关系(r＝0.39)较课外锻炼量与学业控制感(r＝0.33)、成就情绪(r＝0.19)、内归因(r＝0.12)、外归因(r＝0.12)之间的关系密切(表1)。

表1 学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪、课外锻炼量Spearman 相关系数Table 1 Spearman correlation coefficient on academic control，value assessment，attribution style，achievement emotions and amount of extracurricular exercises

3.3.2 学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪对课外锻炼量的预测

研究通过统计技术消除学生在性别、专业类别(用强迫进入法建立模型1)上的差别后，分别采用强迫进入法将课外锻炼量作为因变量，成就情绪、学业控制感、价值评估、内归因、外归因作为自变量进行回归分析，建立模型2 至模型6。再通过分层多元回归分析，建立模型7 至模型9。其中，模型7 和模型8 是将所有研究对象随机分为两组后，采用分层逐步回归法得到的，能够预测体育锻炼量的最佳自变量线性组合。模型9 是将进入模型7 和模型8中相同的自变量纳入回归方程，并控制性别和专业类别变量后得到的预测课外锻炼量的最佳自变量线性组合。

经检验，所有模型TOL 值均大于0.10，VIF 均小于临界值10，CI 值均小于30，D-W 值在0.05 水平上显著，模型不存在严重共线性问题，其分析结果可接受。模型1 显示，性别(女生)对课外锻炼量具有显著的负效应，专业类别(文科和理科专业)对课外锻炼量具有显著的正效应，它们共同解释16.00%的课外锻炼量变异量。模型2 至模型3 显示:成就情绪的β值为0.14(P<0.001)；学业控制感的β值为0.25(P<0.001)；价值评估的β值为0.29(P< 0.001)；内归因的β值为0.07(P<0.001)；外归因的β值为-0.10(P<0.001)。模型2 至模型6 中的数值显示，各因素解释变异量由大到小分别是“价值评估”(23.00%)、“学业控制感”(21.00%)、“成就情绪” (18.00%)、“外归因”(17.00%)、“内归因”(16.00%)(表2)。

表2 学业控制感、价值评估、内归因、外归因、成就情绪对课外锻炼量的回归分析Table 2 Regression analysis of academic control，value accession，internal attribution，external attribution，achievement emotions to amount of extracurricular exercise

预测课外锻炼量的共同自变量为价值评估、学业控制感和成就情绪，且对课外锻炼量的影响均为正向(表3)。所有因素总体上能解释24.00%的课外锻炼量。除去性别、专业类别对课外锻炼量的影响后，R2＝0.24，调整后R2＝0.24，F(2，2 814) ＝179.64(P<0.001)，具有统计学意义。普通高校学生课外锻炼量的最佳标准化多元回归方程为:课外锻炼量＝0.19 ×价值评估+0.13 × 学业控制感+0.05 ×成就情绪。

表3 学业控制感、价值评估、内归因、外归因、成就情绪对课外锻炼量的线性组合分析Table 3 Linear combination analysis of academic control，value accession，internal attribution，external attribution，achievement emotions to amount of extracurricular exercise

3.3.3 关于成就情绪的中介效应

根据温忠麟等提出的因果逐步回归法[48]进行中介检验。学业控制感对课外锻炼量的总效应显著，方程系数a和方程系数b显著，间接效应显著(P<0.001)，对课外锻炼量存在中介效应，起部分中介作用，中介效应占总效应的12.90%。价值评估对课外锻炼量的总效应显著，方程系数a和方程系数b显著，间接效应显著(P<0.001)，价值评估对课外锻炼量起部分中介作用，中介效应占总效应的8.11%。内归因对课外锻炼量的总效应显著，方程系数a和方程系数b显著，间接效应显著(P<0.001)，对课外锻炼量存在中介效应，起部分中介作用，中介效应占总效应的58.33%。外归因对课外锻炼量的总效应显著，方程系数a和方程系数b显著，间接效应显著(P<0.001)，对课外锻炼量存在中介效应，起部分中介作用。由于间接效应为正值(0.03)，直接效应为负值( -0.12)(表4)，符号相反，外归因对课外锻炼量表现为遮掩效应。对于不一致的中介模型(ab和c’符号相反)，标准化估计的ab是没有界的，MP也没有界。此时，无论标准化估计的ab还是中介效应量MP，对中介效应大小可能都没有界定，不知道多少算大，多少算小[49]。因此，无法计算效应量。

表4 成就情绪中介效应检验Table 4 Mediating effect test of achievement emotions

4 分析与讨论

4.1 辽宁省普通高校学生课外锻炼量现状及其在体育课堂心理因素上的差异

原国家教委、原国家体委等有关部门在不同时期先后制定了《劳卫制》《国家体育锻炼标准》《大学生体育合格标准》等一系列制度，教育部2002年开始在全国试行《学生体质健康标准》。2014年，依据全国学生体质情况，制定了最新的《国家学生体质健康标准》。学生身体素质测试标准几经变更，其目的是监测学生体质，激发学生锻炼的积极性。然而，从调查的结果看，学生课外体育锻炼的情况不容乐观:学生课外锻炼量不足。作为外因的制度变更并未能完全实现激发学生体育锻炼积极性、增强学生体质的目的。内外因辩证原理启示我们，提高学生锻炼的积极性和参与度需要从内因，即学生在体育课堂的心理因素，特别是成就情绪体验上另辟蹊径。研究结果表明，普通高校学生在体育课堂心理因素上的差异，在课外锻炼量上同样显著——学业控制感、价值评估、内归因、成就情绪得分高的学生锻炼量多于得分低的学生，而外归因得分高的学生，其锻炼量少于得分低的学生。研究结果进一步表明，学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪这些心理因素都会对学生课外锻炼量的大小产生影响。这启示我们在体育教学中要更加重视挖掘这些体育课堂心理因素提升的方法和策略，以提高学生课外锻炼参与度和量。

4.2 体育课堂心理因素对课外锻炼量的影响

4.2.1 体育课堂心理因素对课外锻炼量的预测分析

研究结果表明，课外锻炼量与学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪关系密切，其中，课外锻炼量与价值评估关系最为密切。学生对于体育外在价值，即体育有用性的评估直接影响学生参与课外锻炼的度与量。从学生课外锻炼量的预测上看，学生的学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪都可以预测课外锻炼量。其中，课外锻炼量的最佳自变量线性组合是价值评估、学业控制感和成就情绪。也就是说，对体育外在价值评估越积极、学业控制感高、成就情绪高，会增加学生的课外锻炼量。反之，对体育价值认识不足，学业控制感低、成就情绪低，则会减少学生的课外锻炼量。情绪—心境一致性效应可以解释体育课堂成就情绪对课外锻炼量的影响，即在体育课上产生的愉悦感与锻炼时产生的愉悦感相一致，这样的信息在重复出现时更容易被唤醒。研究结果不仅证实了成就情绪控制-价值理论在体育教育领域内的适用性，而且进一步证实了该理论提出的关于成就情绪及其前因对学生学业成就有影响的论点。

4.2.2 关于成就情绪的中介效应和遮掩效应

当前，学生活动量不足，超重率持续上升已成为世界各国普遍存在的问题。身体活动对促进健康和预防疾病的贡献是巨大的[50]，是解决上述问题的有效办法。但是，影响身体活动的因素有很多，而确定身体活动的决定因素成为健康心理学面临的挑战之一[51]。目前，了解身体活动的个人动机是有效促进公众健康的重要研究[52]，而对动机起关键作用的情绪[53]的研究则是重中之重。学业控制感和价值评估通过成就情绪对课外锻炼量起部分中介作用。学生的学业控制感强，对体育外在价值认可度高，在体育课上经常体验到成就情绪，会促进学生主动地参与体育锻炼，对于提高学生课外体育锻炼的参与度、改善学生的体质具有重要的作用。从成就情绪的中介贡献比例看，成就情绪在学业控制感和价值评估中的中介作用较小，分别为12.50%和8.11%。学生学业控制感、价值评估对课外锻炼量的直接效应占比更大，成就情绪的中介效应不明显。综合回归分析的结果，学业控制感、价值评估、成就情绪影响学生课外锻炼量，而成就情绪作为中介变量的假设成立，但学业控制感和价值评估通过成就情绪对学生课外锻炼量影响不明显。如前文所述，归因方式并未出现在预测课外锻炼量的最佳自变量线性组合中，其对课外锻炼量的影响通过成就情绪的中介效应和遮掩效应得以显现，即内归因以成就情绪为中介变量对课外锻炼量的效应比例最高，达到58.33%。外归因方式通过提高成就情绪对课外锻炼量的间接促进作用，削弱了外归因对课外锻炼量的直接抑制作用。这为提高学生课外锻炼量提供了一个切入点，即通过合理的体育课堂教学设计和再归因训练，增加学生体育课堂上积极的情绪体验，减少消极情绪体验，进而增加学生参与课外体育锻炼量，达到改善学生体质、实现终身体育的目的。

4.3 干预启示

学生体育课堂上的学业控制感、对体育外在价值的评估、对成败的归因方式、成就情绪的高低都会对课外锻炼量的大小产生影响。其中，学业控制感和价值评估对课外锻炼量的影响更直接，而内归因以成就情绪为中介变量，增加了学生的课外锻炼量，外归因对课外锻炼量的影响通过成就情绪的遮掩效应得以显现。后期的研究可以通过教学实验，如体育价值引导、体育学习结果的及时反馈、进行再归因训练、提高体育教师对学生成就期望等验证本研究结果，以增强学生的学业控制感、培养成就情绪、改善学生对体育外在价值评估和对成败的归因方式，进而增加课外体育锻炼的自觉性和参与度，提高课外体育锻炼量，为完善成就情绪控制-价值理论在体育教育中的应用性进一步提供实践的依据。

5 结论

1)普通高校学生课外锻炼量不足，女生较男生、大二学生较大一学生的课外锻炼量低且差异高度显著；学业控制感、价值评估、内归因、成就情绪高分组学生课外锻炼量大于低分组学生，而外归因高分组学生的课外锻炼量小于低分组学生，组间差异高度显著。

2)课外锻炼量与学业控制感、价值评估、归因方式、成就情绪呈显著相关，学生课外锻炼量的最佳自变量线性组合为价值评估、学业控制感和成就情绪；学业控制感、价值评估对课外锻炼量的直接效应大于成就情绪的中介效应；内归因对课外锻炼量的直接效应小于成就情绪的中介效应，外归因对课外锻炼量的影响通过成就情绪的遮掩效应得以显现。