體育課中合作學(xué)習(xí)與高中生心理健康關(guān)系的研究

1、1體育課中合作學(xué)習(xí)與高中生心理健康關(guān)系的研究體育課中合作學(xué)習(xí)與高中生心理健康關(guān)系的研究張偉民季瀏（1江蘇省太湖高級(jí)中學(xué)江蘇無錫2141251研究目的和意義研究目的和意義隨著體育心理學(xué)研究的深入和心理健康知識(shí)的逐漸普及化，人們越來越清楚地認(rèn)識(shí)到體育鍛煉不僅是強(qiáng)身健體的有效手段，同時(shí)還是促進(jìn)學(xué)生心理健康的有效方法。大量實(shí)驗(yàn)研究亦已表明，適宜的體育鍛煉有利于促進(jìn)學(xué)生的心理健康，但就體育學(xué)習(xí)方法與學(xué)生心理健康關(guān)系的研究報(bào)道卻不多見。國內(nèi)外的研究

2、表明，合作學(xué)習(xí)在改善課堂內(nèi)的社會(huì)心理氣氛，大面積提高學(xué)生的學(xué)業(yè)成績，促進(jìn)學(xué)生形成良好的非認(rèn)知品質(zhì)等方面成效顯著。由此我們可以認(rèn)為，不同的體育學(xué)習(xí)方式，也可能會(huì)對學(xué)生的心理健康產(chǎn)生不同的影響。本實(shí)驗(yàn)研究旨在探討體育課中有無合作學(xué)習(xí)對高中生心理健康的影響，為體育教學(xué)充分發(fā)揮“育心”功能提供建議，并為中小學(xué)體育教學(xué)方法的改革提供參考。本研究的基本假設(shè)是（1）合作學(xué)習(xí)能改善高中生的心理健康水平；（2）個(gè)體學(xué)習(xí)對高中生心理健康水平的改善沒有積極的

3、作用；（3）合作學(xué)習(xí)比個(gè)體學(xué)習(xí)對高中生心理健康水平的改善有非常顯著的促進(jìn)作用。2研究方法研究方法2.12.1實(shí)驗(yàn)對象實(shí)驗(yàn)對象本實(shí)驗(yàn)研究在江蘇省太湖高級(jí)中學(xué)進(jìn)行，從高二年級(jí)29個(gè)班級(jí)中隨機(jī)抽取兩個(gè)班級(jí)共102名學(xué)生按自然班將全體被試隨機(jī)分到兩個(gè)實(shí)驗(yàn)組。剔除無效問卷和實(shí)驗(yàn)前后配對失敗的問卷，共得到配對有效問卷96份，有效被試占全體實(shí)驗(yàn)對象的94.1%。（見表1）有效被試在各實(shí)驗(yàn)組的分配情況（表1）性別合作學(xué)習(xí)組個(gè)體學(xué)習(xí)組總男262349女2

4、32447總4947962.22.2實(shí)驗(yàn)變量的確定實(shí)驗(yàn)變量的確定本實(shí)驗(yàn)以合作學(xué)習(xí)為自變量，以心理健康診斷測驗(yàn)（MHT）量表為因變量，就學(xué)生實(shí)驗(yàn)前后的心理健康水平進(jìn)行測試，確定在實(shí)驗(yàn)條件下不同的自變量是否引起因變量發(fā)生變化，考察有無合作學(xué)習(xí)對高中生心理健康水平的影響效果。無關(guān)變量的控制?各實(shí)驗(yàn)組每周均上兩節(jié)體育課，且在體育課的頻律上保持一致。?各實(shí)驗(yàn)組每次體育課的授課時(shí)間均為50分鐘。?各實(shí)驗(yàn)組的體育課均由同一名體育教師擔(dān)任，教學(xué)內(nèi)容保持

5、一致。?實(shí)驗(yàn)過程中盡可能地使各實(shí)驗(yàn)組之間，在練習(xí)時(shí)間、練習(xí)密度和練習(xí)強(qiáng)度等方面保持一致。2.32.3實(shí)驗(yàn)步驟實(shí)驗(yàn)步驟本研究采用現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)的方法進(jìn)行為期16周的實(shí)驗(yàn)研究。將選定的高二兩個(gè)班的學(xué)生，按自然班將被試隨機(jī)分配到各實(shí)驗(yàn)組，每周第一個(gè)上體育課的班級(jí)定為合作學(xué)習(xí)干預(yù)組，作者簡介：作者簡介：1張偉民（1969—），男，江蘇泰興人，江蘇省太湖高級(jí)中學(xué)，講師，碩士。2季瀏（1961—），男，華東師范大學(xué)體育與健康學(xué)院院長，教授，博士生導(dǎo)師。3

6、自責(zé)傾向組間.0161.016.007.933組內(nèi)250.424942.340總250.44095過敏傾向組間5.32515.3251.118.293組內(nèi)509.757944.764總515.08395身體癥狀組間.0321.032.004.947組內(nèi)769.620947.193總769.65195恐怖傾向組間.5321.532.082.775組內(nèi)691.285946.461總691.81795沖動(dòng)傾向組間.0011.001.000.9

7、85組內(nèi)349.320943.265總349.32195MHT總組間2.18012.180.026.873組內(nèi)9046.2429484.544總9048.422953.23.2各實(shí)驗(yàn)組被試實(shí)驗(yàn)前后心理健康診斷測驗(yàn)（各實(shí)驗(yàn)組被試實(shí)驗(yàn)前后心理健康診斷測驗(yàn)（MHTMHT）的比較）的比較配對樣本T檢驗(yàn)結(jié)果表明，個(gè)體學(xué)習(xí)組的學(xué)生實(shí)驗(yàn)前后MHT的各個(gè)分量得分均沒有顯著性差異；而合作學(xué)習(xí)組除了在“學(xué)習(xí)焦慮傾向”、“孤獨(dú)傾向”、“恐怖傾向”三個(gè)分量上的

8、得分沒有顯著性差異外，其余各分量及MHT總上的得分在實(shí)驗(yàn)前后出現(xiàn)了顯著性差異或極其顯著性差異。其中，學(xué)生身體癥狀得分在實(shí)驗(yàn)后有了顯著的下降（T合作學(xué)習(xí)組，身體癥狀=2.510，P=0.0140.05，見表3），“對人焦慮傾向”、“自責(zé)傾向”、“過敏傾向”、“沖動(dòng)傾向”、MHT總的得分在實(shí)驗(yàn)后有非常顯著的降低（T合作學(xué)習(xí)組，對人焦慮傾向=3.267，P=0.0010.05；T合作學(xué)習(xí)組，自責(zé)傾向=4.586，P=0.0000.01；T合作

9、學(xué)習(xí)組，過敏傾向=3.278，P=0.0010.01；T合作學(xué)習(xí)組，沖動(dòng)傾向=3.581，P=0.0010.01；T合作學(xué)習(xí)組，MHT總=4.637，P=0.0020.01見表3）。各實(shí)驗(yàn)組被試實(shí)驗(yàn)前后MHT的比較（表3）變量組別N均差標(biāo)準(zhǔn)差tP合作學(xué)習(xí)組49學(xué)習(xí)焦慮傾向（后—前）0.070.4100.1800.857對人焦慮傾向（后—前）0.930.2833.2670.001孤獨(dú)傾向（后—前）0.350.3491.0080.316自責(zé)

10、傾向（后—前）1.300.2834.5860.000過敏傾向（后—前）1.260.3843.2780.001身體癥狀（后—前）1.040.4132.5100.014恐怖傾向（后—前）0.630.3861.6310.106沖動(dòng)傾向（后—前）0.850.2383.5810.001MHT總（后—前）6.4261.3864.6370.002個(gè)體學(xué)習(xí)組47學(xué)習(xí)焦慮傾向（后—前）0.070.3790.1920.848對人焦慮傾向（后—前）0.380