最近二十年，有关初中生体育学习态度通过一般自我效能感、体育学习兴趣间接影响体育课满意度的研究文献并不多，本研究在参阅相关研究基础上，基于耗散结构理论视角进行研究，教师教学要想取得良好成效，就必须改革传统的、狭隘的、封闭的教学模式，更新教师自我的教学观念，优化教学结构机制，形成具有生机活力且开放有序的教学系统，这正是形成耗散结构的过程。对体育学习态度、一般自我效能感、体育学习兴趣和体育课满意度四个量表进行查找及整理，采用对观察变量的定量分析来反映潜在变量，从而提出研究假设，验证体育学习态度是否通过一般自我效能感或体育学习兴趣对体育课满意度具有正向影响，验证体育学习态度与体育课满意度是否受中介效应一般自我效能感或体育学习兴趣的影响，期望研究结果能给中学体育教师的理论研究与实践教学提供一些有益的帮助。

1 文献回顾与研究假设

1.1 体育学习态度对体育课满意度的相关研究

王宏江(2016)[1]采用文献资料、问卷调查、数理统计等研究方法，探讨中学生体育课学习满意度与学习态度间的关系，以四川、重庆两地15所中学的学生为调查对象，运用探索性与验证性因素相结合的方法建立结构方程模型，量表条目设置参阅了相关学者的研究设计，分别为体育课满意度(教学能力、场地器材、教学安全、体育政策、课堂氛围)和学习态度(运动认识、运动情感、运动行为)。欧国富(2010)[2]、林哲群(2012)[3]、赖怡婷(2013)[4]分别从学生不同的学习阶段对体育态度和学习满意度之间的相关性进行了研究，结果都显示体育态度和学习满意度之间呈现出显著差异，并且都是正向的，表明体育态度越好，学生的学习满意度越佳。体育学习态度对体育课满意度的相关研究数量上是不胜枚举的，且态度作为学生内在情绪的表达对满意度这一心理衡量起到正向的影响，这样的直接影响是没有中介效应的，本研究将一般自我效能感和体育学习兴趣作为体育学习态度和体育课满意度两者间的中介效应，运用耗散结构理论，做出理论假设，并验证其之间的假设是否成立，提出本研究的研究假设：

H1：体育学习态度正向影响体育课满意度。

探讨面积比较的方法时，教师对选取的两个长方形长、宽数据进行精心设计。学生用已有的观察法、重叠法都不方便比较，产生认知冲突。

1.2 体育学习态度对一般自我效能感或体育学习兴趣的相关研究

杨爱林(2016)[5]的研究表明学生体育学习兴趣和体育学习态度呈现弱化发展，对体育学习兴趣和体育学习态度两者之间的关系并没有探讨，而是认为两者是并驾齐驱的关系。潘治贤、孙明兴(2005)[6]仅对所收集到的数据进行简单处理，分析了体育锻炼的现状，包含体育态度、兴趣和动机三个方面，并没有更深入一步地分析它们三者之间的关系。陈玲丽、刘文(2012)[7]从学习态度和学业自我效能感出发对学习倦怠问题进行讨论，结果显示学习态度与学业自我效能感是影响学习倦怠的因素，且是负相关，学习态度与学业自我效能感在一定程度上具有相关性。吴彩荣(2011)[8]的研究结果表明自我效能感与锻炼态度、锻炼行为在统计意义上具有显著性差异，三者之间是相互促进的关系，并且相互之间有一定的预测度，这对本研究的进行提供了支持。

查阅有关心理学方面和自组织方面的书籍和文献，了解和熟悉体育学习态度、一般自我效能感、体育学习兴趣、体育课满意度和自组织理论的资料，为本研究的顺利开展提供理论支持。

1.3 一般自我效能感和体育学习兴趣对体育课满意度的相关研究

成媛、赵静(2015)[9]的研究表明，中学生学业自我效能感对学习满意度产生显著的正影响，并且学习态度在学业自我效能感对学习满意度之间起着部分中介作用。此研究虽然并不是针对自我效能感对体育课满意度这一层面的研究，但是同属于心理层面的内部影响关系研究，因此具有可参考价值。Su，Xiaoxia等(2016)[10]依据自我效能框架内的社会自我效能感和身体活动自我效能感，认为：社会自我效能和体力活动的自我效能明显应有所区别，然而，这两种结构具有很强的正相关性。综上所述，自我效能感是自我的评估，估计自我也是对自己的评判，而对以往研究分析所得，自我效能感对学习满意度或学校满意度产生正向影响，依此为据，对自我效能感对体育课满意度的影响提出假设：

H2：一般自我效能感中介了体育学习态度对体育课满意度的影响。

H2a:学生体育学习态度正向影响学生个人的一般自我效能感。

H2b:学生个人的一般自我效能感正向影响其体育课满意度。

1.4 中学生体育课满意度模型

赵启全(2015)[11]对河南职业技术学院等6所高职院校的564名女大学生采用问卷调查方式对其进行体育课满意度的因子分析，影响女生体育课满意度的主因子包括教学管理、教法内容、教师能力、课堂氛围、师德水平等，结果发现，女生对体育课的满意度总体上不高，反映出女生对体育课教学的预期期望较高。项明强(2013)[12]以自我决定理论为依据，验证了自我决定理论中3种先天的心理需要——自主性、关系与能力得到满足时内在动机最有可能发生。该结论也能很好解释体育课堂教学中，与教师的讲解、示范环节相比，学生们对自由活动的环节更感兴趣。实质上，随着社会传播媒介的发展，社区体育的完善，学校教学以外的因素对体育学习兴趣的影响正在逐步增强，而该领域的研究相对滞后。Chen，Senlin等(2014)[13]调查了美国一个城区的6所小学293名高年级学生(三、四、五年级)，使用描述性统计和多元回归模型的数据进行了分析。结果显示，期望信念和感知勘探需求，呈正相关关系，学生的积极探索和期望的信念，成功的体育活动对休闲时间体力活动参与的影响有限。上述学者的研究只是考虑到外部因素，而忽略了学生内在思想的作用，也忽视了学生系统内部应有的活力的作用，自我效能感和体育学习兴趣都是学生内部的情绪感受和行为偏好的体现，提升一个学生内在的自我意识层面的内容，带动影响其对体育课满意度，当整个学生系统同处于开放性、远离平衡态时，学生系统内部的涨落机制将形成，促发学生系统自组织局面的发生，但是当前研究在理论指导这一方面还是有待完善的。根据上述研究提出本研究的研究假设：

H3：体育学习兴趣中介了体育学习态度对体育课满意度的影响。

在该模块中，将使用TensorFlow 框架对采集到的生理体征数据进行学习和训练，并建立机器学习模型，再使用训练后的神经网络模型对最新采集的数据进行分析和预测，并将分析结果返回给值班民警和驻所医护人员[7]。

张显库(1968—)，男，辽宁辽阳人，教授,博士生导师，研究方向为船舶运动控制及鲁棒控制。E-mail:Zhangxk@dlmu.edu.cn

H3b：学生体育学习兴趣正向影响其体育课满意度。

疏血通注射液联合瑞舒伐他汀治疗急性心肌梗死后心绞痛的临床观察 …………………………………… 张彩霞等（2）：216

  

图1 本研究模型

2 研究对象与方法

2.1 研究对象

研究对象为一般自我效能感或体育学习兴趣是否能够中介体育学习态度对中学生体育课满意度的影响。

2.2 研究方法

2.2.1 文献资料法

综上所述，各个学习阶段的学生的体育态度对其一般自我效能感和体育学习兴趣的影响效果是不同的，但是并没有针对体育学习态度对一般自我效能感和体育学习兴趣的直接影响，也忽略了中小学时期才是学生形成真正体育意识的关键时期，学生对待体育课的态度，是否影响其内部的一般自我效能感或是影响其对体育学习兴趣是值得进一步研究的，因为外部影响多数是一时的，而内部的影响才是稳定的、可持续的。

由此可见，优化风险控管设施，召集专业化人才是商业银行未来的大方向之一。大型商业银行在人才储备方面优于中小型商业银行，因此在利率定价具有主导地位，中小型商业银行未来的利率定价可能趋于跟随大型商业银行的定价。从另一个角度看，大型商业银行员工数量大，人员复杂，在决策传递或人事管理方面不可避免地存在不足，中小型商业银行的组织结构与大型商业银行相比决策链条较短，结构简洁，机制灵活，决策层少，决策效率高，管理成本低，更有利于加强内部管理。

2.2.2 问卷调查法

查阅有关资料，对研究范围内所需要的成熟量表进行搜集，本研究主要将4个量表作为参考，分别为：顾海勇编制的《大学生体育学习兴趣水平评价量表》、王才康修订的《一般自我效能感量表(GSES)》、王宏江和罗炯编制的《中学生体育课学习态度量表》和《中学生体育课满意度量表》，这些量表均在不同地区进行过大规模的发放，且具有代表性。但是在做成熟量表引用之前，还是需要分析这些量表中存在的遗漏，根据SEM模型的使用要求，对其适当补充，促使量表更加完善。

2.2.3 数理统计法

本研究运用SPSS22.0及AMOS23.0软件对所收集到的数据进行统计分析，以描述性统计呈现调查对象的人口统计基本信息结果，以Cronbach α系数来检测问卷的信度，以验证性因子分析检验模型的结构效度，以AVE法检验区别效度，使用偏差校正的百分位 Bootstrap法中的点估计直接对中介效应进行验证。

综上所述，急诊医务人员血源性职业暴露现状不容乐观，医疗机构应重视，并通过教育、考核等方式，提高医务人员对血源性职业暴露的重视，以降低职业暴露发生风险。

2.2.4 系统分析法

本研究的研究模型为一个二因子中介模型，一般自我效能感作为其中的一个中介因子，在研究假设中H2：一般自我效能感中介了体育学习态度对体育课满意度的影响。根据图2显示的数据，在1%显著性水平下，体育学习态度显著正向影响一般自我效能感，并且体育学习态度显著正向影响体育课满意度，验证一般自我效能感的中介效应，中介效应为-0.0408(0.68*-0.06)，体育学习态度对体育课满意度的总效应为0.1892(-0.0408+0.23)，H2：一般自我效能感中介了体育学习态度对体育课满意度的影响得到验证。

3 研究设计

3.1 中学生体育课满意度量表的形成

利用结构方程模型检验二因子中介模型，首先需要理解中介(mediation)的概念及应用，中介是一种方法学概念，主要被用在社会科学的研究中。如果自变量X通过某一变量M对因变量Y产生一定影响，则称M在X和Y之间起中介作用或M为X和Y的中介变量。[14]中介效应分析的目的是为了判断自变量X和因变量Y之间的关系是部分或是全部归因于中介变量M(Baron & Kenny[15]，1986；Mackinnon[16]，2008；Yuan & Mackinnon[17]，2009)。准确对中介效应进行分析，可以促进研究者正确理解自变量和因变量之间的关系，也可以对于关系构成的机制深入探析，下文中将利用中介效应分析二因子中介模型中作为中介变量的一般自我效能感和体育学习兴趣。

3.2 中学生体育课满意度量表数据分析

3.2.1 调查对象与抽样方法

采用分层随机抽样的方法，根据学校承办单位的不同，抽取河南省商丘市永城市公立学校两所、私立学校一所作为调查地，分别为：永城市实验中学、永城市实验中学分校和志义中学。采取当场发放填答并回收的方式收集样本数据。问卷发放时间为2017年12月25日——2018年1月12日，发放问卷800份，回收789份，剔除未填写完整和随意填写的无效问卷122份，得到有效问卷667份，问卷回收有效率为84.54%。

3.2.2 调查对象的描述性统计

对回收到的667份有效调查问卷加以整理，利用统计软件SPSS23.0对数据进一步分析，通过描述性统计将样本基本情况做统计整理，具体情况如表4所示，所调查的三所学校：永城市实验中学234份，永城市实验中学分校194份，志义中学239份；年级分类中：七年级235份，八年级203份，九年级229份；男生与女生的比例为316：351；667名学生中，体育特长生为117人，非体育特长生为550人。

对研究假设的内容进行验证，全部的有效样本均被带入结构方程模型中，采取SEM中常用的最大似然估计法(ML)对模型中的路径假设一一验证，全部有效样本的SEM路径估计结果如图2所示。Hans Baumgartner[18](1996)指出模型的拟合指数受到自身复杂度、估计参数的量以及自由度的影响，不应该为了追求数据显示出的更高拟合指数，对模型进行随意的修正，正确的做法是，结合理论和适当的适度情况来检定模型，综合指定的拟合指数做检定。本研究的假设模型χ2值为5329.458(p=0.000)，由于本研究的样本量为667，属于大样本，而χ2值对样本大小很明显，故此，在这种情况下，本研究各维度的χ2值均符合标准，整体模型的χ2值也是可接受的。GFI、AGFI、CFI均接近适配临界标准值0.9，RMSEA=0.048<0.08符合拟合标准。本研究整体模型适配度良好。

3.3 量表效度与信度分析

3.3.1 量表效度分析

为检验量表的结构效度，需要检验KMO值的大小，大于0.9最佳，若KMO值小于0.5时，则说明量表不适合做因子分析。本研究的KMO值为0.967，其余二级潜在变量维度的KMO值均在0.7以上，说明本研究量表检验效果较好，适合做因子分析。Bartlett球形检验中，总量表和二级潜在变量维度的显著性值均为0.000，故此认为总量表和二级潜在变量维度的观测变量间存在显著的相关性。

采用AVE法对正式量表进行区别效度分析，每个构面的AVE大于相关系数的平方，则说明构面之间具有区别效度。利用SPSS23.0软件计算各维度之间的相关系数，具体如表1所示。由于表格所限，TD1代表体育学习态度中的运动认识，TD2代表体育学习态度中的运动情感，TD3代表体育学习态度中的运动行为，一般自我效能感由XN代表，XQ1、XQ2、XQ3、XQ4分别代表体育学习兴趣中的体育学习积极兴趣、技能学习、课余活动、体育关注度，体育课满意度中的教学能力、场地器材、教学安全、体育政策、课堂氛围分别由MY1、MY2、MY3、MY4、MY5所代表。通过计算可得知，各维度的AVE值均大于各维度之间的相关系数，也就是标准化相关的平方，故此，本研究所使用的量表各维度之间具有区别效度。

 

表1 AVE区别效度分析

  

AVETD1TD2TD3XNXQ1XQ2XQ3XQ4MY1MY2MY3MY4MY5TD1．48721TD2．524．6421TD3．5344．490．6191XN．4777．411．510．5361XQ1．5649．429．591．544．4461XQ2．628．472．618．621．489．6751XQ3．5687．426．557．561．498．628．7471XQ4．519．349．525．556．483．570．684．7041MY1．6088．433．502．471．375．507．622．570．5661MY2．7204．445．487．444．375．478．588．579．596．6741MY3．6783．444．500．436．383．450．597．561．544．681．7861MY4．6032．422．524．488．392．472．591．553．552．673．751．8171MY5．6335．385．482．440．379．477．591．545．486．623．631．687．7021

3.3.2 正式量表的信度分析

效度检验之后，要继续进行的是总量表与量表各维度的信度检验，采用克隆巴赫 Alpha信度系数对收集到的数据做处理，从整体到各二级潜在变量维度均进行内部一致性检验，由于38题为达到标准要求，删除Q38题，总量表67个题项的克隆巴赫 Alpha信度系数为0.975，各二级潜在变量维度的信度检验值在0.8以上，总体各维度的α系数均大于判断标准指0.5，说明正式量表数据整体内部一致性较高，量表的稳定性较好，整体信度良好(见表2)。

 

表2 正式量表各构面信度摘要表

  

一级潜在变量二级潜在变量题项Cronbachα运动认识Q1、Q2、Q3、Q4、Q5．816体育课学习态度运动情感Q6、Q7、Q8、Q9、Q10．844运动行为Q11、Q12、Q13、Q14、Q15．846一般自我效能感Q16、Q17、Q18、Q19、Q20、Q21、Q22、Q23、Q24、Q25．900体育学习兴趣体育学习积极兴趣Q26、Q27、Q28、Q29、Q30、Q31．886技能学习Q32、Q33、Q34、Q35、Q36．890课余活动Q37、Q39、Q40、Q41．839体育关注度Q42、Q43、Q44、Q45、Q46．926教学能力Q47、Q48、Q49、Q50、Q51．883场地器材Q52、Q53、Q54、Q55．909体育课满意度教学安全Q56、Q57、Q58、Q59．892体育政策Q60、Q61、Q62、Q63、Q64．882课堂氛围Q65、Q66、Q67、Q68．863

4 结果与分析

4.1 整体模型分析

本研究所使用的问卷分为两大部分，第一部分为人口统计变量，主要调查学生所属的学校，学生的性别和所在年级，该生是否为体育特长生；第二部分为调查量表，包含四个一级潜在变量：(1)体育学习态度；(2)一般自我效能感；(3)体育学习兴趣；(4)体育课满意度。四个一级潜在变量中有三个包含二级潜在变量，体育学习态度由运动认识、运动情感、运动行为三个维度构成；体育学习兴趣由体育学习积极兴趣、技能学习、课余活动和体育关注度四个维度构成；体育课满意度为教学能力、场地器材、教学安全、体育政策和课堂氛围五个维度构成。需要对一般自我效能感这个一级潜在变量做一个说明，一般自我效能感量表为4点李克特量表，由于本研究的调查对象为中学生，为提高问卷答题质量，故此在量表尺度选择上均采用李克特五点尺度，“非常同意”记为“5”，“非常不同意”记为“1”，数值越接近5表明感受认同程度越高，数值越接近1表明感受认同程度越低。为测试学生答题的专注度，题项中38题为反向题，数据分析时将会对其进行反向计算。

③伸膝旋肢:病人俯卧,助手双拇指对按压患处,虎口朝患者足部。医者一手握住患者足跟,另一手拿趾部。充分屈膝使足跟接近臀部,髋略外展,然后迅速拔直下肢同时双手来回转动足踝,以带动髋部旋转,使髋先外旋后内旋,助手拇指下压可觉组织滑动,此法可重复两遍。

H3a：学生体育学习态度正向影响学生体育学习兴趣。

4.2 一般自我效能感的中介作用

根据图2显示的数据，体育学习态度对一般自我效能感在1%显著性水平下，自变量对因变量的影响是显著的，验证了研究假设H2a:学生体育学习态度正向影响学生个人的一般自我效能感。体育学习态度促进自我认同感增强，也就是增加了学生一般自我效能感的表现，提升学生的自信心，体育学习态度正向影响一般自我效能感，两者之间是同向增长的关系。一般自我效能感对体育课满意度在1%显著性水平下，自变量对因变量的影响是显著的，但是与研究假设H2b不同，一般自我效能感对体育课满意度的影响是反向的，与研究假设H2b:学生个人的一般自我效能感正向影响其体育课满意度是不同的。一般自我效能感的强弱是学生自信心强弱的表现，一般自我效能感强的学生对于体育课的要求会更高，更加能够辨别体育课是否符合自身的体育锻炼需求；一般自我效能感弱的学生，不善于表现自我，对于体育课这种展现自我的课程并不是特别爱好，会认为体育课程的设置难度低更符合自身，并没有更多的课程期望。

系统分析方法是指把要解决的问题作为一个系统，对系统要素进行综合分析，找出解决问题的可行方案的咨询方法。本研究拟采用自组织理论中的耗散结构理论来解决学生系统当前存在的问题，基于理论针对当前的现状进行由内而外的原因探索，并据此提出可参考建议。

where(rp,i)jis the jth term of vector rp,i,and ak?1and dkare the DH parameters.

  

图2 全部样本SEM路径估计结果

4.3 体育学习兴趣的中介作用

根据图2显示的数据，体育学习态度对体育学习兴趣在1%显著性水平下，自变量对因变量的影响是显著的，验证了研究假设H3a：学生体育学习态度正向影响学生体育学习兴趣。体育学习态度与体育学习兴趣两者之间存在递进关系，体育学习态度是认识事物的前阶段，从最初的运动认识——产生运动情感——付诸运动行为，在运动行为付诸之后，开始有体育学习兴趣的产生，包括积极兴趣，进一步的体育项目技能学习，利用课余时间参与体育活动，学生自身由于产生了体育学习兴趣，依此会提升对于体育的关注度，学生体育学习态度对体育学习兴趣的影响是学生自我体育意识从萌芽到发展的过程。体育学习兴趣对体育课满意度在1%显著性水平下，自变量对因变量的影响是显著的，验证了研究假设H3b：学生体育学习兴趣正向影响其体育课满意度。学生对体育产生兴趣，兴趣便会引导学生将更多的精力与时间自愿地投入到他自己喜欢的体育项目中去，学生对于体育课的满意度，取决于教师的教学能力、场地器材的便捷度及数量、教学环境的安全程度、体育政策给予学校体育更多的空间和切实的帮助、课堂氛围的融洽与否，学生在对体育产生兴趣的时候，进行体育投入最直接的场所就是体育课，对体育课也抱有更多的期望值，体育学习兴趣浓厚的学生对体育课的需求更高，教师若要满足学生体育需求，就要提高学生对体育课满意度，学生体育学习兴趣的萌芽能够对学生自身感受到的体育课满意度产生影响。

我一生都不喜欢吃挂面，可不善炊事的我只能吃这种简易的吃食。吃挂面的时候，我会想起那一大家子人：不顾一切斗殴，摔家什和歇斯底里的叫骂声。分了家之后，他们彼此再也没有来往。平静得让人心慌。有时候我是想回到过去的生活当中去。

本研究是二因子中介模型，一般自我效能感是其中的一个中介因子，而另一个中介因子是体育学习兴趣，在研究假设中H3：体育学习兴趣中介了体育学习态度对体育课满意度的影响。在1%显著性水平下，体育学习态度显著正向影响体育学习兴趣，并且体育学习态度显著正向影响体育课满意度，验证体育学习兴趣的中介效应，中介效应为0.5185(0.85*0.61)，体育学习态度对体育课满意度的总效应为0.7485(0.5185+0.23)，H3：体育学习兴趣中介了体育学习态度对体育课满意度的影响得到验证。

4.4 体育学习态度对体育课满意度的影响

运用AMOS数据分析软件中的Bootstrap重复抽样法和系数相乘法进行中介效果检验，表3中的结果显示体育学习态度对体育课满意度的非标准化总效果点估计值是0.946，标准差为0.126，Z值是7.508，与1.96标准相比较，7.508>1.96，说明总效应显著；通过间接效果看中介效果是否存在，间接效果非标准化间接点估计值为0.719，标准误值为0.163，若非标准化间接点估计值/标准误<1.96间接效果不存在；若非标准化间接点估计值/标准误>1.96间接效果存在，本研究非标准化间接点估计值/标准误=4.411>1.96，故此通过间接效果检验中介效果存在；通过直接效果看中介为完全中介还是部分中介，直接效果非标准化直接点估计值为0.348，标准误值为0.188，若非标准化直接点估计值/标准误<1.96，则为完全中介；若非标准化直接点估计值/标准误>1.96，则为部分中介，本研究非标准化直接点估计值/标准误=1.851<1.96，故此通过直接效果检验中介为完全中介。综合上述总效果、间接效果、直接效果的结果，本研究的模型属于完全中介效应的结构方程模型，也就是说体育学习态度对体育课满意度的影响完全是因为体育学习态度促进了一般自我效能感或体育学习兴趣的提高，进而对体育课满意度产生正向影响。

 

表3 中介效果检验一览表

  

变量中介效果点估计值系数相乘积SEZBootstrappingBias-Corrected95%CIPercentile95%CILowerUpperLowerUpper体育学习态度→体育课满意度总效果．946．1267．508．8521．344．8521．345体育学习态度→体育课满意度间接效果．719．1634．411．4261．706．3931．036体育学习态度→体育课满意度直接效果．348．1881．851．004．737．18．756

5 结论与建议

5.1 结论

本研究基于河南省商丘市下辖永城市三所中学学生体育课满意度的调查数据，通过建立结构方程模型分析体育学习态度对体育课满意度的影响路径，表明体育学习兴趣对体育课满意度有积极的正向影响，其影响路径是通过提高学生一般自我效能感和体育学习兴趣。一般自我效能感和体育学习兴趣在体育学习态度和体育课满意度之间扮演着完全中介的角色。结合耗散结构理论理解，一般自我效能感和体育学习兴趣中介了体育学习态度对体育课满意度的影响，一般自我效能感和体育学生兴趣都是影响学生个体的内在驱动力，当前的体育课堂是一种稳定的状态，处于稳定状态课堂里的学生，自身就会处于平衡稳定的状态，课堂并不能调动他(她)的内在驱动力，即个人活力及创造性，缺乏外在环境或运动参量的影响，就无法促使涨落的发生，远离平衡态，脱离线性联系，只有积极去触发学生内在驱动力和个人活力，使学生个人成为系统演化过程中的有效序参量，加之外部环境的刺激，共同激发学生内在驱动力和活力，特别是中学生正是处于身心发展的不稳定时期，更需要体育教师的耐心引导与重视，将学生的需求和个人感受作为课堂教学的落脚点，确认学生的主体位置，促进体育课堂自组织局面的形成。

5.2 建议

综合实际的数据调查结果，基于自组织理论中的耗散结构理论，应重视学生一般自我效能感的提升以及体育学习兴趣的培养与提高，根据这两条中介影响路径给出形成自组织条件的相关建议：

1)对于一般自我效能感的提升，教师可从三方面着手：首先，教师自我的“表露”与“掩饰”。教师既要表露自己，又要掩饰自我，掩饰自我就是将自我的真实想法和情感隐藏起来或用作伪装的形式表露出来，目的是为了不让他人知道自己的真实状况和情感。教师要善于表露和掩饰，与学生形成互相表露的友好关系，满足学生的归属需要。其次，教师与学生相处时的“平等”与“差距”。教师与学生的差距，是年龄、学识还有经历的差距，正是这种差距才使教师成为学生的引路人，在融洽的师生关系中，这种差距可以很好地促使教师对学生进行教育和帮助，让学生在客观差距和主观平等的环境中健康成长，形成自我的正确的人生观、世界观和价值观。最后，教师对待学生时的“公平”与“偏爱”。公平与偏爱不需要教师自身去做选择，而是要能够表现公平的偏爱和具有偏爱的公平，给予基础稍差一些，又很想完成一个体育动作的学生一点偏爱，这种偏爱是鼓励的语言，不厌其烦的指导等。

2)对于学生体育学习兴趣的培养与提高，教师应从三方面展开对学生体育学生学习兴趣的培养与提高：首先，体育教师对学生的体育学习兴趣的引导和重视，应结合教师本人的实际情况，对于教师教学能力的提高，教师在教学过程改变自身因素。其次，教学内容的具体性相较于体育教学中其他任何的方面，更加有助于清晰性和生动性的真实展现，是兴趣的基础。最后，口头陈述的准确性及肢体动作的清晰度。

参考文献：

[1] 王宏江，罗炯.中学生体育课学习满意度对其学习态度的影响研究[J].武汉体育学院学报，2016，50(1)：82-87.

[2] 欧国富.台北市国小学童体育课学习满意度、身体活动量及体育态度之研究[D].台北：台北市立教育大学硕士学位论文，2010.

[3] 林哲群.体育课学习态度与满意度对身体活动之研究[D].台北：中国文化大学硕士学位论文，2012.

[4] 赖怡婷.学习动机、学习态度、学习满意度与学习成效关系之研究——以某技术学院美容系学生为例[D].嘉义：南华大学硕士学位论文，2013.

[5] 杨爱林.对女大学生体育课学习态度和兴趣的研究[J].吉林农业科技学院学报，2016，25(2)：122-124.

[6] 潘治贤，孙明兴.辽宁省大学生体育态度、兴趣和动机现状的调查与研究[J].山东体育学院学报，2005，21(6)：122-123.

[7] 陈玲丽，刘文.学习倦怠与学习态度、学业自我效能的关系[J].教学研究，2012，35(6)：18-22.

[8] 吴彩荣.大学生自我效能与体育锻炼行为及态度的调查分析[J].群体研究，2011，19(12)：102-103.

[9] 成媛，赵静.生态移民区中学生学业自我效能感与学习满意度的关系：学习态度的中介作用[J].中国特殊教育，2015，7：80-85.

[10] Su， Xiaoxia，Xiang，Ping，McBride，Ron E.，Liu, Jiling，Thornton，Michael A..At-Risk Boys' Social Self-Efficacy and Physical Activity Self-Efficacy in a Summer Sports Camp[J].JOURNAL OF TEACHING IN PHYSICAL EDUCATION.2016，35(2)：159-168.

[11] 赵启全.影响高校女生课余体育参与的因子分析[J].当代体育科技，2015(20)：227-228.

[12] 项明强.促进青少年体育锻炼和健康幸福的路径：基于自我巨顶理论模型构建[J].体育科学，2013，33(8)：21-28.

[13] Chen，Senlin，Sun，Haichun，Zhu，Xihe，Chen，Ang.Relationship Between Motivation and Learning in Physical Education and After-School PhysicalActivity[J].RESEARCH QUARTERLY FOR EXERCISE AND SPORT.2014，85(4)：468-477.

[14] 张伟.消费者服务参与、感知服务质量与心理契约的关系研究[D].合肥：安徽大学硕士学位论文，2017.

[15] Baron，R.M.，& Kenny，D.A..The moderator-mediator variable distinction in social psychological research：Conceptual，strategic，and statistical considerations[J].Journal of Personality and Social Psychology，1986，51(6)：1173-1182.

[16] Mackinnon，D.P.(2008).Introduction to statistical mediation analysis.Mahwah，NJ：Earlbaum.

[17] Yuan，Y.，& MacKinnon，D.P.Bayesian mediation analysis[J]. Psychological Methods，2009，14(4)：301-322.

[18] Hans Baumgartner，Christian Homburg.Applications of structural equation modeling in marketing and consumer research：A review[J].International Journal of Research in Marketing，1996，13(2)：139-161.