體驗式運動處方教學對大學生體育核心素養發展的影響

張春華， 賀金鵬

(河北工程大學 體育與健康工程學院，河北 邯鄲 056038)

2018年9月10日，在北京召開的全國教育大會上習近平同志發表的重要講話中提出，“在強調黨的堅持領導下，全面貫徹黨的教育方針，堅持馬克思主義指導地位，堅持中國特色社會主義教育發展道路，培養德智體美勞全面發展的社會主義建設者和接班人。”講話明確了在現階段的教育工作中要把發展素質教育，培養學生的核心素質作為重要目標[1]。

2021年11月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發的《關于全面加強和改進新時代學校體育工作的意見》和《關于全面加強和改進新時代學校美育工作的意見》提出了樹立健康第一的教育理念，開齊開足體育課，幫助學生在體育鍛煉中享受樂趣、增強體質、健全人格、錘煉意志。這標志著發展學生的核心素養成為從政府到社會的共識。

核心素養的英文為Key Competencies，其概念誕生于西方學術界。“key”的英文注釋有“關鍵的”“不可獲取”等含義，“competencies”可以翻譯為“能力”或“素養”等意思。核心素養的含義可以直接理解為“不可獲取的能力”或者稱呼為“關鍵素養”[2]。

經濟合作與發展組織(OECD)和歐盟理事會在2003年的研究報告《Key Competencies for a Successful Life and a Well-Functioning Society》中首次使用了“Key Competencies”一詞。2005年經濟合作與發展組織(OECD)在發布的《The Definition and Selection of Key Competencies：Executive Summary》中對于核心素養的維度和內涵進行了界定和劃分，使其概念能夠更好地應用于教育實踐活動[3]。

中國學者從2007年開始對核心素養開始關注和研究。但是學者們更多的從學科建設和人的培養等方面對核心素養的概念和構成要素進行了研究。并將核心素養定義為“知識、技能和態度的集合，并且是可遷移的、多功能的，是每個人發展自我、融入社會和適應社會的必需”[4]。

從體育課程研究和體育教學領域研究的角度來分析目前體育核心素養的研究現狀，我國體育學術屆對體育核心素養在頂層設計的教育理念沒有形成統一的認識。賴天德(1998)從體育文化和素質教育的角度，認為體育素養是素質教育的一部分，是形成學生全面發展的重要部分[5]。余智(2005)認為體育素養包括了體育知識、體育技能、體育品德和體育個性等方面[6]。李永華(2011)從身體和精神兩個方面對體育素養進行了研究，他認為前者包括體質、運動能力，后者包括了體育品德和體育意識等[7]。尚力沛，程傳銀(2017)認為體育核心素養是在體育素養的基礎上發展出的概念，體育核心素養關鍵在于“核心”二字，說明這種素養不是普遍的和大眾的。而且他厘清了體育核心素養與體育學科核心素養的概念，從本質上對二者容易發生的混淆進行了判別。他認為體育核心素養包括體質與健康、體育技能和體育社會情感三個一級指標[8]。綜上所述，我國諸多學者對于體育核心素養的構成要素也難以形成統一的認識，更主要的是沒有通過實證的手段來測量和驗證體育核心素養的構成要素。

體驗式教學倡導通過創造實際的重復的場景對學生進行教學，這種教學方式能夠還原教學內容，呈現和再現教學過程，使學生在親身經歷的教學過程中理解和建構知識，發展獨立的學習能力，產生體驗式情感[9]。體驗式教學方法在某些偏向于實踐操作的課程能夠取得較大的教學效果和教學效率。例如，通過體驗式教學對運動處方課程的學習，能夠讓學生在掌握原理的同時，通過對運動處方的完整操作和檢驗過程來解決實際的體育問題。從而在知識積累、嘗試探究和情感共鳴等多個維度取得更好的教學效果。

運動處方課程是我國高校體育專業學生的必修課程。其課程內容可以分為“運動生理生化基礎知識” 與“運動處方流程操作實踐”兩部分。從本質上來看這是一門偏于實踐但是需要學生必須掌握理論知識與實踐相結合的課程。但是在實際教學中發現，如果采用傳統的教學結構和教學模式，不利于學生對于運動處方知識和技能的掌握。容易把運動處方課程的教學向生理生化知識點偏移。為了讓學生能夠更好地掌握本課程，采用體驗式教學模式是非常有必要的。本文是基于MIMIC結構方程模型的實證研究，通過調查問卷的方法取得采用體驗式運動處方課程教學模式后高校體育專業學生反饋的截面數據進行量化分析和研究。并首次對于體育核心素養的組成要素和測量方法進行探索性研究。

一、文獻回顧

(一)“體驗式教學”概念的提出及其構成要素

張軍英(2007)認為，杜威的“從做中學”、戴爾的“經驗之塔”的教學思想是體驗式教學的基礎[10]。張華(1999)認為，學生的體驗過程是一種心理過程與心理狀態，體驗式教學的心理學基礎是價值心理學或者存在心理學[11]。此外，張蓉(2006)認為，體驗式教學是通過實踐來認識周圍事物，用親身的經歷去感知、理解、感悟和驗證教學內容的一種教學模式。綜合國內外的學者對于體驗式教學的理解和定位，其關鍵詞主要是體驗、實踐、環境和經歷[12]。孫慧敏(2022)在研究了體驗式教學應用到公共參與素養培養的教學模式后，提出體驗式教學中要以切實可行的教學目標為宗旨，提高教師的運用體驗式教學方法的能力為基礎，創新的教學活動設計為前提才能最好的達到教學目的[13]。

因此筆者認為運動處方課程的體驗式教學模式應該是以活動開始的，應該是先行后知或者邊行邊知。根據我國新課標的三維教學目標：知識與結構，過程與方法、情感態度與價值觀，可以推導出體育專業學生體驗式教學模式學習運動處方課程后的三個效果因素。如，知識與結構對應掌握度，過程與方法對應滿意度，情感態度與價值觀對應了投入度。

(二)“體育核心素養”概念的提出及其構成要素

尚力沛，程傳銀(2017)認為體育核心素養是適應個體的終身發展和社會生活的需要的關鍵素養，并提出體育核心素養的構成應該是包括體質與健康、體育技能和體育社會情感的多級指標體系[8]。《中國學生發展核心素養》中提出了六大核心素養與十八個基礎要點作為具體指標變量的核心素養框架。其中，與體育相關的有運動技能與習慣、健康知識與行為、體育品德與情感這三個一級指標。并將運動技能、運動習慣、健康知識、健康行為、體育品德和體育情感作為二級指標。趙鳳霞，程傳銀，張新輝，李菊紅(2017)從人的生物屬性，社會屬性與心理適應屬性的角度提出了“體育核心素養魚骨式模型”，并且認為體育核心素養包括了體育知識，技能，態度情感等，其中體質與技能的學習是基礎，體育態度的培養是關鍵，體育精神的形成是核心，終身體育的實現是最終目標。他們之間是相互支撐、相互促進的核心要素[14]。劉美英(2022)在基于體育核心素養下北京高中足球課程教學模式的研究中將體育核心素養分為運動能力、健康行為和體育品德三個維度，而且三者之間均呈現高相關性[13]。

綜合以上學者的研究結果，在本研究中“體育核心素養”的測量指標分別是體質與健康、體育技能、體育情感和終身體育。

(三)“體驗式教學”對“體育核心素養”的影響研究現狀

趙木橋，嚴宇文(2020)認為體驗式教育與體育核心素養的培養有密切的聯系。并提出了體驗式教育視角下體育核心素養培養的若干路徑[15]。朱紅博(2020)認為體驗式教育與體育游戲教學相結合不但能提高學生的身體素質，還有助于促進學生體育核心素養的培養和發展[16]。張國媛(2022)在對三所中學核心素養視域下體驗式教學的應用現狀進行研究后提出：核心素養是體驗式教學的出發點和歸宿，體驗式教學是指向核心素養的課堂變革[17]。

二、數據、變量與模型的提出

(一)數據與統計方法

2022年4-5月期間，對河北工程大學體育與健康工程學院中休閑體育與運動訓練兩個專業的學生發放調查問卷450份，回收問卷450份，剔除無效問卷后得到424份有效問卷。使用Spss 25.0以及Amos 24.0軟件對數據進行統計分析。主要統計方法為探索性因子分析，驗證性因子分析，結構模型路徑分析等。

(二)變量和測量模型

1.解釋變量：體驗式運動處方教學后學生的滿意度指的是體驗式教學模式下學生對于運動處方課程的滿意程度。是對教學目標中“教學過程與方法”的直接反映。測量采用李克特5級量表問卷，作為單一指標變量測得。

2.解釋變量：體驗式運動處方教學后學生的掌握度是體驗式教學模式下學生對于運動處方課程知識和技能的掌握程度。是對教學目標中“知識與技能”的直接反映。將學生運動處方課程的教學評價分為5個等級后，作為單一指標變量測得。

3.解釋變量：體驗式運動處方教學后學生的投入度是體驗式教學模式下學生對于運動處方課程的學習投入程度。是對教學目標中“情感態度與價值觀”的直接反映。測量采用李克特5級量表問卷，作為單一指標變量測得。

4.被解釋變量：體育核心素養是適應個體的終身發展和社會生活的需要的關鍵體育素養。它在測量上相應的也是多維的，是需要多個變量來構造的潛變量。在研究中不可直接測得，否則存在較大的測量誤差。測量潛變量使用反映型指標變量。這些指標從不同測量維度將潛變量反映出來。

5.體育核心素養一級指標：體質與健康

體質與健康是反映體育核心素養的一級指標之一，表示身體的體質和健康程度。它也是一個潛變量，與其所反映的指標標量共同構建一個二階測量模型。其反映的指標變量為測量變量，包括題項X1-X4。

6.體育核心素養一級指標：體育技能

體育技能是反映體育核心素養的一級指標之一，表示體育技能的認知和掌握程度。其也是一個潛變量，與其反映的指標標量共同構建一個二階測量模型。其反映的指標變量為測量變量，包括題項X5-X8。

7.體育核心素養一級指標：體育情感

體育情感是反映體育核心素養的一級指標之一，表示學生對于體育態度，情緒和價值觀等。其也是一個潛變量，與其反映的指標標量共同構建一個二階測量模型。其反映的指標變量為測量變量，包括題項X9-X12。

8.體育核心素養一級指標：終身體育

終身體育是反映體育核心素養的一級指標之一，表示學生對于終身體育的認知和實踐情況。它也是一個潛變量，與它所反映的指標標量共同構建一個二階測量模型。其反映的指標變量為測量變量，包括題項X13-X16。

9.“體育核心素養”潛變量的測量模型

如圖1所示，“體育核心素養”的測量模型為反映型二階測量模型，包括潛變量5個和16個可觀測的指標變量。

圖1 測量模型圖

(三)研究模型與研究假設

如圖2所示，本研究的預設模型為多指標多因素模型(MIMIC)。MIMIC模型(multiple indicators and multiple causes)是一種特殊的SEM模型。在MIMIC模型中，多觀察標識用于測量潛變量，可觀測的顯變量用來預測潛變量[18]。在圖2的左側中“滿意度”、“掌握度”與“投入度”均為顯變量作為模型的解釋變量，右側為“體育核心素養”潛變量作為模型的被解釋變量。但是“體育核心素養”作為一個假設構念(hypothetical construct)是無法直接測得的，必須由可觀測指標估算得出。所以體質健康、體育技能、體育情感和終身體育四個潛變量均為測量體育核心素養的下級構念。因此，體育核心素養測量模型是一個反映型二階測量模型。

圖2 假設結構方程模型圖

研究假設如下：

假設H1-1運動處方課程采用體驗式教學模式下學生的滿意度對學生體育核心素養的培養具有顯著的正向影響。

假設H1-2運動處方課程采用體驗式教學模式下學生的掌握度對學生體育核心素養的培養具有顯著的正向影響。

假設H1-3運動處方課程采用體驗式教學模式下學生的投入度對學生體育核心素養的培養具有顯著的正向影響。

三、實證研究結果分析

(一)描述性統計結果

如表1所示，在對424名大學生關于“體驗式教學”模式下運動處方課程對于體育核心素養的影響的問卷中各指標變量的描述性統計中可知，各指標變量的均值在3.047～3.682之間，標準差在0.957～1.259之間。

(二)測量模型的信度檢驗

問卷的信度檢驗就是對問卷的可靠性和可信度的檢驗，它主要是根據測驗工具所得結果的一致性或穩定性，反映被測數據真實程度的指標。信度分為內在信度與外在信度[19]。內在信度檢驗是檢測一組問題是否測量同一個概念、組成量表的各個題目的內在一致性程度如何，問卷的內在一致性越高，說明問卷的可信度就越高。本研究采用 Cronbach’s

Alpha 測量量表問卷的內在信度。在 Cronbach’s Alpha 測量中系數越大，表示問卷的內部一致性越高。系數的取值范圍在之間。研究者認為，系數 Cronbach’s Alpha 大于 0.9，表示問卷的內部一致性很高；Cronbach’s Alpha 系數在 0.8～0.9 之間，表示問卷的內部一致性較好；Cronbach’s Alpha 系數在 0.7～0.8 之間，表示問卷的內部一致性一般；Cronbach’s Alpha 系數在 0.7 以下，表示問卷的內部一致性較差[19]。

由表2可知，量表中16個問題項歸屬于四個維度的 Cronbach’s Alpha 系數都在 0.8以上，說明該問卷的內部一致性比較好，調查問卷可以作為本研究的研究工具。

表2 “體育核心素養”問卷的信度檢驗

體質與健康維度包括4個題項，Cronbach’s ɑ系數為0.901；體育技能維度包含4個題項，Cronbach’s ɑ系數為0.868；體育情感維度包含4個題項，Cronbach’s ɑ系數為0.858；終身體育維度包含4個題項，Cronbach’s ɑ系數為0.840。4個維度的“刪除題項后的Cronbach’s ɑ系數”均未大于各變量的Cronbach’s ɑ系數，除此之外，對觀測指標變量及其潛變量之間的CITC大多數在0.628～0.836之間，符合大于0.5的要求，這說明各個觀測變量與其所屬的潛變量的相關系數CITC都超過了0.5，這表明各個題目項的潛變量設置情況較好，說明問卷總體信度非常高。16個題目項都通過檢驗，不予刪除。Cronbach’s ɑ系數均大于0.8，說明問卷的信度水平高，量表具有很高的內部一致性和穩定性。

(三)測量模型的探索性因子分析結果

探索因子分析可以測量量表的結構效度，具體來說是判斷各個潛變量的測量指標變量是否具有穩定的有效結構，是由數據驅動的因子分析方法，是評價量表結構效度時最常用的指標。本文應用spss.25軟件對各維度構成進行檢驗。

使用因子分析進行效度分析時，首先要判斷是否滿足因子分析的條件，一般需要滿足兩個條件，其一是需要KMO值大于0.7；其二是Bartlett 的球形度檢驗的顯著性小于0.05，若滿足這兩個條件說明觀測變量適合做因子分析[20]。

“體育核心素養”問卷的探索性因子分析結果如表3顯示，問卷的KMO值為0.861，顯著大于標準0.70，Bartlett 的球形度檢驗值為3646.476，顯著性sig值為0.000，因此適合使用探索性因子分析方法。程序采取主成分分析法，擬抽取特征值大于1的因子，結果共提取出4個公因子。通過正交旋轉法旋轉后，可將16個觀測變量歸類為4個公因子，旋轉累計平方和是71.896%，大于60%，且每個指標變量的因子負荷(h2)均高于0.5，說明提取的4個因子所包含的信息較全面，各觀測變量按照理論預設聚合到各維度下。綜合以上分析說明，本文編制的《體育核心素養測量問卷》量表具有良好的結構效度。

表3 “體育核心素養”問卷條目的探索性因子分析結果

(四)測量模型的驗證性因子分析結果

驗證性因子分析是檢驗某一個因子與對應的觀測變量之間的關系是不是符合研究者預先設定的理論關系[20]。驗證性因子分析基于理論驅動，檢驗理論與數據的一致性。

本文主要使用驗證性因子分析計算各潛變量的收斂效度和區別效度，一般要求觀測變量的標準化因子載荷大于0.5，才能認為量表具有較好的建構效度；組合信度(CR)也是判斷量表質量的標準之一，反映了每個潛變量中所有觀測變量是否一致性地解釋該潛變量。一般要求組合信度CR大于0.7，說明每個潛變量中所有觀測變量可以一致性地解釋該潛變量。平均方差萃取量(AVE)是為了測量各潛變量的聚斂效度和區別效度，主要是解釋潛變量的變異量多少是來自測量誤差，一般認為平均方差萃取量越大，相對測量誤差就越小。根據前人的研究可知潛變量平均方差萃取量如果大于0.5，且潛變量平均方差萃取量的算數平方根大于該潛變量與其他潛變量的相關系數，則說明量表的不同變量之間有很好的聚斂效度和收斂效度。

使用AMOS24.0對本文所構建的測量模型與指標變量進行二階驗證性因子分析(二階CFA),根據探索性因子分析結果建立驗證性因子模型，通過測量模型的擬合指標、因子載荷等指標來判斷本文所構建的測量模型是否合適，若符合標準，則說明本文所建的模型與測量題目可以有效測量“體育核心素養”這一潛變量。

由表4可知，驗證性因子分析的模型擬合結果。X2/df為1.523，小于3；GFI為0.959，大于0.9 ；NFI為0.959，大于0.9；CFI和TLI均大于0.9，RMR為0.044，小于0.05；RMSEA為0.035，小于0.05，模型的擬合指標均達到要求，表明測量模型的擬合程度良好。

表4 “體育核心素養”問卷的驗證性因子分析結果

收斂效度(Convergent Validity)是指當采用兩種不同的測量工具來測量同一概念時所獲得的分類是高度相關的[17]。本研究依據榮泰生(2009)的建議，通過組合信度(CR)和平均方差提取值(AVE)來檢驗收斂效度，要求組合信度>0.7，AVE>0.5為達到標準[21]。

各變量觀測值因子載荷、組合信度(CR)和平均方差提取值(AVE)見表所示。量表中X1-X16題目項的標準化因子載荷值在0.660～0.909之間，且P<0.001，說明各維度的收斂效度較高，測量量表中“體質與健康”等4個維度的組合信度(CR)均大于0.7達到標準，AVE均大于0.5達到標準。說明潛變量與各測量指標變量存在顯著的關系，量表的測量模型各維度收斂情況非常好。

由表5可知，測量量表中的4個潛變量之間的相關系數在0.222～0.330之間，4個潛變量的AVE的算數平方根值在0.754～0.835之間。所有變量的AVE算數平方根值都大于各潛變量之間的相關系數，因此說明量表中各維度之間有很好的區分效度。

表5 “體育核心素養”維度的相關分析結果

(五)研究模型擬合結果

結構方程模型適配檢驗指標的依據：卡方自由度的比值應在1～3間；漸進殘差均方和平方根 RMSEA(Residual mean square error of approximation)值應介于0.05～0.08，若低于0.05說明適配非常好；適配度指數GFI值一般認為應大于0.9；增值適配度指數CFI值應大于0.9；非規準適配指標TLI值應在0.9以上；一般認為樣本數應大于200[22-23]。

模型運行擬合指標如表6所示，擬合指標情況為：x2/df=1.555，小于3。GFI=0.950，AGFI=0.934，大于0.9；NFI=0.946，TLI=0.976，CFI=0.980，均大于0.9；RMR=0.05，RMSEA=0.036。整體研究模型的擬合指標均達到要求，表明預設的研究模型得到了實證數據的驗證和認可，接下來可以對結構模型的路徑進行驗證和分析。

表6 研究模型擬合結果 N=424

(六)假設檢驗與路徑分析

1.體驗式運動處方教學模式的滿意度與體育核心素養之間關系的假設驗證

滿意度對體育核心素養的路徑系數為0.290，t值為5.352，對應的顯著性P=0.000< 0.001，因此表明，運動處方課程采用體驗式教學模式下學生的滿意度對學生體育核心素養的培養具有顯著的正向影響，故假設H1-1成立。

表7 假設檢驗結果

從滿意度對體育核心素養路徑系數為正，并且具有統計學意義來分析，說明學生對于體驗式運動處方教學模式的滿意度越高，體育核心素養培養的效果越好。驗證結果證實了在體驗式教學模式中“過程與方法”這一教學目標對于體育核心素養的發展具有非常重要的意義。合理的使用教學手段和有效的教學方法，提高學生的滿意度可以影響到學生體育核心素養的發展水平。

2.體驗式運動處方教學模式的掌握度與體育核心素養之間關系的假設驗證

掌握度對體育核心素養的路徑系數為0.279，t值為5.241，對應的顯著性P=0.000<0.001，因此表明，運動處方課程采用體驗式教學模式下學生的掌握度對學生體育核心素養的培養具有顯著的正向影響，故假設H1-2成立。

從掌握度對體育核心素養路徑系數為正，并且具有統計學意義來分析，說明學生對于體驗式運動處方中知識與技能的掌握程度越高，體育核心素養培養的效果越好。驗證結果證實了在體驗式教學模式中“知識與技能”這一教學目標對于體育核心素養的發展具有非常重要的意義。所以，教師在教學中對于運動處方課程中的基礎理論知識和實踐操作流程應該得到更多的重視。

3.體驗式運動處方教學模式的投入度與體育核心素養之間關系的假設驗證

投入度對行為意向的路徑系數為0.459，t值為7.640，對應的顯著性P=0.000<0.001，因此表明，運動處方課程采用體驗式教學模式下學生的投入度對學生體育核心素養的培養具有顯著的正向影響，故H1-1假設成立，故假設H1-3成立。

從投入度對體育核心素養路徑系數為正，并且具有統計學意義來分析，說明學生對于體驗式運動處方教學中投入的時間和精力越高，體育核心素養培養的效果越好。驗證結果證實了在體驗式教學模式中“態度情感與價值觀”這一教學目標對于體育核心素養的發展具有非常重要的意義。學生投入度是學生主觀能動性的體現和自主學習動機的反映。在3個解釋變量中，投入度對體育核心素養的發展的影響因素最大。從擬合后的標準化結構模型(圖3)來看，投入度變量每上升1個標準差，體育核心素養變量就有45.9%的提升。因此，在體驗式運動處方教學中使學生明確運動處方的意義和重要性，提高學生的學習動機，創造良好的學習環境對于學生體育核心素養的發展是非常必要的。

圖3 結構方程模型路徑圖

(七)不足之處與后續的研究啟發

本研究使用結構方程模型對于高校體育專業學生運動處方課程的體驗式教學模式下的情感態度等因素對于其體育核心素養培養的影響進行了研究，為以后的相關研究方向實證研究的可行性打下來基礎，可以對其他課程下多種教學模式學生的情感態度等因素對于其培養目標的影響等相似研究有啟發作用。為今后的研究提供力所能及的的參考外，希望得到其他學者的指正和批評。

不足之處一，本研究的研究樣本抽取范圍較小，沒有在更多的高校范圍內抽取樣本進行實證研究，其他學者可以在后續研究中抽取多所高校的體育專業學生樣本來驗證研究結果。

不足之處二，在本研究中雖然對于編訂的《體育核心素養測量量表》進行了信度和效度檢驗，最終的測量模型也得到了實際數據的擬合，但是并沒有對測量模型的不變性等特征進行考察。后續研究中可以采集更多的樣本數據，采用測量模型的多群組模型比較的方法，從而進一步完善測量模型的精度和穩定性。

不足之處三，本研究只是從數據整體上進行了結構方程模型研究。并未考慮性別差異、年齡差異因素等控制變量對模型的影響。后續研究的啟示，可以從性別、年齡、城市或農村來源等特征的差異會導致本研究模型中“滿意度——體育核心素養”，“掌握度——體育核心素養”，“投入度——體育核心素養”的三條路徑系數在不同組別中產生差異性變化。

四、結論與建議

(一)結論

本研究對高校體育專業424名大學生運動處方課程采用體驗式教學模式下的滿意度、掌握度和投入度三要素對其“體育核心素養”培養影響的實證研究后發現：

1.制訂的《體育核心素養測量量表》的信度和效度較好，體育核心素養測量模型包含體質與健康、體育技能、體育情感和終身體育4個測量維度。測量模型與數據的擬合度較好，說明預設測量模型被數據支持，能夠真實反映“體育核心素養”潛變量測得水平。

2.在體驗式運動處方教學后學生的滿意度對其體育核心素養的培養具有顯著的正向作用(0.290***，t=5.352，p<0.001)；

3.在體驗式運動處方教學后學生的掌握度對其體育核心素養的培養具有顯著的正向作用(0.279***，t=5.241，p<0.001)；

4.在體驗式運動處方教學后學生的投入度對其體育核心素養的培養具有顯著的正向作用(0.459***，t=7.640，p<0.001)。

5.從結構模型的路徑系數分析來看，對“體育核心素養”的培養的影響要素的強度從大到小排序為：投入度>滿意度>掌握度。表明學生在體驗式學習過程中的自我投入程度，以及其體驗感是對體育核心素養發展最重要的因素。因此教師在進行教學設計和教學過程中，引導學生的興趣和增加學生的體驗感來引發學生的投入程度才是關鍵。

(二)建議

1.加強運動處方教材的改革，創新教學內容和教學過程，提高學生的滿意度

從研究結果可知，學生的滿意度對體育核心素養的培養具有顯著的正向促進作用。學生的滿意度數值每提高一個標準差，會對體育核心素養的培養產生29%的促進。因此，運動處方課程應該圍繞課程標準進行教材和教學內容的改革，針對學生的體驗進行合理的開方，對于基礎理論知識教學要選擇靈活多變的教學方式和過程。例如在教學過程中加入項目式教學過程，讓學會從做中學。把具體的教學過程，分解成不同階段的、學生便于參與的項目。讓學生在體驗中學習技能，驗證知識。如在項目式體驗教學中，合理的設置運動處方實踐操作的難度，讓學生切實體會到知識的運用。另外可以分別組織項目間比賽，提高學生的競爭意識，從而提高學生對于教學模式的滿意度。

2.采用多元化的教學評價手段，提高學生對于知識和技能的掌握程度

教學評價間接反映了學生對運動處方課程的知識和技能的掌握情況。教師在對學生進行教學評價時不能過分的關注知識的掌握情況，而應該對于學生的事件技能，學習行為，學習態度以及情感的變化都要有相應的考察。體驗式教學能夠關注學生整個學習的過程，時學生從親身體驗中學到知識，因此在教學評價體系的制訂不能追求單一的考試結果，應該多設計過程性的評價，采用多元的教學評價體系，隨時感受學生的反饋和信息，引導學生從多方面多角度的綜合學習運動處方課程，從而才能使學生能夠更好的，全面的掌握課程的知識和技能。因此才能達到對學生體育核心素養的培養和發展。

3.使學生明確學習動機，采用案例教學結合網絡課程內容，提高學生的學習投入度

從研究結果可知，學生的投入度對體育核心素養的培養具有非常顯著的正向促進作用。在三個解釋變量中，投入度對被解釋變量的影響效果最強。要想提高學生的投入，就要首先明確學生的學習動機。學生在首次接觸運動處方課程時可能會存在學習動機不足的情況，如不明確運動處方的學習和掌握與自己是否有切實的利害關系。教師在進行教學引導的時候，可以運用具體事例與具體情境，讓學生明確運動處方課程的內容是關系到自己與親人的身體健康，生活品質的重要知識和技能，從而激發學生的直接學習動機。在教學中，多采用案例教學法讓學生親自去參與和實踐，從實踐中驗證所學的知識。在課堂上，靈活使用網絡平臺，適時加入擴展知識內容，讓學生通過課堂的引導自主的利用網絡進行學習。課后也可以利用網絡手段，結合項目教學，結合多元化的教學評價，布置一定的自主學習任務。從而提高課堂教學質量，形成“課堂教學——網絡——反饋信息——項目教學——自主學習——教學評價——課堂教學”良好教學循環路徑。從而提高學生的投入度，促進學生體育核心素養的發展。