教师在与学生互动中的行为表现以及学生对单性别体育教育的参与度：成就情绪的中介作用与班级性别构成的调节效应

《Frontiers in Psychology》：Teacher interpersonal behaviors and student engagement in single-gender physical education: the mediating role of achievement emotions and the moderating effect of class gender composition

　　**摘要**
青少年缺乏体育活动仍然是全球范围内一个突出的公共卫生问题，而学校体育教育（PE）是促进青少年定期进行体育活动的核心场所。尽管单一性别分组在世界各地的中学体育教育中广泛采用，但教师的人际行为与学生课堂参与度之间的关联机制仍缺乏深入探讨。本研究基于自我决定理论（Self-Determination Theory, SDT）和成就情绪的控制-价值理论（Control-Value Theory of Achievement Emotions, CVTAE）的整合框架，构建了一个调节中介模型，以考察教师的支持性行为和阻碍性行为对学生体育参与度的影响，以成就情绪作为中介变量，课堂性别构成为调节变量。研究通过对332名高一中国高中学生进行横断面调查，并使用SPSS、Process macro和AMOS软件进行分析。主要结果如下：（1）教师的支持性行为对学生参与度和积极成就情绪具有正向预测作用，而阻碍性行为对学生参与度具有负向预测作用，并对消极成就情绪具有正向预测作用；（2）积极成就情绪在教师人际行为与学生体育课堂参与度之间发挥了完全中介作用，消极成就情绪则发挥了部分中介作用；（3）课堂性别构成为支持性行为对学生参与度的直接影响具有显著调节作用，在全女性单一性别体育班级中观察到更强的正向效应；（4）教师行为与学生参与度之间的情绪中介机制在全男性与全女性单一性别班级中保持一致。本研究丰富了关于单一性别体育教育的理论研究，并为优化单一性别体育教育实践提供了基于证据的教学建议。

**引言**
青少年缺乏体育活动已成为一个突出的全球公共卫生问题，足够的定期体育活动与青少年的身体健康、心理健康、认知发展和学业表现密切相关（Cimenti等，2025）。学校体育教育作为青少年参与体育活动最标准化、公平且便捷的场所，在培养终身体育习惯和促进青少年全面发展方面发挥着不可替代的作用（Hemingway等，2026）。学生对体育课程的参与度包括能动性、认知性、行为性和情绪性维度，不仅是体育教学效果的核心指标，也是学生长期坚持体育活动和整体学习成果的直接且稳定的预测因素（Abbott-Chapman等，2014）。因此，探索学生体育课程参与度的关键前因和内在影响机制长期以来一直是体育教育与教育心理学的核心研究课题。教师的人际行为作为塑造学生课堂体验的最直接和关键环境因素，已被广泛证实对学生的学习动机和参与度具有重要影响（Bai和Guo，2026）。基于自我决定理论，现有研究区分了两种类型的教师人际行为：支持性行为和阻碍性行为（Howard等，2025）。尽管大量研究证实了支持性教学对学生体育参与度的积极影响，但大多数研究对阻碍性行为的负面影响关注不足，且很少有研究将这两种行为同时纳入同一分析框架中，以探索其在特定体育背景下的差异效应。进一步研究表明，即使在高水平支持性教学实践中，阻碍性教学行为也会对学生动机产生显著且不可逆的负面影响（Burgue?o等，2024）；关于体育教师激励风格的研究强调了区分支持性和控制性行为的重要性，但仍然缺乏在单一性别背景下的探索（Fierro-Suero等，2024）。作为教育过程中的核心情感因素，成就情绪已被证明是连接课堂环境因素和学生学习行为的关键桥梁（Zhang和Han，2026b）。先前的体育教育研究确立了学生动机与成就情绪在塑造学习成果中的关键互动关系，但很少有研究将这两个概念整合到同一分析框架中（Fierro-Suero等，2023）。现有研究初步验证了成就情绪在体育教学环境中的中介作用，但其在单一性别体育课堂中的具体机制尚未得到充分验证，相关研究主要集中在男女混合班级背景下。关于体育参与度的系统评价进一步证实了成就情绪是学生参与度的关键推动因素，并指出该领域缺乏对单一性别分组等情境边界条件的研究（Cimenti等，2025）。

在中国和国际上的中学中，单一性别分组是体育课程中广泛采用的教学模式，大量实证证据证实其作为解决性别差异的主要实践手段的有效性，并记录了学生对这种分组安排的显著性别差异和情境特异性偏好（Wilkinson等，2025；Wilkinson和Penney，2025）。值得注意的是，本研究的研究背景是一所仅在中体育课程中实施单一性别分组的中国高中，而在其他所有学术科目中仍保持男女混合教学。这种教育模式与完全单一性别的学校不同，现有研究对此关注不足（Gee和Cho，2014）。以往关于体育教育中性别差异的研究主要集中在男女混合班级中的个体性别差异上，而忽视了课堂性别构成作为结构因素对教学行为与学生结果之间关系的调节作用（Frühauf等，2022）。来自个别和合作体育游戏情境的实证证据进一步证实，学生性别和群体性别构成是积极和消极情绪体验的重要预测因素，在不同的教学环境中存在显著的性别差异（Lavega等，2017）。现有研究发现，女生对教师人际行为和课堂情绪环境的敏感度更高（Ma等，2025），但这一特征在单一性别体育课堂中尚未得到充分验证，情绪中介机制在单一性别班级群体中的稳定性也尚不明确。同时，关于单一性别与男女混合体育教育的比较研究主要关注学生的情境兴趣和技能学习成果，较少探讨单一性别体育课堂中人际互动过程对学生课堂参与度的影响，而课堂参与度是长期坚持体育活动的核心预测因素（Lentillon-Kaestner和Roure，2019）。跨学科证据进一步证实，课堂性别构成直接影响学生对师生互动的敏感度及其后续课堂参与度，单一性别与男女混合学习环境在激励效应上存在显著差异（Almasri等，2021）。

为弥补上述研究空白，本研究结合了自我决定理论和成就情绪的控制-价值理论，构建了一个调节中介模型，系统探讨了在仅限体育课程的单一性别分组这一独特背景下，教师支持性行为和阻碍性行为对学生体育课堂参与度的影响机制。本研究的主要理论贡献体现在三个方面：首先，它同时考虑了支持性和阻碍性行为，扩展了自我决定理论在单一性别体育教育中的应用范围，超越了以往以男女混合课堂氛围和参与度为重点的研究；其次，它整合了两种核心理论，揭示了教师人际行为与学生参与度之间的关键情绪中介机制，填补了以往单一性别体育教育研究中情绪机制关注不足的空白；第三，它明确了研究模型的边界条件，验证了支持性行为的性别差异效应以及核心情绪中介机制的跨群体稳定性。在实践中，本研究可以为优化单一性别体育课堂的教学实践提供有针对性的、基于证据的指导。

**理论框架与假设发展**
**2.1 核心理论基础**
**2.1.1 自我决定理论（SDT）**
自我决定理论是一种经典的人类动机与人格发展宏观理论，关注人类行为的自我决定性和自主性程度（Ryan等，2025）。其核心观点认为人类具有三种与生俱来的、跨文化的心理需求：自主性、能力和关联性。满足这些需求能促进最佳动机、积极情绪体验和持续的正向行为，而需求受挫则会导致动机下降、消极情绪和适应不良行为（Howard等，2025）。在教育背景下，教师的人际行为是最直接预测学生基本心理需求满足与否的因素。支持性人际行为具体体现在三个相互关联的维度上：自主性支持、能力支持和关联性支持；阻碍性人际行为则体现在相应的自主性阻碍、能力阻碍和关联性阻碍维度上。这一六因素结构已在中学体育教育环境中得到了严格的验证，具有稳健的心理测量属性和跨性别稳定性（Burgue?o和Medina-Casaubón，2021）。支持性行为尊重学生的自主选择，提供有针对性的指导以增强能力，并促进温暖包容的师生关系（Patzak和Zhang，2025）。这些行为有效满足了学生的三种基本心理需求，从而促进了积极的学习体验和课堂参与度。干预研究证实，将支持性策略纳入体育教育模式显著提升了学生的动机和参与度，突显了自我决定理论在体育教育中的实践价值（Flores-Cidoncha等，2025）。相反，阻碍性人际行为，包括控制、贬低和疏远行为，会挫败学生的基本心理需求，引发消极情绪体验，并导致行为退缩和课堂参与度下降（Shi等，2025）。大量体育教育研究证实了这两种行为类型对学生体育体验和参与度的不同预测效应，为本研究提供了坚实的理论基础。进一步的研究强调了教师激励风格与学生参与度之间的相互作用：学生的课堂参与度反过来会影响教师采取支持性或阻碍性人际行为，这是体育教育动机研究的核心焦点（Van Doren等，2026）。跨文化研究确定了教师采取支持性或阻碍性激励风格的关键前因，为本研究提供了情境背景（Csordás-Makszin等，2025）。近期对荷兰初中生的研究进一步验证了支持性行为和阻碍性行为对学生课堂体验和参与度的显著差异效应，增强了自我决定理论在教育环境中的跨文化普遍性（Villegas等，2026）。实证证据还证实，教师的支持性行为直接和间接影响了学生的学术情绪，建立了自我决定理论与本研究采用的控制-价值框架之间的关键理论联系（Tong，2025）。

**2.1.2 成就情绪的控制-价值理论（CVTAE）**
控制-价值理论是解释教育环境中成就情绪产生机制和功能作用的核心理论框架，系统阐述了学生成就情绪的前因、结构和结果效应（Zhang和Han，2026b）。该理论将成就情绪定义为与学生学术成就活动和结果直接相关的情绪体验，根据价值分为积极成就情绪（如愉悦、自豪）和消极成就情绪（如愤怒、焦虑、绝望、无聊）。根据控制-价值理论，课堂环境是学生成就情绪的核心前因，教师的教学行为和人际互动是其最关键组成部分（Zhang和Han，2026b）。关于挫败性教学方法的研究进一步证实，教师行为通过需求驱动的体验影响了学生的成就情绪，为控制-价值理论在体育教育中的应用提供了实证支持（Diloy-Pe?a等，2026）。就结果变量而言，成就情绪显著预测了学生的学习参与度和学业表现。积极成就情绪拓宽了学生的注意力范围，增强了学习积极性，并提高了课堂参与度；消极成就情绪则消耗认知资源，降低了学习兴趣，并导致课堂参与度下降。值得注意的是，某些消极成就情绪（如适度的任务相关焦虑）可能促进适应性学习行为（Wang和Zheng，2023）。现有体育教育研究证实，体育教师的教学行为显著预测了学生的课堂成就情绪，这为探究成就情绪在其中的中介作用提供了基础。

**2.1.3 理论整合**
自我决定理论和控制-价值理论具有很强的理论互补性，构成了本研究的系统整合研究框架。自我决定理论揭示了教师人际行为的基本属性，解释了为什么支持性行为和阻碍性行为会通过基本心理需求的满足和受挫产生不同的学生心理和行为结果。在关键方面，这种基于需求的体验充当了将教师行为与成就情绪联系起来的核心动机机制：需求满足增强了学生对体育教育（PE）的控制感和任务价值（这些是CVTAE中成就情绪的核心前因），而需求挫败则削弱了这些评价。CVTAE通过详细描述具体的情感传递路径，阐明了这些评价如何将教师的人际行为（作为核心课堂环境因素）与学生的成就情绪及随后的课堂参与度联系起来。在单一性别的体育课堂背景下，本研究提出了一种综合的理论逻辑：教师的支持性人际行为满足了学生的基本心理需求，增强了他们对体育任务的控制感和价值评价，引发了积极的成就情绪，从而促进了他们的多维度课堂参与。相反，教师阻碍需求的人际行为挫败了学生的基本心理需求，降低了他们对任务的控制感和价值评价，触发了消极的成就情绪，并抑制了课堂参与。同时，课堂的性别构成作为边界条件，调节了直接路径的强度，而核心的情感中介机制在不同群体中可能保持稳定。此外，跨文化证据验证了其在教师行为与学生学习结果之间的重要中介作用（Ma等人，2024年）。基于这一综合框架，提出了以下研究假设。

3. 假设 desarrollo
3.1 教师人际行为的主要效应（H1）
与SDT的核心命题一致，大量的实证研究已经证实，教师的支持性人际行为是学生学习参与度的关键正向预测因素（Howard等人，2025年）。在体育教育背景下，教师的自主性支持让学生在学习内容和练习方法上有独立选择的权利，激发了他们参与体育的自主动机（Llanos-Mu?oz等人，2025年）。能力支持提供了有针对性的技能指导和积极反馈，增强了学生的体育自我效能感（Patzak和Zhang，2025年）。关系支持建立了平等、包容的师生关系，帮助学生在体育课上感到被接纳和尊重（Koeppen等人，2025年）。这些支持性行为有效地满足了学生的三个基本心理需求，显著促进了他们在体育课上的多维度参与。一项纵向研究进一步证实了教师支持与学生参与度之间的双向正向关系，强调了这种效应的稳定性（Zhang和Han，2026a年）。
相比之下，教师阻碍需求的人际行为对学生的体育课堂参与度有显著的负面影响。教师的控制性行为剥夺了学生的自主权，贬低性语言损害了他们的能力，而疏远的态度挫败了他们对关系的需求（Shi等人，2025年）。这些行为降低了学生对体育的自主动机，引发了消极的情绪体验，导致了课堂上的努力减少、练习回避，甚至对体育课程的抵制（Fierro-Suero等人，2024年）。一项元分析也证实了教师阻碍需求的行为与学生课堂参与度之间存在稳定的负相关（Howard等人，2025年）。此外，根据CVTAE，教师的人际行为作为核心课堂环境因素，直接影响学生的成就情绪（Zhang和Han，2026b年）。因此提出第一个假设：H1：在单一性别的体育课堂上，教师的支持性人际行为对学生的课堂参与度和积极成就情绪有显著的正向预测效应；教师阻碍需求的人际行为对学生的课堂参与度有显著的负向预测效应，对学生的消极成就情绪有显著的正向预测效应。
3.2 成就情绪的中介效应（H2）
根据整合的SDT-CVTAE理论，成就情绪是连接教师课堂环境因素和学生学习行为的关键中介机制（Zhang和Han，2026b年）。教师行为首先影响学生基本心理需求的满足和挫败感，这改变了他们对体育任务的控制感和价值评价，进而驱动成就情绪的变化。本研究提出，教师的人际行为通过学生的成就情绪与他们的体育课堂参与度相关联，形成了一条假设的显著中介路径。
对于正向路径，教师的支持性人际行为创造了安全、包容的课堂氛围，满足了学生的基本心理需求，并有效激发了他们在体育课上的积极情绪，如享受和自豪感（Diloy-Pe?a等人，2026年）。这些积极情绪扩大了学生的注意力范围，增强了学习主动性，促进了深度认知处理，并显著提高了多维度课堂参与度（Daroglou等人，2026年）。现有研究发现，积极的成就情绪在支持性教学与学生体育课堂参与度之间起着显著的中介作用（Zhang和Han，2026b年），中国中学体育教育的证据进一步证实了这一中介效应，为这一假设路径提供了直接的实证支持（Zhang等人，2024年）。
对于负向路径，教师阻碍需求的人际行为挫败了学生的基本心理需求，容易引发消极的成就情绪，包括愤怒、焦虑、绝望和无聊（Shi等人，2025年）。焦虑使学生对负面评价的关注过度并消耗认知资源；愤怒激发了对课堂规则和活动的抵制；绝望降低了尝试挑战性技能的积极性；无聊直接降低了学生对体育学习的兴趣和主动性。所有四种类型的消极成就情绪都显著抑制了学生的课堂参与度（Gu和Cheng，2026年）。先前的研究已经证实，消极成就情绪是控制性教学与学生学习退缩行为之间的关键中介变量。基于上述分析，提出第二个假设：H2：在单一性别的体育课堂上，积极的成就情绪在教师的支持性人际行为与学生课堂参与度之间起着显著的中介作用；消极成就情绪在教师阻碍需求的人际行为与学生课堂参与度之间起着显著的中介作用。
3.3 课堂性别构成对正向直接路径的调节效应（H3）
现有研究一致记录了学生对教师人际行为敏感性的显著性别差异，女生通常对积极、支持性的人际互动表现出更高的敏感性。值得注意的是，这种敏感性还受到课堂性别构成背景的影响，而不仅仅由个体性别决定（Ma等人，2025年）。特定的体育教育实证证据证实，女生对支持性和阻碍性教学行为的反应比男生更强烈，教师行为与学生动机结果之间的性别差异在中学校体育教育背景下得到了充分记录（Abós等人，2022年）。在混合性别的体育课堂上，女生面临更大的性别刻板印象和异性社交压力，而全女性单一性别课堂环境消除了这些压力，使女生更加重视与教师的支持性人际互动质量（Yun等人，2026年）。相比之下，男生的体育课堂参与度更多受到体育竞争、技能提升和同伴互动的驱动，对教师支持性行为的敏感性相对较低（Koh等人，2019年）。定性研究还发现，女生更重视教师在体育课上的情感支持和尊重态度，而男生则更关注教师的专业能力和公平性（Fernández-Aránegas等人，2025年）。
值得注意的是，仅限体育教育的单一性别分组环境消除了全性别学校环境的混杂效应，使人们能够更精确地考察课堂性别构成如何影响学生对教师行为的反应。基于这些证据，提出第三个假设：H3：课堂性别构成对教师支持性人际行为对体育课堂参与度的直接预测效应有显著的调节作用：在全女性课堂上，支持性人际行为对学生课堂参与度的正向预测效应显著强于全男性课堂。
3.4 情感中介机制在不同群体中的稳定性（H4）
虽然上述对教师人际行为敏感性的性别差异已有充分记录，但CVTAE认为，连接课堂环境因素与学生学习行为的核心情感中介路径具有跨情境的普遍性（Zhang和Han，2026b年）。先前研究中记录的对教师行为反应的性别差异（Abós等人，2022年；Ma等人，2025年）可能体现在直接预测路径的强度上，而不是改变从教师行为到成就情绪，再到课堂参与的基本顺序机制。仅限体育教育的单一性别分组环境通过消除混合性别刻板印象的压力，可能进一步平衡了男生和女生群体中的核心情感处理机制（Yun等人，2026年）。
基于此，提出第四个假设：H4：教师人际行为与体育课堂参与度之间的成就情绪中介效应在全男性课堂和全女性课堂中是稳定的：全女性课堂和全男性课堂之间中介效应的幅度没有显著差异。

4. 材料与方法
4.1 研究设计和伦理批准
本研究采用了横断面问卷调查设计，适合探索已建立理论模型中变量之间的相关性和预测关系。研究方案已由参与高中的机构伦理审查机构审查并正式批准，完全符合WMA赫尔辛基宣言和教育研究伦理规范。由于研究设计完全匿名，参与者风险极低，并且所有研究细节已通过官方学校-家庭沟通渠道向监护人完全披露，且在公开通知期间未收到任何反对意见，因此获得了未成年参与者法定监护人的书面知情同意豁免。所有调查均匿名进行，在调查前所有参与者都被告知调查目的、匿名原则、自愿参与规则和数据保密承诺。参与者明确被告知他们的参与完全是自愿的，他们可以随时退出调查而不会受到任何负面影响，所有收集的数据将严格保密并专用于学术研究。
4.2 参与者
本研究采用方便抽样方法，选取了中国一所全日制普通高中的11年级学生作为参与者。选择11年级学生有两个主要原因：首先，他们在高中适应一年后已经形成了稳定的体育参与模式；其次，他们尚未面临全国高考的极端学术压力，确保了回应的真实性，反映了日常体育体验，避免了与高考相关的压力导致的回应偏差。该校在体育课程中实行单一性别分组，而所有其他学术课程采用混合性别课堂教学，这完全符合本研究中对单一性别体育课堂的定义，避免了全性别学校环境的混杂效应（Gee和Cho，2014年）。所有参与者都是全日制高中生，没有个人收入，并且具有同质的社会经济地位（SES）背景。这种设计有效控制了SES对学生体育参与和教师激励教学实践的潜在混杂效应。
本研究共发放了350份问卷，其中175份针对全男性单一性别体育课堂，175份针对全女性单一性别体育课堂。经过无效样本筛选后，共回收了332份有效问卷，有效回收率为94.86%。在有效样本中，170份来自全男性单一性别体育课堂的学生，162份来自全女性单一性别体育课堂的学生。
使用G*Power 3.1.9.7软件进行了先验功效分析，以确定核心线性多元回归模型所需的最低样本量。分析设置了中等效应大小f2=0.15，双尾显著性水平α=0.05，统计测试功效（1-β）=0.95，以及回归模型中包含的6个预测变量。结果显示，所需的最小总样本量为146。本研究的总有效样本量（N=332）、全男性子样本子组（n=170）和全女性子样本子组（n=162）均高于这一阈值，完全满足了所有后续分析的统计要求。
4.3 测量工具
本研究使用的是成熟的、经过验证的量表，这些量表已在之前的SSCI研究中被广泛使用，并在中国的青少年体育教育背景下验证了良好的可靠性和有效性。所有条目均以简体中文呈现，评分依据原始量表设计采用Likert量表。
4.4 独立变量：教师人际行为
使用人际行为问卷（IBQ）来测量学生对体育课上教师人际行为的感知（Rocchi等人，2017a）。该量表包括两个核心维度：支持性人际行为和阻碍需求的人际行为。每个维度包含3个子维度（自主性支持/阻碍、能力支持/阻碍、关系支持/阻碍），每个子维度有4个项目，总共24个项目（每个维度12个项目）。采用7点Likert量表进行评分，范围从1=完全不一致到7=完全一致。分别计算每个维度项目的平均分数，分数越高表示学生感知到的相应教师人际行为水平越高。该量表在体育情境中已被验证具有良好的跨性别有效性（Rocchi等人，2017b）。示例条目包括：支持自主性的行为（“我的体育老师让我自由选择练习内容”）、阻碍能力发展的行为（“我的体育老师让我在体育活动中感到无能”）以及提供认同感的支持（“当我在技能上遇到困难时，我的体育老师理解我的感受”）。完整的简化中文版本在补充材料中提供。

4.5 中介变量：体育课成就情绪
使用《体育教育成就情绪问卷》（AEQ-PE）来衡量学生在体育课上的成就情绪（Fierro-Suero等人，2020年）。该量表包含两个核心维度：积极的成就情绪和消极的成就情绪。积极维度包含2个子维度（自豪感和享受感），共有8个项目；消极维度包含4个子维度（愤怒、焦虑、绝望感和无聊感），共有16个项目，因此整个量表共有24个项目。评分采用5点李克特量表，范围从1=完全不一致到5=完全一致。分别计算每个核心维度项目的平均得分，得分越高表示相应的成就情绪水平越高。该量表在中国青少年体育环境中已被验证具有良好的可靠性和跨性别稳定性（Fierro-Suero等人，2020年）。每个维度的示例条目如下：积极的成就情绪（“我对自己在体育课上的表现感到自豪”）；消极的成就情绪（“我在体育活动中感到无聊”）。量表的完整简化中文版本在补充材料中提供。

4.6 因变量：体育课参与度
使用《体育教育参与度量表》（EPES）来衡量学生在体育课上的多维度参与度（Stringfellow等人，2024年）。该量表包含4个子维度：主动性参与、认知参与、行为参与和情感参与，共计18个项目。评分采用5点李克特量表，范围从1=完全不一致到5=完全一致。计算18个项目的平均得分，得分越高表示学生的体育课参与度越高。每个维度的示例条目如下：行为参与（“我在体育课上尽我最大努力”）；主动性参与（“当需要时，我会向老师提问以帮助学习”）。量表的完整简化中文版本在补充材料中提供。

4.7 调节变量：班级性别构成
该变量通过一个的人口统计问题进行测量：“你当前的体育课是：1=全男生单性别班级，2=全女生单性别班级”。这是一个二元名义变量，被重新编码为虚拟变量用于统计分析：0=全男生单性别班级，1=全女生单性别班级，以全男生班级为参考组。

4.8 注意力检查条目
设置了三个注意力检查条目来测试回答的有效性和严肃性，每个核心量表的开始处都嵌入了一个条目（在每个问卷的正式条目之前），以避免受访者提前发现。每个条目要求受访者选择一个预先指定的回答选项（例如，“对于这个问题，请选择‘有些不同意’”）以验证他们是否认真阅读了问卷。只有正确回答所有三个条目的参与者才会被纳入最终的有效样本中，从而排除了注意力不集中的受访者的无效回答。这些条目用于筛选无效的回答样本并提高收集数据的质量。

4.9 数据收集程序
问卷由训练有素的研究人员在室内体育理论课上进行分发。这种专门的、无干扰的课堂环境确保了学生能够安静、专注地完成调查，从而在整个过程中保持注意力。首先，研究人员向学生解释了研究目的、匿名原则、自愿参与原则和数据保密承诺。在确认学生的知情同意后，将问卷分发给学生。完成问卷后，由每班级的体育课代表统一收集问卷，课程教师在整个过程中无法访问问卷内容，以避免学生因教师在场而担心如实作答。预计完成问卷的时间约为15分钟。回收后，研究人员现场检查问卷的完整性，并根据预设规则筛选出无效样本。

4.10 数据处理和统计分析
本研究的所有数据處理和统计分析均使用IBM SPSS Statistics 27.0软件、SPSS Process宏程序和AMOS 24.0完成，严格遵循APA第7版关于定量研究报告的指导原则。具体分析过程如下：
数据预处理：首先，根据以下规则筛选无效样本：(1) 仅保留所有三个注意力检查条目都回答正确的样本，任何一条目回答错误的样本都被排除；(2) 排除回答一致的样本（即对所有量表条目选择相同选项的样本）；(3) 仅保留所有量表均无缺失值的完整问卷，任何有缺失值的样本都被排除。
共同方法偏差（CMB）测试：结合Harman的单因素测试和基于AMOS的单因素验证性因素分析来测试本研究的共同方法偏差。
可靠性和有效性测试：使用Cronbach的α系数来测试每个量表的内部一致性可靠性；使用复合可靠性（CR）和平均提取方差（AVE）来测试量表的聚敛效度；使用AVE的平方根与变量之间的相关系数来测试区分效度。使用AMOS 24.0进行验证性因素分析（CFA）以验证测量模型的结构效度。
描述性统计和相关性分析：计算每个核心变量的均值和标准差，并分析变量之间的皮尔逊相关系数。
主效应和调节效应测试：使用带HC3异方差稳健标准误的层次回归分析来测试教师人际行为对学生课堂参与度的主效应以及班级性别构成的调节效应。使用基于AMOS的结构方程模型（SEM）来验证主效应路径的稳健性。
调节效应测试：使用Process宏程序的模型4，结合5000个校正偏差的Bootstrap样本和95%置信区间，来测试积极或消极成就情绪的假设中介关联路径。这种分析方法是在体育心理学和教育研究中广泛采用的标准化方法，用于检验基于问卷的研究中的中介效应（Yiming等人，2023年）。使用基于AMOS的Bootstrap方法来交叉验证假设中介关联路径的显著性。
跨组中介效应路径的不变性测试：使用Process宏程序的模型8，结合5000个校正偏差的Bootstrap样本和HC3异方差稳健标准误，来测试中介效应大小的组间差异。这种调节中介分析框架已在体育教育背景下的动机过程研究中得到了严格验证和广泛应用（Yiming等人，2023年）。使用基于AMOS的多组不变性测试来验证测量模型和结构中介路径的跨组稳定性。

值得注意的是，本研究依赖于学生的自我报告来评估感知到的教师人际行为，这与现有基于SDT的体育研究中的主导方法论一致。虽然观察性评估教学行为是另一种具有互补优势的方法论（Teraoka等人，2024年），但选择自我报告方法是为了捕捉学生主观的感知体验，这些体验是与本研究理论基础一致的情绪和动机结果的核心近端预测因素。

5 结果
5.1 共同方法偏差测试
进行了Harman的单因素测试以检查潜在的共同方法偏差。结果表明，第一个未旋转的因素解释了总方差的28.03%，远低于40%的阈值。同时，基于AMOS的单因素CFA结果显示模型拟合度较差（χ2/df = 31.937，CFI = 0.262，TLI = 0.163，RMSEA = 0.306，SRMR = 0.311），明显劣于五因素测量模型，这证实了在本研究中共同方法偏差不是问题。

5.2 可靠性和有效性测试结果
为了确认核心测量量表的心理测量属性，对所有潜在维度进行了可靠性和聚敛效度测试。结果显示在表1中。所有核心维度的Cronbach的α系数均高于0.80，表明内部一致性可靠性 excellently；所有复合可靠性（CR）值均高于0.70，所有平均提取方差（AVE）值均高于0.50，表明理想的聚敛效度（Zhang和Jin，2025年）。
表1
维度 项目数量 Cronbach的α CRAV 需求支持性人际行为 12 0.935 0.909
需求阻碍性人际行为 12 0.900 0.768
积极成就情绪 8 0.888 0.865 0.763
消极成就情绪 16 0.927 0.843 0.578
体育课参与度 18 0.928 0.902 0.696

通过AMOS 24.0进行验证性因素分析（CFA）来检验五因素测量模型（需求支持性人际行为、需求阻碍性人际行为、积极成就情绪、消极成就情绪和体育课参与度）的结构效度。模型拟合指标如下：χ2 = 311.076，df = 94，χ2/df = 3.309，CFI = 0.942，TLI = 0.925，RMSEA = 0.108，SRMR = 0.038，GFI = 0.887，AGFI = 0.836，表明测量模型具有可接受的结构效度并且与数据吻合良好。最终的结构方程模型及其标准化路径系数如图1所示。每个完整量表及其核心维度分别进行了验证性因素分析。拟合指标见表2。
图1
潜在变量结构方程模型的标准化路径系数（测量模型和结构模型）。Sup表示需求支持性人际行为；Thw表示需求阻碍性人际行为；Pos表示积极成就情绪；Neg表示消极成就情绪；Eng表示体育课参与度。箭头上的值是标准化因子载荷和路径系数；所有因子载荷在p < 0.001水平上具有统计学意义。

表2
量表 χ2 df χ2/df CFI TLI RMSEA (90% CI) SRMR
人际行为问卷（IBQ，2因子） 56.8 24 87.1 0.9 50.9 40.9 10.1 30.9 4 0.1 36 (0.104–0.170) 0.059
需求支持性维度 0.0 0 0 0 1.0 0 0 0 0 0 0 0 0 0
体育课成就情绪问卷（AEQ-PE，2因子） 81.4 48 10.1 50.9 20.8 9 10.1 6 (0.135–0.200) 0.0 24 0 0 0 0 0 0 0
体育参与度量表（EPES） 29.5 0 21 4.7 50.9 0.9 7 0 9 0.2 0 4 (0.143–0.272) 0.0 2 6

仅有3个指标的子维度被恰当地识别（df = 0），导致数学上的完美拟合。自由度极小的模型往往会夸大RMSEA和χ2/df值。所有核心增量拟合指标（CFI，TLI，SRMR）。
跨性别的多组测量不变性进行了检验，结果见表3。
表3
不变性 χ2 df Δχ2 Δdf ΔCFI ΔRMSEA
配置不变性 47 1.26 2 18 – – – – 0.0 0 0 0 0 0 0 0
度量不变性 58 8.8 3 9 20 3 1 7 5 – 0.0 0 0 0 0 0 0 0
部分多组测量不变性测试结果。不变性的截止标准：ΔCFI ≤ –0.01，ΔRMSEA ≤ 0.015。部分标量不变性支持后续的跨组比较，符合体育研究中的既定SEM报告规范。

5.3 描述性统计和区分效度测试
表4展示了所有核心变量的描述性统计（均值和标准差）、皮尔逊相关系数矩阵以及区分效度测试结果。使用Fornell-Larcker标准（Zhang和Jin，2025）来检验区分效度，该标准要求每个潜在变量的平均提取方差（AVE）的平方根大于该变量与任何其他潜在变量之间的相关系数的绝对值。如表4所示，所有对角线的AVE平方根（加粗显示）均超过了相应的构念相关系数，确认了所有量表的良好区分效度。

表4显示了描述性统计（均值和标准差）、皮尔逊相关系数矩阵以及所有核心变量的区分效度测试结果。双变量相关分析显示，需求支持性人际行为与积极成就情绪和体育课参与度显著正相关（p < 0.01），与消极成就情绪显著负相关（p < 0.01）。相比之下，需求阻碍性人际行为与消极成就情绪显著正相关（p < 0.01），与积极成就情绪和体育课参与度显著负相关（p < 0.01）。所有相关方向与研究假设完全一致，且所有相关系数的绝对值均低于0.75。此外，后续回归模型中所有变量的方差膨胀因子（VIF）值均低于3，表明变量之间没有严重的多重共线性，为后续的假设检验提供了初步支持。

5.4 主效应和调节效应测试
使用层次多元线性回归进行了H1和H3的检验，采用HC3异方差稳健标准误。结果展示在表5中。表5 变量 模型1（主效应）模型2（主效应加调节变量）模型3（完全调节模型） β SE t p VIF β SE t p VIF β SE t p VIF NSIB 0.095 0.047 1.741 0.083 1.226 0.394 0.050 6.926 <0.001*** 1.731 0.535 0.063 7.466 <0.001*** 2.807 NTIB ?0.407 0.062 ?7.429 <0.001*** 1.226 ?0.185 0.060 ?3.492 <0.001*** 1.502 ?0.146 0.071 ?2.316 0.021* 2.162 类别 性别组成–––––? 0.510 0.086 ?9.744 <0.001*** 1.461 ?0.578 0.093 ?10.221 <0.001*** 1.749 NSIB × 性别交互作用–––––––––– 0.206 0.127 3.137 0.002** 2.353 NTIB × 性别交互作用–––––––––– 0.073 0.144 1.181 0.238 2.087 模型拟合 R2 0.208 0.386 0.404 调整后R2 0.203 0.380 0.395 ΔR2 0.208 0.178 0.018 F值 43.122*** 68.603*** 44.196*** 分层回归和调节效应对教师人际行为对班级参与度的影响结果。N = 332。β，标准化回归系数；SE，HC3异方差稳健标准误差；VIF，方差膨胀因子；NSIB，需求支持性人际行为；NTIB，需求阻挠性人际行为。所有连续自变量和交互项在分析前均进行了均值中心化处理。因变量：PE班级参与度。模型2的ΔR2是相对于模型1的；模型3的ΔR2是相对于模型2的。*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001（双尾）。所有VIF值均低于3，表明预测变量之间没有严重的多重共线性。

对于模型1中的主效应（仅包含自变量），教师的需求阻挠性人际行为显著负预测了学生的学习参与度（β = ?0.407，SE = 0.062，t = ?7.429，p < 0.001***），而需求支持性人际行为对班级参与度的预测效果则不显著（β = 0.095，SE = 0.047，t = 1.741，p = 0.083）。补充回归分析进一步显示，需求支持性行为显著正向预测了积极的学习情绪（β = 0.358，p < 0.001），而需求阻挠性行为显著正向预测了消极的学习情绪（β = 0.521，p < 0.001）。H1得到了充分支持。在模型2中加入调节变量（班级性别组成）后，模型的解释能力显著提高（ΔR2 = 0.178，p < 0.001）。需求支持性人际行为显著正向预测了PE班级参与度（β = 0.394，SE = 0.050，t = 6.926，p < 0.001***），需求阻挠性人际行为显著负预测了班级参与度（β = ?0.185，SE = 0.060，t = ?3.492，p < 0.001***），班级性别组成对班级参与度也有显著的负向预测效应（β = ?0.510，SE = 0.086，t = ?9.744，p < 0.001***）。对于模型3中的调节效应（包含交互项的完整模型），模型的解释能力进一步提高（ΔR2 = 0.018，p < 0.01）。需求支持性人际行为与班级性别组成的交互作用在统计上显著（β = 0.206，SE = 0.127，t = 3.137，p = 0.002**），而需求阻挠性人际行为与班级性别组成的交互作用在统计上不显著（β = 0.073，SE = 0.144，t = 1.181，p = 0.238）。进行了简单斜率测试以进一步探究这一显著交互作用，结果展示在表6中。

表6 类别性别组 初步斜率 SE t p 95% CI 全男生班级 0.388 0.040 9.686 <0.001*** [0.309, 0.467] 全女生班级 0.705 0.112 6.275 <0.001*** [0.483, 0.926] 简单斜率测试结果显示，需求支持性人际行为对不同性别组别的PE班级参与度有显著的积极预测效应。SE，标准误差；CI，置信区间。***p < 0.001。简单斜率测试表明，需求支持性人际行为在全男生班级（b = 0.388，SE = 0.040，t = 9.686，p < 0.001**）和全女生班级（b = 0.705，SE = 0.112，t = 6.275，p < 0.001***）中对PE班级参与度有显著的积极预测效应。特别是，全女生班级中的预测效应比全男生班级更强。H3得到了充分支持。

5.5 中介效应测试结果 使用Hayes的PROCESS宏模型中的模型4进行了H2的测试，采用了5000个偏差校正的Bootstrap样本和95%置信区间。使用基于AMOS的Bootstrap测试进行了交叉验证，结果完全一致。核心结果展示在表7中。

表7 中介变量 效果类型 效果值 Bootstrap标准误差 95% CI 下限 95% CI 上限 p值 间接效应/总效应 积极学习情绪 总效应 0.235 0.046 0.144 0.326 <0.001*** – 直接效应 0.002 0.036 ?0.069 0.072 0.959 – 间接效应 0.233 0.046 0.146 0.324 <0.001*** 99.23% 消极学习情绪 总效应 ?0.507 0.056 ?0.617 ?0.397 <0.001*** – 直接效应 ?0.302 0.063 ?0.427 ?0.178 <0.001*** – 间接效应 ?0.205 0.046 ?0.304 ?0.124 <0.001*** 40.37% PE学习情绪的简单中介效应测试结果。Bootstrap样本 = 5000；报告了95%偏差校正的置信区间。如果95%置信区间不包含0，则间接效应在统计上显著。***p < 0.001。对于积极路径，需求支持性人际行为与PE班级参与度有显著的总关联效应（b = 0.235，SE = 0.046，95%CI[0.144, 0.326]，p < 0.001***）。通过积极学习情绪的间接关联路径是显著的（b = 0.233，SE = 0.046，95%CI[0.146, 0.324]，p < 0.001***），占总效应的99.23%，而直接关联效应不显著（b = 0.002，SE = 0.036，95%CI[?0.069, 0.072]，p = 0.959），表明积极学习情绪的中介路径是完全的。对于消极路径，需求阻挠性人际行为与PE班级参与度有显著的总关联效应（b = ?0.507，SE = 0.056，95%CI[?0.617, ?0.397]，p < 0.001***）。通过消极学习情绪的间接关联路径（b = ?0.205，SE = 0.046，95%CI[?0.304, ?0.124]，p < 0.001**）和直接关联效应（b = ?0.302，SE = 0.063，95%CI[?0.427, ?0.178]，p < 0.001***）都是显著的，间接效应占总效应的40.37%，表明消极学习情绪的中介路径是部分的。H2得到了充分支持。

5.6 中介机制的跨组不变性测试 使用PROCESS宏模型中的模型8进行了H4的测试，采用了5000个偏差校正的Bootstrap样本和HC3异方差稳健标准误差。使用基于AMOS的多组不变性测试验证了中介路径的跨组稳定性。全男生和全女生班级的条件直接和间接效应展示在表8中。

表8 性别组 中介变量 效果类型 效果值 Bootstrap标准误差 95% CI 下限 95% CI 上限 全男生班级 积极学习情绪 直接效应 0.153 0.038 0.079 0.227 间接效应 0.235 0.049 0.139 0.332 消极学习情绪 直接效应 ?0.254 0.066 ?0.382 ?0.125 间接效应 ?0.186 0.048 ?0.291 ?0.105 全女生班级 积极学习情绪 直接效应 0.330 0.080 0.172 0.488 间接效应 0.375 0.083 0.219 0.542 消极学习情绪 直接效应 ?0.277 0.118 ?0.509 ?0.044 间接效应 ?0.174 0.056 ?0.291 ?0.068 不同性别班级组中的调节中介效应分解结果。N = 332。Bootstrap样本 = 5000；报告了95%偏差校正的置信区间。对于积极路径，需求支持性行为通过积极学习情绪对班级参与的间接效应在全男生班级（b = 0.235，SE = 0.049，95%CI[0.139, 0.332]）和全女生班级（b = 0.375，SE = 0.083，95%CI[0.219, 0.542]）中都是显著的。中介效应的指数在统计上不显著（95%CI包含0），表明两组之间的中介效应大小没有显著差异。对于消极路径，需求阻挠性行为通过消极学习情绪对班级参与的间接效应在全男生班级（b = ?0.186，SE = 0.048，95%CI[?0.291, ?0.105]）和全女生班级（b = ?0.174，SE = 0.056，95%CI[?0.291, ?0.068]）中都是显著的。中介效应的指数在统计上不显著（95%CI包含0），确认两组之间的中介效应大小没有显著差异。AMOS多组不变性测试进一步表明，结构中介模型在受限（所有组的路径系数相等）和非受限模型之间的拟合没有显著差异（Δχ2/df = 1.215，p > 0.05），确认了中介机制的跨组稳定性。总体而言，学习情绪的中介效应在全男生和全女生单性别PE班级中是显著的，并且效应大小在组间没有统计显著差异。

6. 讨论 6.1 主要发现解释 本研究结合了自我决定理论（SDT）和成就情绪的控制-价值理论（CVTAE），构建了一个调节中介模型，系统地研究了教师人际行为与中国高中仅限体育教育的单性别分组环境中学生PE班级参与度之间的机制。研究中提出的所有四个先验假设都得到了充分的实证支持，关键发现将在下文进行解释和背景化。首先，在单性别体育课上，教师的需求支持性人际行为与学生的班级参与度和积极学习情绪有显著的正面预测关联，而需求阻挠性行为与课堂参与度有显著的负面预测关联，同时与消极学习情绪有正面关联。这一结果与SDT的核心命题和现有体育教育研究的结论一致（Howard等人，2025年），重申了教师的人际行为是塑造学生体育课堂体验和学习参与度的核心环境因素。值得注意的是，师生之间的互动作为教学行为与学生参与度之间关联的核心载体，其特征是双方之间的相互影响：教师的人际行为塑造学生的课堂参与度，而学生的课堂表现和参与度可能会反过来影响教师后续的人际互动质量（Villegas等人，2024年）。重要的是，该研究同时考虑了需求支持性和需求阻挠性行为维度，结果验证了它们与班级参与度的独立且统计上显著的预测关联。通过这样做，分析解决了先前研究的一个关键局限性，即这些研究主要关注支持性教学实践，而忽视了需求阻挠性行为在体育教育环境中普遍存在的负面影响（Fierro-Suero等人，2024年）。进一步分析显示，学习情绪在教师人际行为与学生PE班级参与度之间的关系中起到了显著的中介作用。具体来说，积极学习情绪在需求支持性行为与班级参与度之间起到了完全的中介作用，为CVTAE的核心命题提供了有力验证，即课堂环境因素完全通过它们对学习情绪的影响来塑造学生参与度。相比之下，消极学习情绪在需求阻挠性行为与班级参与度之间起到了部分中介作用。这种模式表明，需求阻挠性教学对学生结果有双重负面关联：它直接与学生较低的课堂参与度和受挫的基本心理需求相关，同时也通过其与消极情感状态的关联间接影响参与度。这一发现与关于去激励教学方法的研究结果一致，这些研究表明教师行为通过基于需求的体验和学习情绪来塑造学生结果（Diloy-Pe?a等人，2026年），进一步强调了需求阻挠性人际行为在体育教育环境中负面影响的一致性和深远性。

补充这些发现的是，分析结果显示班级性别组成显著调节了需求支持性人际行为与班级参与度之间的直接预测关联，在全女生单性别班级中观察到更强的正面关联。这一结果与先前的证据一致，即女学生在教育环境中对积极、支持性的人际互动更敏感，这种效应在全女生体育课中由于消除了性别刻板印象和异性社会评价的影响而得到放大（Ma等人，2025年）。此外，这种对教师支持性行为的性别特定响应在这项研究的仅限体育教育的单性别分组环境中得到独特放大，这与混合性别体育教育环境中女孩的注意力经常被异性社会评价分散的情况不同（Almasri等人，2021年）。反过来，这一发现揭示了教师支持性行为与学生结果之间联系的性别特定性质，为差异化教学实践提供了实证基础，并填补了最近系统评价中关于体育教育班级参与度性别相关边界条件的长期研究空白（Cimenti等人，2025年）。值得注意的是，学习情绪的中介路径在整个男生和全女生单性别体育课中保持稳定。这一发现为CVTAE的核心命题提供了强有力的实证支持，即连接课堂环境因素与学生学习行为的情绪中介路径具有跨情境的普遍性（Zhang和Han，2026b）。即使在特定的单性别体育教育背景下，教师人际行为、学习情绪以及随后的学生班级参与度之间的核心顺序关联路径也对男女学生都是一致的。这代表了CVTAE的普遍性，验证了其核心理论命题在单性别体育教育环境中的适用性。

6.2 理论贡献 在理论层面，本研究对现有的体育教育动机和单性别教学文献做出了三项关键贡献。其中最重要的贡献是在单性别体育教育情境中扩展了自我决定理论的应用。虽然先前的研究已经建立了一个经典的顺序模型，将教师人际行为、需求满足感、挫折感、动机和学生参与度联系起来（Leo等人，2022年），但这些研究大多集中在混合性别课堂环境中，并优先考虑了需求支持性教学行为的考察（Howard等人，2025年）。通过同时考虑需求支持性和需求阻挠性人际行为维度，本研究验证了它们在仅限体育教育的单性别环境中对学生班级参与度的不同预测效应，从而丰富了体育教育领域中SDT研究的背景化内容。此外，这些发现进一步验证了将需求支持性策略纳入体育教育教学设计的实际价值，这与基于学校的干预这种综合的理论框架进一步得到了近期研究的支持，这些研究将挫伤学生积极性的教学方法与他们在体育课上的需求体验及情感结果联系起来（Diloy-Pe?a等人，2026年）。最后，该研究明确了教师在单性别体育课堂中人际行为影响的关键边界条件，同时也验证了核心情感中介机制的跨群体稳定性。以往关于体育教育中性别差异的研究主要集中在男女混合班级中的个体差异上，很大程度上忽视了单性别班级分组本身对学生与教学行为之间关联的潜在影响（Frühauf等人，2022年）。本研究的发现填补了这一空白，证实了女学生对教师支持性行为的敏感度更高，而核心情感中介机制在不同性别群体中保持不变。通过这些发现，该研究还推动了对该领域中影响体育课堂参与度的情境因素的更深入探索（Cimenti等人，2025年）。

6.3 实际意义
本研究的发现为中学单性别体育分组和教学实践提供了基于证据的实用指导，具体建议如下：
- 首要的是，体育教师应系统提升其实施支持性人际行为的能力，并严格摒弃阻碍学生需求的教学方法。学校应为体育教师提供定期的、基于自我决定理论（SDT）的专业培训，使他们掌握具体的课堂策略，以支持学生的自主性、能力和情感联结。
- 先前的干预研究已经证明，将支持性策略整合到体育教学模式中能够显著提升学生的积极性和参与度（Flores-Cidoncha等人，2025年），基于视频的课堂实践分析被证明是一种特别有效的培训工具，有助于提升教师的人际互动技巧并减少阻碍学生需求的行为（Villegas等人，2026年），为这种专业发展提供了坚实的实证基础。同时，教师必须充分认识到阻碍学生需求行为的普遍性和不可逆性，并积极消除强制控制、羞辱性言论以及冷漠的人际互动等有害行为。
- 此外，体育教师应将学生在课堂上的情感体验作为核心教学重点，将情感培养纳入体育课程的教学目标中。在单性别体育课堂中，教师可以通过持续优化自己的人际互动方式，营造积极的课堂情感氛围，从而通过增强学生的积极情感体验来促进其持续参与。鉴于成就情感一直被认为是维持学生体育参与度的关键因素（Cimenti等人，2025年），这一点尤为重要。
- 除此之外，教师应根据男女单性别体育班级的特点，设计和实施差异化的教学和人际互动策略。对于全女性班级，教师应注重培养支持性的师生关系，增加支持性行为，并提供持续的情感关注和有针对性的正面反馈，以最大化支持性教学的效果。集群随机对照试验的证据表明，在女性体育班级中加强支持性教学可以有效提升学生的基本心理需求满足感和长期体育活动参与度（Sturm等人，2021年）。而对于全男性班级，教师可以结合结构化的同伴竞争和渐进式技能挑战来激发课堂参与度，同时保持基本的一致性人际支持。

6.4 局限性与未来研究方向
尽管本研究具有扎实的发现和理论贡献，但仍存在一些局限性及未来研究的方向：
- 一个主要局限在于本研究的横断面问卷设计，它只能验证变量之间的关联性和预测性关系，无法确立明确的因果关系。值得注意的是，即使在本研究中进行的调节中介分析也只能测试与我们理论框架一致的假设关联路径，由于数据具有横断面特性，无法验证因果中介效应。现有纵向研究表明，学生对学年初支持性和阻碍性教学的感知可以预测学年内学生积极性和参与度的变化趋势（Leo等人，2025年），而最新证据还表明学生的课堂参与度可以反过来影响教师的激励教学风格（Van Doren等人，2026年）。因此，未来的研究可以采用多波纵向追踪设计或交叉滞后面板模型来进一步验证本研究确定的因果关系方向性（Zhang和Han，2026a）。
- 另一个显著局限是所有数据均来自学生的自我报告。尽管实施了严格的预控制措施（包括匿名调查），并确认常见方法偏差在可接受范围内，但单源自我报告方法的固有偏差无法完全消除。为了解决这个问题，未来的研究可以采用多来源、多方法的数据收集方法，结合学生自我报告、教师评价以及经过验证的标准化课堂观察工具来编码体育教学中的支持性和阻碍性行为（Van Doren等人，2025年），从而更全面客观地测量核心变量。
- 最后，由于样本仅来自一所中国高中的十一年级学生，且该学校采用单一性别分组模式，因此研究结果的普遍性受到一定限制。未来的研究可以将样本范围扩大到不同地理区域、教育阶段（包括初中和高等教育）以及多种单性别教学模式的参与者，以严格检验本研究结论的跨情境普遍性。

7 结论
本研究结合了自我决定理论和成就情感的控制-价值理论，系统分析了教师人际行为与学生体育课堂参与度之间的关联路径，特别是在中国高中这种仅实施单性别体育分组的独特背景下。研究发现，教师的支持性人际行为与学生的体育课堂参与度之间存在显著的正面预测关系，而阻碍性行为则与课堂参与度存在显著的负面预测关系。此外，成就情感在支持性行为与参与度之间的关联中起完全中介作用，而负面成就情感在阻碍性行为与参与度之间的关联中起部分中介作用。尤为重要的是，班级性别组成对支持性人际行为与课堂参与度之间的直接预测关系具有显著调节作用，在全女性班级中这种正面关联尤为强烈。同时，成就情感的中介路径在男女单性别班级中均保持稳定，不同性别群体之间的关联效应大小没有显著差异。
总体而言，本研究通过整合两个核心动机理论，深入探讨了学生参与度的情感机制，阐明了学生对教师行为的性别差异反应以及核心情感中介路径的跨群体一致性。这些发现为优化单性别体育教学实践提供了坚实的实证基础，为中学体育教学中的差异化教学和教学设计提供了基于证据的指导。