促進青少年體育鍛煉和健康幸福的路徑：基于自我決定理論模型構建

項明強

Guangzhou Sport University，Guangzhou 510500，China.

行為醫(yī)學表明，有規(guī)律適量的體育鍛煉有助于增強身心健康，若較少或不參加體育鍛煉會導致一些生理健康（比如高血壓）和心理健康（比如抑郁）問題，進而降低其生活質量甚至縮短生命［11］。盡管有這種威脅，但我國青少年參加體育鍛煉水平仍然很低，導致其體質的一些重要指標（比如力量、速度、爆發(fā)力、耐力等）連續(xù)25年下降，甚至出現(xiàn)跑步猝死事件［4］。這一現(xiàn)象引起了社會各界的廣泛關注，2007年，中共中央、國務院頒布《關于加強青少年體育增強青少年體質的意見》［1］，全國各地采取多種措施加強學校體育工作，以億萬學生“陽光體育運動”為載體，努力提高中、小學生體育鍛煉水平和促進身體素質提升；楊則宜（2008）探討了我國青少年學生體質的現(xiàn)狀、問題與對策［7］。應指出的是，這些研究多數(shù)從外在因素探討促進青少年體育鍛煉。研究者認為，提高青少年體育鍛煉水平不能僅從經(jīng)濟投入、政策制定等外部條件入手，更應該提高青少年的健身意識和激發(fā)其鍛煉動機。例如，章建成等（2012）對全國8所城市28 648 名青少年課外體育鍛煉的影響因素進行了調研，發(fā)現(xiàn)影響因素前兩位為鍛煉興趣、鍛煉動機，而經(jīng)濟和政策等因素只是制約青少年課外體育鍛煉參與的充分條件而非必要條件［8］。因此，激發(fā)鍛煉動機是促進青少年參加和維持體育鍛煉的關鍵因素，也是開展學校體育教育和“陽光體育運動”重要工作之一。

自我決定理論（self－determination theory，以下簡稱SDT）是美國學者Ryan和Deci（2000）提出的［26］，該理論將動機分為內部動機、外部動機和無動機3種類型，其中，內部動機是指人們因活動本身的興趣驅動而從事某種行為；外在動機是由活動的外部結果所引起的；無動機是指個體對活動不產(chǎn)生任何動機，導致個體不參加或停止活動。根據(jù)自我整合水平不同，SDT 將外在動機劃分為外在調節(jié)（external regulation）、內攝調節(jié)（introjected regulation）、認同調節(jié)（identified regulation）和整合調節(jié)（integrated regulation）4種類型，構成從自主性最弱到較強的連續(xù)體［26］。外在調節(jié)和內攝調節(jié)由于源于外在結果和缺少自我決定而被歸為控制型動機（controlled motivation），例如，參加體育活動是為了避免別人嘲笑其肥胖（外在調節(jié)），或者為了避免自身體弱而產(chǎn)生內疚感和自我責備（內攝調節(jié)）。認同調節(jié)和內在調節(jié)由于源于內在結果和具有較多的自我決定而被歸為自主型動機（autonomous motivation），例如，認為參加體育鍛煉能獲得愉快體驗、社會交往等心理益處（認同調節(jié)），或者認為體育鍛煉完全符合個體“生命在于運動”的價值觀（整合調節(jié)）。Ryan 等（2009）提出，自主型動機不僅能直接促使個體激發(fā)和維持持久體育鍛煉，而且能也會對個體的情緒體驗、心理健康、內外定向等產(chǎn)生間接而長遠的影響；而控制性動機雖能激發(fā)個體體育鍛煉，但不能長期地維持體育鍛煉［27］。

那么，有哪些因素能促使自主型動機的形成呢？鑒于此，SDT 提出自主、能力和關系3種基本心理需要的概念，認為基本心理需要是聯(lián)接外部環(huán)境與個體動機與行為的核心，當環(huán)境因素支持基本心理需要的滿足時，就會促進內在動機及外在動機的內化［14］。自主需要（autonomy need）是指個體能感知到行為和思想可以自由選擇和決定，產(chǎn)生自我決定感，例如，青少年可以自由選擇多種體育活動。能力需要（competence need）是指在與社會環(huán)境相互作用時所體驗到的掌控感和勝任感，例如，青少年能感覺到自己可掌握體育運動技能，或可應對訓練比賽中的挑戰(zhàn)。關系需要（relatedness need）指個體需要來自周圍環(huán)境或其他人關愛、理解和支持，體驗到歸屬感，例如，青少年感覺到有與體育教師、同學保持密切聯(lián)系的需要。同時，SDT 還強調體育教師或教練員的自主性支持是促進個體運動基本心理需要滿足的重要因素之一［14］。SDT 被提出后，不少學者轉而關注各變量之間關系［15，30］。概括而言，這些變量的理論路徑如圖1所示。

圖1 基于SDT 的運動動機理論模型示意圖Figure 1.The Motivation Theory Model based on SDT

可見，從SDT 的動機路徑來促進青少年體育鍛煉和健康幸福是一種有效方式。然而，國內對該領域研究尚待加強，尤其是鮮見基于SDT 促進青少年體育鍛煉和健康幸福的研究。鑒于此，研究者結合本土化研究取向，借鑒SDT 對動機的分類，試圖構建促進青少年體育鍛煉和健康幸福的動機路徑模型。同時，考慮到主觀活力是健康心理乃至幸福心理的重要指標［28］，本研究擬探討基本心理需求和自主型動機兩個變量在體育教師所提供的自主性支持環(huán)境對青少年體育鍛煉和健康幸福影響中所起的中介效應。

1 研究方法

1.1 研究對象

在廣東省選取4 所中學，除1 所未抽取高二年級外，其他每個學校每個班隨機抽取一個班級進行調查。共發(fā)放問卷700份，剔除36份（剔除標準包括中途停止回答、關鍵問題不選、未選題項總和超過5 項，以及明顯表現(xiàn)出隨意回答的問卷），回收有效問卷為664 份。調研中，男性332名，女性332 名；城鎮(zhèn)學生286 名，農(nóng)村學生378 名；年齡為14.86±1.99歲；初一、初二、初三、高一、高二和高三比例分別為24.70%、23.34%、17.47%、13.86%、7.08%、13.55%。

1.2 研究量表

1.2.1 運動自主支持量表

采用Williams和Deci（1996）編制的運動自主性支持量表完整版本［34］。共15個題目，例如，“我覺得，體育老師向我提供多種選擇活動”，單一維度。量表采用Likert七點計分，從“非常不符合”到“非常符合”分別記1～7 分。驗證性因子分析發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)擬合度不夠理想。根據(jù)模型的修正指數(shù)和標準化負荷對模型進行修正，去除標準化負荷為0.06（P＞0.05）的第14 題，即“在采用新教學方法之前，體育老師會努力理解我的看法”。修正后的結構方程模型擬合指數(shù) 為：χ2＝353.076，df＝74，χ2／df＝4.77，RMSEA＝0.075，CFI＝0.955，NFI＝0.945，IFI＝0.956，GFI＝0.922。吳明?。?011）認為，在檢驗性因子分析及結構方程模型構建中，χ2／df小于5尚可接受，小于2為良好，RMSEA應小于0.08（越小越好），CFI、NFI、RFI、IFI、GFI應大于0.9（越大越好），這樣數(shù)據(jù)與模型擬合才符合標準［5］。可見，本研究修訂后量表結構效度較好，達到模型擬合標準。信度檢驗顯示，量表Cronbach＇sα系數(shù)為0.93。

1.2.2 運動基本心理需要量表

采用Vlachopoulos和Michailidou（2006）編制的運動基本心理需要量表［32］。共12 個題目，例如，“我參加的運動項目非常符合我的選擇和興趣”，采用Likert七點計分。量表分3個維度，為自主需要、能力需要和關系需要，每個維度包括4個題目，量表采用Likert七點計分。驗證性因子分析表明，χ2＝177.69，df＝52，χ2／df＝3.41，RMSEA＝0.07，CFI＝0.902，NFI＝0.923，IFI＝0.935，GFI＝0.952，符合模型擬合標準。自主、能力和關系需要3 個分量表的Cronbach＇sα值分別為0.94、0.91、0.95。

1.2.3 運動行為調節(jié)量表

選用Markland（2011）編制的第2 版本運動行為調節(jié)量表（BREQ－2）［19］。該量表分為無動機、外在調節(jié)、內攝調節(jié)、認同調節(jié)和內在調節(jié)5 個維度，共19 題，例如，“因為他人的建議而參與運動”，采用Likert七點計分。由于在實踐中很難區(qū)分整合調節(jié)和內在動機，故量表沒有測量整合調節(jié)［12］。驗證因子分析結果顯示，數(shù)據(jù)擬合不夠理想。進一步分析發(fā)現(xiàn)第17題“若不經(jīng)常進行運動，我會變得焦躁不安”，其負荷指數(shù)非常低，僅為0.26（P＞0.05），這一結果與Moustaka等（2011）的驗證結果相一致［20］。故對模型進行修正，去除第17題，剩余18題，其中，無動機4 題，外在調節(jié)4題，內攝調節(jié)3 題，認同調節(jié)3 題，內在調節(jié)4題。經(jīng)修正后模型擬合指數(shù)為：χ2＝457.238，df＝127，χ2／df＝3.600，RMSEA ＝0.063，CFI＝0.914，NFI＝0.886，IFI＝0.915，GFI＝0.927，基本達到模型擬合標準。量表Cronbach＇sα為0.756。

1.2.4 體育鍛煉量表

采用Godin（1985）的業(yè)余時間體育鍛煉量表［18］，該問卷要求受測者填寫在“1周內進行了多少次15 min的劇烈運動（為a值），多少次15min的適度運動（為b值）和多少次15min的輕度運動（為c值）”。最后，體育鍛煉分數(shù)計算公式為9a＋5b＋3c。

1.2.5 主觀活力量表

采 用Ryan 和Frederick（1997）編制的主觀活力量表［28］，共7個題目，例如，“我感覺到生氣勃勃”，單一維度量表，采用Likert七點計分。驗證性因子分析表明，χ2＝65.34，df＝14，χ2／df＝4.67，RMSEA＝0.074，CFI＝0.967，NFI＝0.958，IFI＝0.958，GFI＝0.974，符合模型擬合標準。量表的Cronbach＇sα值為0.807。

1.3 數(shù)據(jù)處理軟件

使用SPSS 16.0和Amos 17.0軟件進行數(shù)據(jù)分析。

2 研究結果

2.1 共同方法偏差控制和檢驗分析

本研究由于采用國外翻譯量表進行測量，且所有項目均由青少年回答，因此，測量中可能存在共同方法偏差（common method bias）。為此，在翻譯上述5 套量表時，研究者請2名大學英語教師對量表進行雙重翻譯，以確保量表內容的一致性。考慮到受測者為中學生，將“coach”翻譯為“體育老師”。在數(shù)據(jù)收集過程中，采用班級統(tǒng)一施測，現(xiàn)場收回方式，并強調保密性和告知受測者“若有不適，可以在任何時候結束回答問卷”來控制。在數(shù)據(jù)分析過程中，對每個量表進行驗證性因子分析和信度檢驗，同時，采用Harman單因子方法檢驗共同方法偏差［24］。具體方法是將5個量表的所有項目進行未旋轉的主成分因素分析。結果顯示，共有11個因子特征根值均大于1，且第1 個因子解釋的變異量只有15.23%，小于40%，可見本研究的共同方法變異問題并不嚴重。

2.2 自主性支持、基本心理需要、行為調節(jié)對體育鍛煉和主觀活力的回歸分析

采用回歸分析方法，考察自主性支持、基本心理需要和行為調節(jié)3個自變量分別對青少年體育鍛煉和主觀活力的預測作用（表1）。

由表1可知，自主性支持、3種基本需要和自主型動機（認同調節(jié)和內在調節(jié)）均可對青少年體育鍛煉和主觀活力有正向的預測作用，無動機對青少年的主觀活力有負向預測作用。進一步比較發(fā)現(xiàn)，在3種基本需要預測方面，自主需要（β＝0.16，P＜0.01）對體育鍛煉的預測能力最強，能力需要（β＝0.39，P＜0.001）對主觀活力的預測最強；在行為調節(jié)預測方面，認同調節(jié)（β＝0.23，P＜0.01）對體育鍛煉的預測能力最強，內在調節(jié)（β＝0.28，P＜0.001）對主觀活力的預測最強。

表1 本研究自主性支持、基本心理需求、行為調節(jié)對體育鍛煉和主觀活力的回歸分析一覽表Table 1 Regression Analysis of Autonomy Support，Basic Psychological Needs，Behavioral Regulations for Physical Exercise and Subjective Vitality

2.3 促進青少年體育鍛煉和主觀活力的模型分析

在結構方程模型中潛變量觀測指標的設置上，本研究借鑒侯杰泰等（2004）的“合并成項目小組（parcel），求每組題目的平均數(shù)（或加權平均數(shù)）作為潛變量的新指標”的方法［2］。自主性支持采用14 個題目的平均分作為觀測指標；基本需要包括自主需要、能力需要和關系需要，故采用其平均值作為觀測指標；在行為調節(jié)方面包括無動機、外在調節(jié)、內攝調節(jié)、認同調節(jié)、內在調節(jié)5 個因子，故采用相對自主指數(shù)（Relative Autonomy Index，簡稱RAI）作為自主型動機的觀測指標［19］，其計算公式為：RAI＝3×整合調節(jié)＋2×認同調節(jié)－內攝調節(jié)－2×外在調節(jié)－3×無動機，得分越高表明動機定向具有更多的自主性；體育鍛煉采用Godin量表鍛煉分數(shù)指標［18］，其計算公式為：9×劇烈運動次數(shù)＋5×適度運動次數(shù)＋3×輕度運動次數(shù)；主觀活力采用7個題目平均分作為觀測指標。

依據(jù)SDT 理論模型（圖1），以自主性支持為前因變量，基本心理需求、自主型動機為中介變量，體育鍛煉和主觀活力為結果變量，采用Amos 17.0構建完全中介和部分中介兩個假設模型。模型1為完全中介模型：假設自主性支持感會影響基本心理需要的滿足，基本心理需要又會影響自主型動機，并最終影響體育鍛煉和主觀活力?？梢姡Ｐ?只有1條路徑，即自主性支持通過基本心理需求和自主型動機的系列中介變量（用“基本心理需求×自主型動機”表示）間接影響青少年體育鍛煉和主觀活力。

模型2為部分中介假設模型。與模型1 的區(qū)別是，模型2還增加了3條路徑，1）自主性支持可直接影響體育鍛煉和主觀活力；2）自主性支持通過基本心理需求的中介變量間接影響體育鍛煉和主觀活力；3）自主性支持通過自主型動機的中介變量間接影響體育鍛煉和主觀活力。輸出各項模型擬合指數(shù)見表2。

表2 本研究3組結構方程模型擬合指數(shù)之間比較一覽表Table 2 Comparison among Three Structural Equation Model Fitting Index

從表2可知，模型1中的χ2／df為59.430，＞5，RMSEA 為0.626，＞0.08，CFI，NFI，RFI，IFI，GFI5 項 指 標 小于0.9，未達到“好”模型標準，可放棄。模型2 的χ2／df為1.550，＜2，RMSEA 為0.029，＜0.08，CFI，NFI，RFI，IFI，GFI5項指標均大于0.9，故模型2達到擬合標準。

進一步分析發(fā)現(xiàn)，模型2中的自主性支持對體育鍛煉的直接效應量標準化回歸系數(shù)（即路徑系數(shù)）為0.04，未達到顯著性水平（P＞0.05），故刪除該路徑，獲得修正中介模型2a（結果見表2 中的模型2a）。從表2 可知，模型2a與 模 型2 相 比，χ2／df減 少 了0.32，RMSEA 減 少 了0.01，可見模型2a優(yōu)于模型2，故本研究接受修正中介模型2a，其標準化路徑如圖2所示。

為更清晰顯示變量間的相互關系，表3 列出了圖2 中標準化路徑系數(shù)的分解結果。由表3 可知，自主性支持對體育鍛煉影響只有中介變量，其中，基本心理需要的中介效應量所占的比例最高，達到75.9%；在自主性支持對主觀活力影響，同時存有直接變量和中介變量，但基本心理需要的中介效應量所占的比例仍為最高，占中介變量效應量的92.1%，占所有效應量的50.6%。

圖2 本研究促進青少年體育鍛煉和主觀活力的自主型動機路徑示意圖Figure 2.The Autonomous Motivation Path for Promoting Teenagers’Physical Activity and Subjective Vitality

表3 本研究模型2a中各變量間的效應值分解一覽表Table 3 Decomposition the Variables Effect of Model 2a

3 討論

3.1 自主性支持對青少年體育鍛煉和健康幸福的促進作用

回歸分析表明，自主性支持對青少年體育鍛煉和主觀活力均有正向的預測作用，這與基于SDT 的自主性支持環(huán)境相關研究結果一致。如Hagger等（2003）研究表明，體育教師的自主支持可以預測中學生課余時間參加體育鍛煉的狀況［17］。Fortier等（2007）發(fā)現(xiàn)，父母為青少年體育活動提供自主性支持環(huán)境可讓更積極地參加體育鍛煉［16］。這些結果說明了來自體育教師、父母的自主性支持都有利于促進青少年參加體育鍛煉。但應指出的是，本研究結構方程結果顯示，自主性支持對體育鍛煉的準化路徑系數(shù)未達到顯著水平（P＞0.05），原因可能是在結構方程構建模時，存在較多中介變量，導致直接效應量的減弱。結合本研究和以往研究成果，研究者認為，在開展學?！瓣柟怏w育運動”和提升青少年健康幸福水平時，體育教師應為青少年提供自主性支持環(huán)境。所謂的“自主性支持”就是通過情感或行為，幫助青少年尋找體育鍛煉的內在動力，激發(fā)和培養(yǎng)個體的內在運動動機。具體策略是用非控制性方法為青少年提供相關運動信息，給予充分選擇機會，鼓勵自我調節(jié)和自我啟發(fā)。

3.2 基本心理需要對青少年體育鍛煉和健康幸福的促進作用

Deci和Ryan（2000）認為自主、能力和關系3種基本心理需要是滿足個體成長的滋養(yǎng)品，這3種基本心理需要缺一不可，否則個體將不能生存和發(fā)展［14］。本回歸分析表明，3種基本需要對青少年的體育鍛煉和主觀活力均有正向預測作用，證實基本心理需要的重要性，另外，SDT 特別重視人的自主需要的滿足；其次是能力需要；最后是關系需要，但本研究卻證實了3種基本需要預測能力不一。在體育鍛煉方面，自主需要預測能力最強，雖與SDT 重視自主需要地位相一致，但與國外學者以中學生作為研究對象所獲得結果不一致。如在Taylor等［31］（2010）、Ntoumanis［22］（2001）研究中發(fā)現(xiàn)，能力需要的地位最高。原因可能是在中國文化背景下學校體育對學生運動技能要求不高，有些學校為了避免體育課上意外事故，甚至不敢開展單雙杠、跳馬、鉛球等項目，只能是“放養(yǎng)”或做游戲性活動，導致能力需要地位逐漸消弱。在主觀活力方面，能力需要預測能力最強，提示中國青少年所掌握的體育鍛煉技能，雖然不能最強預測其參加體育鍛煉，但能提升其主觀活力感和幸福感?？梢?，本研究回歸分析研究揭示了3種基本需要地位會受不同結果變量和不同文化背景影響。

總之，在促進青少年體育鍛煉和健康幸福的路徑中，滿足青少年基本心理需要是至關重要的。具體策略為：1）提供一些可供選擇的語言，而不是受控的語言，如，“你可能想要”而不是“你必須”，以滿足青少年自主需要；2）建立良好師生關系或同學關系來滿足青少年的關系需要；3）設置中度難度并具有挑戰(zhàn)性體育活動任務來滿足青少年的能力需要。

3.3 自主型動機對青少年體育鍛煉和健康幸福的促進作用

SDT 按照自主程度從低到高界定了不同行為調節(jié)，依次為無動機、外在調節(jié)、內攝調節(jié)、認同調節(jié)、內在調節(jié)，當個體產(chǎn)生了自主程度較高的行為調節(jié)，越容易產(chǎn)生持久體育鍛煉和幸福感［26］。本研究回歸分析表明，內在調節(jié)和認同調節(jié)這兩種自主型動機可正向預測體育鍛煉和主觀活力；外在調節(jié)和內攝調節(jié)這兩種控制型動機不能預測青少年體育鍛煉和主觀活力；而無動機對青少年的主觀活力具有負向預測作用。這一研究結果國內外研究基本一致，如Pelletier等（2001）在長達兩年時間里對加拿大的年輕游泳運動員（平均年齡為15.6歲）進行游泳訓練持久性研究，發(fā)現(xiàn)內在調節(jié)可預測22個月的訓練行為；認同調節(jié)可預測10個月訓練行為；內攝調節(jié)可激發(fā)游泳訓練，但只能預測不足10個月訓練行為；而外在調節(jié)不能預測個體訓練行為的持久性［23］。此外，國內學者孫開宏和季瀏（2010）以242名初中女生為研究對象，研究表明，自主支持感可以促進自主型動機（內在動機和認同調節(jié)）的發(fā)展，從而提高中學生體育鍛煉的意向［3］。

應指出的是，本研究揭示了認同調節(jié)對體育鍛煉的預測能力最強，這一結果不但與SDT 理論相矛盾，也與Taylor 等（2010）以中學生為研究對象結果不一致［31］。Taylor等采用縱向研究方法，發(fā)現(xiàn)內在調節(jié)是預測青少年業(yè)余體育鍛煉最強動機。研究者認為，導致不一致的原因可能是受跨文化適應的影響。在中國傳統(tǒng)文化背景下，由于經(jīng)濟水平和社會地位的原因使形象羸弱的文人成為傳統(tǒng)社會標準精英和學習榜樣，逐漸形成了根深蒂固的“文弱”審美觀念。時至今日，“斯文”、“文靜”等字詞仍然是對青少年的褒獎，再加上高強度的學習壓力，真實展現(xiàn)了“勤于學，而懶于動”的學習生活狀態(tài)。這與歐洲和日本“尚武精神”形成了鮮明的反差和對比。因此，在中國傳統(tǒng)文化背景下，青少年參加體育鍛煉動力更多的是獲得愉快體驗、社會交往等心理益處（認同調節(jié)），而不是體育鍛煉本身的興趣驅動引起的（內在調節(jié)）。但內在調節(jié)卻是預測主觀活力最強動力，提示當青少年熱愛體育鍛煉本身的活動時，其健康幸福水平就會得到大幅度提升?？傮w而言，自主程度越高的行為調節(jié)越可正向預測體育鍛煉和主觀活力。因此，激發(fā)認同調節(jié)、內在調節(jié)這一自主型動機對促進青少年的體育鍛煉和健康幸福也是至關重要的。

3.4 結構方程模型中各中介變量的促進作用

SDT 認為，自主性支持環(huán)境對運動動機、鍛煉行為及后續(xù)持久健康幸福的影響作用，存在復雜的中介過程［27］。本研究結構方程模型證實了這一觀點，自主性支持感對體育鍛煉和主觀活力影響存有4條途徑：1）直接影響主觀活力；2）通過基本心理需求中介變量間接影響體育鍛煉和主觀活力；3）通過自主型動機中介變量間接影響體育鍛煉和主觀活力；4）通過基本心理需求×自主型動機的系列中介變量間接影響體育鍛煉和主觀活力。

進一步比較發(fā)現(xiàn)，在自主性支持對青少年體育鍛煉和主觀活力影響的3個中介變量中，基本心理需要的中介效應量所占的比例最高，體育鍛煉方面占75.9%，主觀活力方面占92.2%，這也導致了基本心理需要是最受研究者關注的中介變量。例如，Ntoumanis（2005）以英國302 名青少年為研究對象進行研究，發(fā)現(xiàn)教師的自主性支持教學可以預測學生自主、能力和關系3種基本心理需要，從而進一步預測學生自主型學習動機［21］。Cox 等（2008）探討教師自主性支持教學對中學生體育學習動機的影響時，也發(fā)現(xiàn)教師的支持水平能正向預測學生的3種基本心理需要，從而正向預測學習的自主調控水平［13］。國內學者朱曉娜等（2011）以大學生運動員為研究對象，結果表明基本心理需要可中介教練員自主支持和訓練滿意感［9］?？梢姡?種基本心理需要是聯(lián)接外部環(huán)境與個體動機和行為的核心。因此，基于SDT 應用研究更應關注青少年基本心理需要的滿足，當環(huán)境因素支持3種心理需要的滿足時，就會促進青少年參加體育鍛煉和提升健康幸福水平。

相比基本心理需要這一中介變量，自主型動機的中介變量效應減弱很多，體育鍛煉方面占12.6%，主觀活力方面僅占4.11%。原因是自主性支持對自主型動機影響的路徑系數(shù)為0.08，雖達到顯著性水平（P＜0.05），但遠遠低于自主性支持對基本心理需要的路徑系數(shù)（為0.44），自主型動機形成主要是通過基本心理需要滿足來實現(xiàn)的。結構方程模型還顯示，自主性支持可通過基本心理需要和自主型動機這一系列中介影響體育鍛煉和主觀活力。由此可認為，滿足基本心理需要可促使自主型動機形成，并最終影響青少年體育鍛煉和健康幸福。

事實上，本研究的結構方程模型亦得到國外學者相關研究的類似支持，如Dupont等（2009）研究發(fā)現(xiàn)，體育教師若采用師生協(xié)商策略的自主教學風格，學生的自主需求和關系需求則會顯著提高，而基本心理需求的滿足又會進一步促進自主型動機形成，最終改善學業(yè)成績［15］。再如，Standage等（2012）以494 名中學生為研究對象，構建了基于SDT 的多層次體育運動模型，在該模型中體育教師的自主性支持教學環(huán)境可預測基本心理需求滿足，進而預測學生體育課和運動自主型動機，最終形成健康的幸福生活方式（如堅定的體育自我概念、高品質的生存質量和持久體育運動行為）［30］。為此，在促進青少年參加體育鍛煉和增強主觀活力的動機路徑中，不僅要考慮自主性支持環(huán)境促進青少年基本心理需求滿足，更重要的是滿足基本心理需求來促進青少年外在動機自主化，形成自主型動機，最終維持長久的體育鍛煉行為和提升健康幸福。

3.5 本研究局限及未來研究取向

本研究結合本土化研究取向，在中國文化背景下構建促進青少年體育鍛煉和健康幸福的動機路徑模型，所得研究結果可拓展和豐富SDT 本土化研究內容，亦可為提高青少年體育鍛煉水平和心理健康提供理論指導和行動策略。應指出的是，本研究也存有4 點不足：1）本研究采用橫斷面法研究，未采用縱向研究法，導致無法跟蹤基于SDT 模型所產(chǎn)生的體育鍛煉和健康幸福的持久性；2）本研究采用自評報告法來評估體育鍛煉水平，未采用其他儀器設備（比如運動計步器）進行客觀評定；3）本研究未細分3種基本需要在整個模型中各自所起的中介作用，原因是本研究涉及變量太多，難以擬合模型，未來可借鑒Standage等（2012）采用逐步構建模型法來細分3種基本需 要［30］；4）本研究只考察了體育鍛煉的積極心理效應，而未考察與消極心理效應（比如運動疲勞、抑郁）的關系，未來還有待全面考察基于SDT 模型的體育鍛煉與積極和消極心理效應之間的關系。

事實上，促進青少年參加體育鍛煉的路徑具有高度的復雜性，例如，在SDT 框架下探討影響體育鍛煉的路徑模型中，有學者將個人目標追求［29］、教師激勵風格［25］等前因變量放入模型中，還有學者將情緒體驗［10］、體育角色確認［33］等中介變量放入模型中。此外，項明強和胡耿丹（2010）的健康行為干預模型同時考慮了自主性支持環(huán)境、人格特征、生活目標、基本心理需求、自主型動機等眾多因素對身心健康的預測作用［6］。因此，在未來研究中，需將多重因素納入促進青少年參加體育鍛煉路徑和增強主觀活力的動機模型中，結合問卷調查、半結構訪談法、情境實驗法等多種方法來尋求匯聚性證據(jù)，無疑會獲取更多的信息進而得出更可靠的研究結果，進而全面促進青少年體育鍛煉和健康幸福。

4 結論

1.自主性支持可正向預測體育鍛煉和主觀活力。

2.3 種基本心理需要均可正向預測體育鍛煉和主觀活力，但3種基本需要的地位不一，自主需要對體育鍛煉的預測能力最強，而能力需要對主觀活力的預測能力最強。

3.總體而言，自主程度越高的行為調節(jié)（即認同調節(jié)和內在調節(jié)）越可正向預測體育鍛煉和主觀活力，但在體育鍛煉方面認同調節(jié)的預測能力最強，主觀活力方面內在調節(jié)的預測能力最強。

4.結構方程模型擬合結果支持了修正中介模型，即自主性支持可直接預測主觀活力，亦可通過基本心理需要、自主型動機和基本心理需求×自主型動機3 個中介變量間接預測體育鍛煉和主觀活力，其中，基本心理需要的中介效應量最大。

5.體育教師提高自主性支持水平，滿足青少年基本心理需要，促使其自主型動機形成，可最終促進青少年體育鍛煉和健康幸福。

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