高慶勇

(1.南京體育學(xué)院 體育教育與人文學(xué)院，江蘇 南京 210014；2.江蘇省運動與健康工程協(xié)同創(chuàng)新中心，江蘇 南京 210014)

《健康中國行動(2019-2030年)》提出了“中小學(xué)健康促進行動”，涉及提升中小學(xué)生在校體育活動時間、營造健康生活環(huán)境、加大學(xué)校健康教育力度等舉措，目的在于改善健康生活質(zhì)量，促進中小學(xué)生健康成長和全面發(fā)展。合理的體力活動是提升健康水平的重要因素，在當(dāng)前大力推進健康中國戰(zhàn)略的背景下，如何協(xié)調(diào)青少年體力活動水平與健康促進的關(guān)系，大力提升健康生活質(zhì)量是一項現(xiàn)實課題。毋庸置疑，久坐行為或過少的體育鍛煉會引發(fā)青少年肥胖、2型糖尿病、心血管疾病等問題[1-4]。世界衛(wèi)生組織、美國、加拿大等政府機構(gòu)和組織建議青少年進行每天不少于60分鐘的中等強度以上的體力活動[5-9]。同時，美國健康測量數(shù)據(jù)顯示只有18.4%的青少年達到了活動標準，我國《2014全民健身活動狀況調(diào)查公報》顯示，完成該活動標準的青少年比例也僅為21.2%[10-11]。近年來，圍繞提升青少年體力活動和體質(zhì)健康的問題成為國內(nèi)外研究的熱點，章建成教授通過對中國8所城市的28 648名青少年參加課外體育鍛煉的現(xiàn)狀及影響因素進行調(diào)研，發(fā)現(xiàn)影響青少年體育參與體育活動的最重要因素為鍛煉興趣和動機[12]。Zhang et al也證實中學(xué)生的內(nèi)在動機和自我認同感促進其參與課外體育鍛煉，認為激發(fā)體育參與動機是促進青少年參與體育鍛煉的關(guān)鍵[13]。本研究在參考已有成果的基礎(chǔ)上，從期望價值模型的研究視角，探索青少年體力活動水平與健康相關(guān)生活質(zhì)量的關(guān)系，以期對促進青少年身心全面發(fā)展提供參考。

1 研究對象和方法

1.1 研究對象

以青少年體力活動水平與健康相關(guān)生活質(zhì)量的關(guān)系為研究對象。在南京市隨機抽取8所初中，每所學(xué)校隨機抽取50名學(xué)生，學(xué)生覆蓋初中三個年級。各班級符合條件的學(xué)生均身體無殘疾、自愿接受調(diào)查。將選取的各班級學(xué)生集中到固定教室進行統(tǒng)一問卷發(fā)放和填寫，共發(fā)放調(diào)查問卷400份，回收386份，問卷回收率96.5%；剔除無效問卷(未選題超過5項，以及回答問卷明顯亂答)24份，回收有效問卷362份，有效率為93.7%。在所有調(diào)查的學(xué)生中，共有男生187名，女生175名，平均年齡15.24±2.24歲。

1.2 研究視角

期望價值模型(expectancy-value model)有助于我們理解青少年心理動機因素以及由動機所產(chǎn)生的結(jié)果。該模型主要涉及青少年學(xué)生的成就動機選擇，包含相關(guān)期望信念(expectancy-related beliefs)和主觀任務(wù)價值(subjective task values)，期望信念主要指個人為實現(xiàn)不同的任務(wù)以及接下來任務(wù)表現(xiàn)對個人能力所做的評估，任務(wù)價值是指個人針對任務(wù)的重要性、實用性和興趣進行選擇[14]。個人期望信念和主觀任務(wù)價值會決定其成就動機選擇，具體路徑如圖1所示。根據(jù)期望價值動機模型，期望信念較高的學(xué)生往往在體育課上表現(xiàn)得更為活潑和積極，他們會根據(jù)同學(xué)和朋友完成任務(wù)能力的標準對自我有一定預(yù)期，從而影響其動機行為選擇。

圖1 成就動機期望價值模型[15]

研究證實，學(xué)生體育課參與動機與其課后體育鍛煉有較強的關(guān)聯(lián)性[16-17]，而有規(guī)律的體育鍛煉有助于改善青少年的體質(zhì)健康和心理健康，同時有助于提高青少年的健康相關(guān)生活質(zhì)量[18]。健康相關(guān)生活質(zhì)量(health-related quality of life,HRQOL)通常被用來評估某個人在一段時期內(nèi)的身體機能、情感問題、交往問題、社會問題等多維因素的表現(xiàn)程度，能夠比較準確地量化不同群體的綜合健康狀況[19]。由于HRQOL的多維性和復(fù)雜性，研究者從多維要素對其表現(xiàn)形式進行了驗證分析，有學(xué)者從心理因素對中學(xué)生參與體育鍛煉與HRQOL間的重要作用進行了研究，如Standage證明了體育課參與動機有助于提高學(xué)生的心理幸福指數(shù)[20]，證實了學(xué)生體育課堂的參與動機對HRQOL的影響具有重要意義。

本研究基于期望價值模型的視角，對青少年體育課體力活動動機、課外體力活動參與以及日常行為與HRQOL的關(guān)系進行探究，并做出以下假設(shè)：(1)學(xué)生期望信念和任務(wù)價值與課外體力活動參與以及HRQOL的各維度之間呈顯著性相關(guān)；(2)學(xué)生課外體力活動與HRQOL的各維度之間顯著性相關(guān)；(3)學(xué)生的期望信念和任務(wù)價值可以預(yù)測學(xué)生的體力活動參與程度；(4)學(xué)生的期望信念、任務(wù)價值以及體力活動水平可以預(yù)測學(xué)生的HRQOL。

1.3 研究工具

1.3.1 期望價值量表

期望價值量表是由Eccles&Wigfield(1995)編制，用來測量青少年的期望信念和任務(wù)價值[21]。其問卷采用七級李克特量表從1-7分別記分，共包含11個題目，其中5個題目用來測量期望信念，6個題目用來測量任務(wù)價值。通過對量表進行驗證性因素分析，發(fā)現(xiàn)該量表的數(shù)據(jù)擬合度不能滿足結(jié)構(gòu)方程的模型適配度參數(shù)要求，吳明隆[22]指出，2/df應(yīng)小于5尚可接受，小于2為良好，同時要求RMR小于0.05，RMSEA小于0.08，GFI、NFI、RFI、CFI、IFI等值應(yīng)該大于0.9，才能達到模型的擬合標準。通過AMOS修正指數(shù)和標準化負荷進行修正，修正后擬合指數(shù)為：2/df=3.818，RMR=0.038,RMSEA=0.079, GFI=0.931，NFI=0.905,RFI=0.898,CFI=0.927,IFI=0.928，基本達到模型適配度參數(shù)要求。另外，對該量表的兩個維度進行信度測驗，測得兩個維度的Cronbach’s α為0.856、0.861，量表整體的Cronbach’s α為0.859。以上表明，修正后的量表具有較好的信度和效度。

1.3.2 體育鍛煉量表

該量表采用Godin(1985)[23]編制的業(yè)余時間體育鍛煉量表，受測者需回憶過去一周(7天)空閑時間里平均超過幾次15分鐘的下列運動：劇烈運動、中等強度運動、微量運動，分別記為a、b、c，根據(jù)其消耗的能量代謝基本單位梅脫(又稱代謝當(dāng)量“Metabolic Equivalent of Energy，METs”，是指相對于人體安靜狀態(tài)下機體的代謝率，是運動能量的消耗單位)進行賦值，將體力活動能量消耗總分記為9a+5b+3c。

1.3.3 HRQOL量表

HRQOL量表是由Varni(2001)[24]設(shè)計，測試者需要回憶過去一周(7天)健康生活狀況，該量表包含23個題目，四個維度分別是身體健康機能(包含8個題目)、同學(xué)相處問題(包含5個題目)、情感問題(包含5個題目)、學(xué)校問題(包含5個題目)，并采用五級李克特量表從1-5分別記分，并轉(zhuǎn)化為百分制計分。通過對該量表的四個維度進行驗證性因子分析，發(fā)現(xiàn)該量表的數(shù)據(jù)擬合度不夠理想。通過AMOS修正指數(shù)和標準化負荷進行修正，修正后擬合指數(shù)為：2/df=1.775，RMR=0.009,RMSEA=0.052,GFI=0.994,NFI=0.988,RFI=0.965,CFI=0.995，達到模型適配度參數(shù)要求。另外，對該量表的四個維度進行信度測驗，測得四個維度的Cronbach’s α依次為0.807、0.818、0.849、0.799，而量表整體的Cronbach’s α為0.906，表明該量表具有較好的信度和效度。

1.4 問卷測評過程中共同方法變異控制與檢驗

由于本研究采用的量表為國外研究量表，且測試對象為初中生，因此，測量過程可能存在共同方法變異(“common method variance,CMV”，指使用同類測量工具測量導(dǎo)致的系統(tǒng)性變異，是測量中潛在的效度威脅)[25]。為了減少方法變異帶來的不利影響，將翻譯稿問卷交與國內(nèi)外學(xué)校體育領(lǐng)域的專家、中學(xué)體育教研員以及一線體育教師進行措辭修改，保證了內(nèi)容的準確性和易于接受性。數(shù)據(jù)收集過程得到了一線體育教師的幫助，采用班級統(tǒng)一作答的方式，由課題組測試工作人員進行問題講解，并現(xiàn)場收回，保證數(shù)據(jù)的可靠性。在數(shù)據(jù)分析過程中采用Harman單因素檢驗，結(jié)果顯示有7個特征值大于1的因子，最大因子的解釋變異量為27.27%，小于40%，說明本研究的共同方法變異不顯著。

1.5 數(shù)據(jù)處理

logistic線性回歸分析是研究教育現(xiàn)象之間關(guān)系的一個重要工具，本研究運用SPSS 22.0和AMOS 21.0對相關(guān)數(shù)據(jù)進行處理和分析。SPSS軟件主要是對數(shù)據(jù)的錄入、整理、變量之間的相關(guān)性分析以及回歸分析。AMOS軟件主要是進行驗證性因子分析，采用Logistic回歸分析進行因素分析，驗證回歸方程的可靠性，確定量表的結(jié)構(gòu)效度。

2 研究結(jié)果與分析

2.1 青少年體力活動水平與健康相關(guān)生活質(zhì)量的描述性相關(guān)分析

圍繞期望價值量表、體育鍛煉量表以及HRQOL量表的覆蓋要素，對統(tǒng)計后的數(shù)據(jù)進行了處理和相關(guān)性分析，從期望信念、任務(wù)價值、身體機能、情感問題、相處問題、學(xué)校問題多個維度，對南京市青少年學(xué)生的期望價值動機、課外體育鍛煉與HRQOL進行描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析(見表1)。

從表1可以看出，被調(diào)查的南京市青少年學(xué)生平均每周業(yè)余時間鍛煉最少能量消耗為65.6METs，即每周至少參加13次15分鐘以上的中等強度體育鍛煉或9次15分鐘以上大強度體育鍛煉。通過對調(diào)查的南京市青少年HRQOL的各個維度進行賦分并轉(zhuǎn)換成百分制，得出身體機能(86.64±11.74)、情感問題(80.08±16.74)、相處問題(89.37±13.26)、學(xué)校問題(85.22±13.51)4個維度的得分均大于80分，說明被調(diào)查對象的HRQOL達到良好。期望價值動機、體育鍛煉和HRQOL的相關(guān)矩陣顯示，期望信念和任務(wù)價值對學(xué)生業(yè)余體育鍛煉呈顯著性相關(guān)(r=0.198～0.323，p<0.01)，期望信念和任務(wù)價值對學(xué)生HRQOL的身體機能、情感問題、相處問題和學(xué)校問題均呈顯著性相關(guān)(r=0.173～0.638，p<0.01)，原假設(shè)1成立。業(yè)余體育鍛煉對HRQOL的身體機能、情感問題、相處問題均呈顯著性相關(guān)(r=0.148～0.194，p<0.05)，但是對HRQOL的學(xué)校問題顯著不相關(guān)(r=0.098，p>0.05)，所以，學(xué)生業(yè)余體育鍛煉與HRQOL的部分因素顯著性相關(guān)，且相關(guān)性較低，證明原假設(shè)2不成立。

表1 學(xué)生期望價值動機、課外體育鍛煉與HRQOL的描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

體育鍛煉期望信念任務(wù)價值身體機能情感問題相處問題學(xué)校問題體育鍛煉1期望信念.323**1任務(wù)價值.198**.638**1身體機能.194**.467**.425**1情感問題.163**.369**.344**.598**1相處問題.148*.315**.303**.469**.431**1學(xué)校問題.098.275**.173**.457**.479**.502**1M65.603.734.0486.6480.0889.3785.22SD28.280.710.6211.7416.7413.2613.51

注：**表示在 0.01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；*表示在 0.05 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；M代表平均值；SD代表標準差

2.2 青少年體力活動水平與健康相關(guān)生活質(zhì)量的logistic回歸分析

2.2.1 期望價值動機與體育鍛煉的logistic回歸分析

有規(guī)律的體力活動對于青少年的健康發(fā)展至關(guān)重要，為檢驗?zāi)暇┦星嗌倌昶谕麅r值動機對體育鍛煉參與的預(yù)測作用，以期望信念和任務(wù)價值為自變量，以體育鍛煉為因變量進行l(wèi)ogistic回歸分析(見表2)。

表2 學(xué)生期望價值動機與課外體育鍛煉的logistic回歸分析

體育鍛煉βtR2F期望信念0.3314.553**任務(wù)價值-0.014-0.189期望價值動機0.10416.586**

注：**表示在0.01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；*表示在 0.05 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)

通過表2可以看出，期望價值動機對課外體育鍛煉的預(yù)測結(jié)果R2為0.104，p<0.01,說明期望價值動機對學(xué)生體育鍛煉參與呈顯著正向預(yù)測作用，原假設(shè)3成立。低水平的體力活動造成個體身體素質(zhì)普遍下降，期望價值動機變量因素中，期望信念對體育鍛煉參與的預(yù)測作用最強，其β為0.331，p<0.01，而任務(wù)價值對體育參與呈反向預(yù)測作用，其β為-0.014，p>0.05。所以，提高學(xué)生的期望信念可以有效促進學(xué)生體育鍛煉參與，引導(dǎo)學(xué)生形成正確的課余鍛煉價值動機、增加有規(guī)律的體力活動是提升青少年健康水平的重要措施。

2.2.2 期望價值動機和體育鍛煉對HRQOL的logistic回歸分析

為檢驗?zāi)暇┦星嗌倌陮W(xué)生期望價值動機和課外體育鍛煉對健康相關(guān)生活質(zhì)量的預(yù)測作用，同時以期望信念、任務(wù)價值、體育鍛煉為自變量，分別以身體機能、情感問題、相處問題和學(xué)校問題為因變量逐步進行分層logistic回歸分析(見表3)。

表3 學(xué)生期望價值動機、課外體育鍛煉與HRQOL的logistic回歸分析

因變量自變量βtR2F期望信念0.3224.644**0.24530.717**身體機能任務(wù)價值0.2013.008**體育鍛煉0.0530.969期望信念0.2443.324**0.15717.609**情感問題任務(wù)價值0.1832.583**體育鍛煉0.0280.491期望信念0.2242.993**0.12012.858**相處問題任務(wù)價值0.1712.368*體育鍛煉-0.058-0.984期望信念0.2743.568**0.7607.755**學(xué)校問題任務(wù)價值-0.003-0.046體育鍛煉0.0110.175

注：**表示在 0.01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；*表示在 0.05 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)

通過表3可以看出，期望信念、任務(wù)價值和體育鍛煉參與對HRQOL的身體機能、情感問題、相處問題和學(xué)校問題回歸分析結(jié)果R2值分別為0.245，0.157，0.120，0.760，同時p值均小于0.01，表明期望價值動機和體育鍛煉參與對學(xué)生HRQOL呈正向預(yù)測作用，其中對身體機能的預(yù)測作用最強，然后依次為情感問題、相處問題和學(xué)校問題，原假設(shè)4成立。學(xué)生身體機能的預(yù)測最強的變量因素是期望信念(β=0.322，p<0.01)，然后是任務(wù)價值(β=0.201，p<0.01)，最后是體育鍛煉(β=0.053，p>0.05)；學(xué)生情感問題預(yù)測最強的變量因素是期望信念(β=0.244，p<0.01)，然后是任務(wù)價值(β=0.183，p<0.01)，最后是體育鍛煉(β=0.028，p>0.05)；學(xué)生相處問題預(yù)測最強的變量因素是期望信念(β=0.224，p<0.01)，然后是任務(wù)價值(β=0.171，p<0.05)，最后是體育鍛煉(β=-0.058，p>0.05)；學(xué)生學(xué)校問題預(yù)測最強的變量因素是期望信念(β=0.274，p<0.01)，然后是體育鍛煉(β=0.011，p>0.05)，最后是任務(wù)價值(β=-0.003，p>0.05)。因此，促進學(xué)生HRQOL水平提高的關(guān)鍵是提高其期望信念。

3 討論

3.1 期望價值動機對青少年體力活動的促進作用

期望價值動機作為社會認知理論的重要組成部分，對于青少年體力活動的參與、動機選擇和成就行為方面具有重要指導(dǎo)意義[15]。期望價值動機包含期望信念和任務(wù)價值，期望信念是指個人為實現(xiàn)不同的任務(wù)，并對任務(wù)的成功表現(xiàn)所做的預(yù)估；任務(wù)價值是通過任務(wù)的綜合評估來影響自身的判斷，以激發(fā)內(nèi)在動機的行為。通常一個人的期望信念高時，他的任務(wù)價值就會變低，因為往往較高的期望信念會產(chǎn)生更加積極的參與動機，從而導(dǎo)致表現(xiàn)任務(wù)價值降低[26]。本研究的logistic回歸分析結(jié)果表明，期望價值動機對初中生體力活動參與具有正向預(yù)測作用(R2=0.104，p<0.01)，其中，期望信念對體育鍛煉的預(yù)測作用最強，其β為0.331，p<0.01,而任務(wù)價值對體力活動參與呈反向預(yù)測作用，其β為-0.014，p>0.01。所以，本研究結(jié)果與期望價值動機模型相一致，也證明了本研究的假設(shè)3成立。

期望信念作為重要的動機因素對于促進中高強度的體力活動呈顯著相關(guān)[27-31]。如arter et al發(fā)現(xiàn)參與者對于自己擅長的活動往往表現(xiàn)出更強的參與欲望，對自我能力的認知比其自身能力更為重要[29]。Zhu et al[30]通過對美國初中生的研究發(fā)現(xiàn)，期望信念會直接影響學(xué)生體育課的技能成績，而技能成績又會影響學(xué)生課后體育鍛煉參與，所以期望信念會間接影響學(xué)生課后體育鍛煉參與，但是他認為任務(wù)價值對于青少年體育鍛煉參與既沒有直接效應(yīng)也沒有間接效應(yīng)。Ping et al[31]通過對美國小學(xué)生的研究得出，期望信念對于學(xué)生體育課活動參與水平具有顯著促進作用，但是對于體育課的價值認識沒有表現(xiàn)出顯著性關(guān)系。本研究結(jié)果與國外學(xué)者的研究對比發(fā)現(xiàn)，期望信念對于青少年學(xué)生體力活動具有顯著預(yù)測作用，而任務(wù)價值卻沒有轉(zhuǎn)化為應(yīng)有的體力活動行為。究其原因，價值觀轉(zhuǎn)化為內(nèi)在的身體行為受多種因素影響，班級環(huán)境、老師和同學(xué)等都會對學(xué)生的任務(wù)價值產(chǎn)生影響，在不同的環(huán)境中，任務(wù)價值對于體育鍛煉的影響效應(yīng)值也有所差異[32]。所以，在未來研究中，我們要更多地關(guān)注班級環(huán)境、老師和同學(xué)關(guān)系對學(xué)生運動參與價值觀的影響，通過塑造小群體環(huán)境來增加對學(xué)生體力活動動機行為選擇的認識，從而有針對性地促進學(xué)生的運動參與，塑造良性健康生活質(zhì)量。

3.2 日常體力活動對青少年HRQOL的促進作用

測量HRQOL可以作為臨床醫(yī)生、研究人員和教師等選擇健康促進策略的重要參考。Selewski et al發(fā)現(xiàn)青少年的肥胖與低水平的健康生活質(zhì)量密切相關(guān)，肥胖青少年的身體機能、情感問題、相處問題、學(xué)校問題與健康青少年相比有顯著性差異[33]。Gcw et al得出許多青少年的體質(zhì)健康和心理健康受益于積極的、有規(guī)律的體力活動參與，而積極的個人生活方式更易于享受高質(zhì)量的生活[34]。本研究皮爾遜相關(guān)分析表明，學(xué)生體力活動對HRQOL的身體機能、情感問題、相處問題均呈顯著性相關(guān)(r=0.148～0.194，p<0.05)，但是對HRQOL的學(xué)校問題顯著不相關(guān)(r=0.098，p>0.05)，所以，學(xué)生體力活動與HRQOL的部分因素顯著性相關(guān)，且相關(guān)性較低，證明本研究的原假設(shè)2不成立。分析本研究結(jié)果產(chǎn)生的原因，可能由于HRQOL的多維特征，其健康結(jié)果受到個體心理動機因素、行為因素以及外部環(huán)境因素等多種因素的共同影響，不同外界刺激對于HRQOL影響產(chǎn)生的差異程度也不一樣[35]。

本研究的logistic回歸分析表明，期望價值動機和體育鍛煉參與對學(xué)生HRQOL呈正向預(yù)測作用，R2值分別為0.245，0.157，0.120，0.760，同時p值均小于0.01，證明了原假設(shè)4成立。期望價值動機不但有助于學(xué)生HRQOL的改善，也有助于促進學(xué)生日常的體力活動參與，而體育鍛煉有助于提高學(xué)生的HRQOL水平，所以，促進學(xué)生HRQOL水平提高的關(guān)鍵是提高其體力活動參與動機。Koka et al證實了期望動機在體育課中發(fā)揮了重要作用，動機可以提高學(xué)生的心理健康水平，并且與HRQOL呈正相關(guān)[36]。盛建國等人通過對體育鍛煉、自我效能感影響心理健康進行結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建，數(shù)據(jù)顯示各變量臨界比C.R.>1.96，證實了體育鍛煉對于心理健康的促進作用，但是需要自我效能感在其中作為中介變量[37]。另外，外界環(huán)境也會對學(xué)生體育鍛煉和HRQOL產(chǎn)生積極影響，如學(xué)校、家庭、社區(qū)以及同伴的影響。Bandura[38]認為，家長以及周圍環(huán)境對于學(xué)生行為的影響相比較學(xué)校的影響更為顯著。因此，為促進學(xué)生體育鍛煉和HRQOL的提高，不但要激發(fā)其參與的動機，也要為其創(chuàng)造良好的外界環(huán)境條件,可以構(gòu)建“學(xué)習(xí)、家庭、社區(qū)”三位一體的體力活動健康教育模式，通過校內(nèi)、校外多元主體的聯(lián)動，引導(dǎo)青少年進行積極的體力活動參與，從而全方位、系統(tǒng)性地促進學(xué)生體質(zhì)健康的提升[39]。

3.3 期望價值動機對青少年HRQOL的促進作用

青少年健康相關(guān)生活質(zhì)量(HRQOL)的提升是一項復(fù)雜工程，隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展和青少年生活條件的改善，HRQOL更容易受到個體行為、外部環(huán)境以及心理動機等多種因素的影響。期望價值動機強調(diào)個人信念對身體行為的感知，而身體行為受到心理動機因素的影響，從而影響青少年運動參與行為的選擇[21]。計劃行為理論指出，行為由意向來決定，意向由態(tài)度和主體規(guī)范來決定，而態(tài)度由信念來決定[40]。期望價值理論和計劃行為理論都強調(diào)了信念的重要性。Ding et al同樣證實了這一觀點，他通過期望價值和情境興趣動機對體育成績的影響進行探究，發(fā)現(xiàn)期望信念和內(nèi)在價值是技能測驗分數(shù)變化的主要動機來源[41]。本研究皮爾遜相關(guān)性分析表明，期望信念和身體機能、情感問題、相處問題以及學(xué)校問題均呈顯著性相關(guān)，而且logistic回歸分析表明，期望信念在期望價值動機和體育鍛煉對HRQOL預(yù)測作用最強，本研究結(jié)果符合期望價值理論和計劃行為理論的觀點。

期望價值模型同樣強調(diào)任務(wù)價值的重要作用。Stephens et al通過對目標指向、感知能力、興趣價值、重要性及效用價值之間關(guān)系進行探索，發(fā)現(xiàn)較高能力知覺和較高任務(wù)導(dǎo)向的人們價值感和享受感更高[42]。本研究logistic回歸分析表明，任務(wù)價值在期望價值動機和一定強度的體力活動對HRQOL預(yù)測作用雖然弱于健康信念，但是，對于HRQOL的身體機能、情感問題和相處問題也發(fā)揮了重要作用，本研究結(jié)果基本符合期望價值模型的標準。同時Eccles et al指出家長的信念和行為以及環(huán)境的改變同樣會影響青少年的信念、價值和身體行為。所以，促進學(xué)生HRQOL的提升不僅要強調(diào)個人因素(即期望價值信念)，還應(yīng)該強調(diào)社會環(huán)境的作用，通過外在環(huán)境影響期望價值動機以促進學(xué)生體育鍛煉和HRQOL的提升。因此，研究學(xué)生心理活動規(guī)律和體育參與動機，有助于體育教師或?qū)I(yè)指導(dǎo)者創(chuàng)設(shè)學(xué)生易于支持的環(huán)境和個性化的成功標準，使學(xué)生建立和保持積極的運動能力感知，以促進學(xué)生體育鍛煉參與和積極生活方式的養(yǎng)成。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

(1)青少年期望價值動機與體力活動以及HRQOL呈顯著相關(guān)，日常體力活動參與程度對青少年的身體機能、情感問題、相處問題呈顯著相關(guān)，期望信念和任務(wù)價值對青少年業(yè)余體育鍛煉呈顯著相關(guān)，青少年的業(yè)余體育鍛煉與HRQOL的部分因素呈顯著相關(guān)，但是對學(xué)校問題顯著不相關(guān)。

(2)青少年的期望價值動機對體力活動參與呈正向預(yù)測作用，其中，期望信念對體力活動與的預(yù)測作用最強，青少年相處問題預(yù)測最強的變量因素是期望信念，然后是體育鍛煉，而任務(wù)價值對體力活動參與呈反向預(yù)測作用。

(3)期望價值動機和課外體育鍛煉對青少年身體機能、情感問題、相處問題和學(xué)校問題呈正向預(yù)測作用，其中對身體機能的預(yù)測作用最強，然后依次為情感問題、相處問題和學(xué)校問題，提高期望信念能力可以促進青少年的體力活動參與和HRQOL水平的提高。

(4)期望信念作為重要的動機因素對于促進中高強度的體力活動顯著相關(guān)，外界環(huán)境也會對學(xué)生體育鍛煉和HRQOL會產(chǎn)生積極影響，期望價值動機有助于學(xué)生HRQOL的改善，促進青少年日常的體力活動參與并提高其HRQOL水平。

4.2 建議

(1)加強對青少年運動期望動機的引導(dǎo)，大力實施核心素養(yǎng)運動能力教育。體育課堂教學(xué)要重視學(xué)生運動能力的獲得，通過開展學(xué)生自主選擇體育項目的形式，在青少年日常的課程中融入體育學(xué)科核心素養(yǎng)相關(guān)知識，培養(yǎng)學(xué)生感知、評價運動的意識和基本能力，引導(dǎo)學(xué)生形成良好的運動習(xí)慣，提高學(xué)生對健康人生的規(guī)劃能力。

(2)關(guān)注青少年健康行為的養(yǎng)成和體育品德的習(xí)得。加強對青少年的健康行為教育，強化體育課堂中的意志、規(guī)則、抗挫折等身體素養(yǎng)教育，鼓勵青少年積極參與各項體育活動，促進其形成良好的自我管理能力，從而塑造良好的人格素養(yǎng)和健康的生活方式。

(3)強化運動期望信念教育，引導(dǎo)青少年形成正確的課余鍛煉價值動機。深入開展對青少年體育課動機的培養(yǎng)，學(xué)校、社區(qū)、家庭要協(xié)同營造良好的體育鍛煉環(huán)境，共同培養(yǎng)青少年掌握體育知識和運動技術(shù)能力的自信心，通過增加有規(guī)律的體力活動發(fā)展青少年的體育核心素養(yǎng)，提高健康生活質(zhì)量。