陸 雯，惠悲荷，劉伶燕

研究證實(shí)，適當(dāng)?shù)捏w育鍛煉對健康促進(jìn)有積極作用（姜媛等，2018；Fan et al.，2017）。盡管如此，我國居民鍛煉積極性仍然不高，體育參與動(dòng)力不足（丁小燕等，2019；高鵬飛等，2019）。積極的鍛煉動(dòng)機(jī)是自主參加體育鍛煉的重要基礎(chǔ)，也是終身體育習(xí)慣養(yǎng)成的開端和前提。如何提高居民參與體育鍛煉的積極主動(dòng)性，是群眾體育發(fā)展的重點(diǎn)。

2014年，國務(wù)院《關(guān)于加快發(fā)展體育產(chǎn)業(yè)促進(jìn)體育消費(fèi)的若干意見》（國發(fā)〔2014〕46號），將全民健身上升為國家戰(zhàn)略，從國家頂層設(shè)計(jì)高度提倡全國人民積極地參與體育鍛煉并不斷形成健康的生活方式，最終達(dá)到改善和提高健康水平的目的（盧文云等，2018）。自主鍛煉是終身體育習(xí)慣養(yǎng)成的先決條件，研究者們試圖尋找解釋率更高的變量關(guān)系來探討促進(jìn)鍛煉自主動(dòng)機(jī)形成的方法。目前，研究內(nèi)容主要涉及3條主線：一是側(cè)重通過局部的數(shù)據(jù)分析，討論這一群體的動(dòng)機(jī)特征、體質(zhì)情況與鍛煉的關(guān)系（楊劍等，2013；鄒如銅，2019）；二是從理論層面探討影響因素，更加關(guān)注社會(huì)政策制定的干預(yù)策略、教育引導(dǎo)對動(dòng)機(jī)的影響（盧文云等，2018；彭大松，2012）；三是將研究視角轉(zhuǎn)向構(gòu)建模式來探討影響因素對動(dòng)機(jī)和行為的作用（朱嬌等，2017）。相關(guān)鍛煉動(dòng)機(jī)的研究脈絡(luò)已漸清晰，呈現(xiàn)出從描述特征到模式探索的趨勢，但研究內(nèi)容與方法相對局限，研究視角還需繼續(xù)擴(kuò)大，具體表現(xiàn)為：1）大多數(shù)研究只關(guān)注動(dòng)機(jī)的某一側(cè)面，研究范圍相對狹窄，多數(shù)是對大學(xué)生群體鍛煉動(dòng)機(jī)的研究；2）研究設(shè)計(jì)拘泥于橫斷層面探討變量關(guān)系，缺少縱向?qū)用鎸σ蚬P(guān)系的驗(yàn)證；3）忽視動(dòng)機(jī)形成的復(fù)雜性，除了外部因素以外，動(dòng)機(jī)還會(huì)受到個(gè)人心理需要、不同年齡等因素的影響?，F(xiàn)有研究的局限性導(dǎo)致自主動(dòng)機(jī)形成的實(shí)踐效果并不理想。

本文結(jié)合本土化研究取向?qū)θ罕婓w育參與動(dòng)力的有效引導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行遞進(jìn)研究。首先，根據(jù)階段轉(zhuǎn)變理論的劃分特征獲取相關(guān)數(shù)據(jù)，了解居民的鍛煉參與情況及動(dòng)力特征并發(fā)現(xiàn)問題。其次，以自我決定理論為理論基礎(chǔ)，從社會(huì)環(huán)境、個(gè)人需要、發(fā)展過程等角度研究自主鍛煉動(dòng)機(jī)的形成機(jī)制，建構(gòu)一個(gè)能夠預(yù)測我國居民鍛煉積極性的理論模型。最后，通過縱向干預(yù)實(shí)驗(yàn)探討因果關(guān)系，找到有效的引導(dǎo)方案實(shí)現(xiàn)成果向?qū)嵺`的轉(zhuǎn)化。

1 研究內(nèi)容

1.1 研究一：群眾體育鍛煉特征

1.1.1 研究對象

以中國行政區(qū)劃為調(diào)查分類標(biāo)準(zhǔn)，于2018年1月對北京（華北）、遼寧（東北）、上海（華東）、廣東（華南）、湖北（華中）、四川（西南）、陜西（西北）居民進(jìn)行問卷調(diào)查，按6個(gè)年齡段多階段分層隨機(jī)抽樣，每個(gè)年齡區(qū)間75份，每個(gè)地區(qū)450份，共計(jì)3 150份，最終有效問卷3 017份。

1.1.2 維度確定

跨理論模型（the trans-theoretical model，TTM）在國內(nèi)外體育鍛煉領(lǐng)域已得到有效運(yùn)用（楊劍等，2014）。變化階段作為跨理論模型的核心，被認(rèn)為是認(rèn)識和預(yù)測與健康有關(guān)的行為改變的理論基礎(chǔ)（劉明靜，2014；楊劍，2014）。變化階段包含的前意向、意向、準(zhǔn)備、行動(dòng)和保持5個(gè)階段，說明個(gè)體行為變化的過程在主觀意識上希望積極主動(dòng)參與體育鍛煉的程度（楊敏，2012）。個(gè)體的鍛煉意愿越積極，就會(huì)有越強(qiáng)烈的情感進(jìn)入行為變化（變化階段）的高級階段（如保持階段）。

以變化階段的內(nèi)容為理論基礎(chǔ)，依照Peipert等（1998）設(shè)計(jì)的《階段轉(zhuǎn)變問卷》中對應(yīng)的題項(xiàng)（李京誠，2009），以體現(xiàn)居民對未來參與體育鍛煉的態(tài)度。該指標(biāo)已在前人成果中得到廣泛運(yùn)用（范卉穎等，2017），能夠有效反映各階段運(yùn)動(dòng)意愿的基本特征。如前意向階段：目前不鍛煉，在未來的6個(gè)月內(nèi)也沒有開始規(guī)律鍛煉的計(jì)劃；意向階段：目前不鍛煉，但打算在未來的6個(gè)月內(nèi)開始規(guī)律鍛煉；準(zhǔn)備階段：現(xiàn)在偶爾鍛煉打算，在未來的1個(gè)月內(nèi)開始規(guī)律鍛煉；行動(dòng)階段：已經(jīng)開始規(guī)律性鍛煉，但持續(xù)時(shí)間未到6個(gè)月；堅(jiān)持階段：進(jìn)行規(guī)律的體育鍛煉已經(jīng)超過6個(gè)月。

年齡維度展現(xiàn)與個(gè)體生理變化相關(guān)的信息。它不僅是研究個(gè)體心理特征的重要指標(biāo)，也是探索社會(huì)環(huán)境對行為模式影響的重要指標(biāo)，更是研究行為前因較為理想的方法。本研究年齡界定依據(jù)林崇德（1995）對成年早、中、后期的劃分，研究對象年齡覆蓋范圍為18～75歲。

1.1.3 數(shù)據(jù)來源

以《階段轉(zhuǎn)變問卷》和《鍛煉動(dòng)機(jī)量表》為測量工具，獲取相關(guān)數(shù)據(jù)作為居民體育鍛煉特征的參考信息。Ryan等（1989）編制的《鍛煉動(dòng)機(jī)量表》有外部調(diào)節(jié)、投射調(diào)節(jié)、認(rèn)同調(diào)節(jié)和整合調(diào)節(jié)4個(gè)維度共16個(gè)題項(xiàng)，反映鍛煉參與的動(dòng)力調(diào)節(jié)方式。進(jìn)行探索性因子分析，采用正交轉(zhuǎn)軸，以特征值大于1為提取標(biāo)準(zhǔn)，共抽取4個(gè)因素。驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果：χ2/df=3.691，RMSEA=0.062；TLI=0.922，IFI=0.916，CFI=0.913，NFI=0.891，內(nèi)部一致性信度 Cronbach’s系數(shù)為0.759、0.883、0.870和0.939。

1.1.4 群眾體育鍛煉特征的調(diào)查結(jié)果

接近1/3（901人）的人處于前意向階段，他們沒有鍛煉行為，也沒有參加體育鍛煉的想法；近1/3的人雖然沒有鍛煉行為，但是有鍛煉的愿望和計(jì)劃（意向階段和準(zhǔn)備階段）；超過1/3的人有真正意義上的鍛煉行為（行動(dòng)階段和保持階段），而真正形成規(guī)律鍛煉習(xí)慣的只有562人（保持階段）。此外，從不鍛煉的人群主要集中在18～25歲和36～45歲兩個(gè)年齡段，想而不做的群體主要集中在36～45歲和56～65歲年齡段，36～45歲年齡段參與鍛煉的人最少，參加體育鍛煉人數(shù)最多的集中在56～75歲年齡段。各階段的人數(shù)分布存在顯著的年齡不平衡性（表1，圖1）。

圖1 群眾體育鍛煉各年齡階段參與人數(shù)分布特征Figure 1. Distribution Characteristics of the Number of People Participating

表1 群眾體育鍛煉各階段人數(shù)分布情況Table 1 Distribution of the Number of People in Each Stage of Mass Physical Exercise n=3 017

動(dòng)機(jī)特征的調(diào)查可見：分布在4種動(dòng)機(jī)調(diào)節(jié)方式的人數(shù)相當(dāng)，但年齡差異較大。同一年齡階段的4種調(diào)節(jié)方式相比，36～55歲年齡組的整合調(diào)節(jié)（自主特征）人數(shù)最多，18～35歲年齡組的外部調(diào)節(jié)（控制特征）人數(shù)最多，56～75歲年齡組的投射調(diào)節(jié)（控制特征）人數(shù)最多。整體來看，18～75歲各階段分布在外部調(diào)節(jié)（控制特征）的人數(shù)呈現(xiàn)出明顯的“U”形趨勢?？梢?，盡管36～55歲年齡組處于前意向階段的人數(shù)最多，但鍛煉參與動(dòng)機(jī)以整合調(diào)節(jié)為主要方式的人卻是最多的，說明大多數(shù)人有鍛煉的愿望。因此，采用有效的方法增強(qiáng)他們的鍛煉自主性非常必要（表2，圖2）。

圖2 群眾體育參與動(dòng)力特征狀況Figure 2. Dynamic Characteristics of Mass Sports Participation

表2 群眾體育參與動(dòng)力情況調(diào)查結(jié)果Table 2 Results of Investigation on Motivation of Mass Sports Participation n=2 116

1.2 研究二：居民自主鍛煉動(dòng)機(jī)形成機(jī)制

1.2.1 居民自主參與鍛煉動(dòng)機(jī)理論模型的構(gòu)建

Deci等（2001）發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)的自主支持顯著地預(yù)測了員工的3種心理需要和工作自主動(dòng)機(jī)。孫開宏等（2010）認(rèn)為，社會(huì)環(huán)境的自主支持影響小學(xué)高年級女生體育課學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，基本心理需要起著完全中介作用。張劍等（2017）的研究表明，3種基本需要是普適性的，當(dāng)環(huán)境因素滿足基本心理需要時(shí)就會(huì)促使動(dòng)機(jī)內(nèi)化。這為我國居民自主參與鍛煉動(dòng)機(jī)的轉(zhuǎn)化途徑模式構(gòu)建提供了思路（圖3）。

圖3 居民自主參與鍛煉動(dòng)機(jī)理論模型Figure 3. Theoretical Model of Voluntary Participation Motivation

1.2.2 數(shù)據(jù)來源

以《鍛煉氣氛量表》《鍛煉基本心理需要量表》《鍛煉動(dòng)機(jī)量表》為工具對調(diào)查對象（同研究一）進(jìn)行測試，剔除信息不全的無效樣本，收集3 017個(gè)有效樣本，作為居民自主參與鍛煉動(dòng)機(jī)模型擬合的參考信息進(jìn)行研究。

1.2.3 測量工具

1）翻譯過程。對國外量表進(jìn)行往返翻譯和雙語雙答的語言等值性研究。首先，翻譯并比較由2名心理學(xué)專業(yè)教師翻譯的量表，形成量表初稿；請英語專業(yè)的教師回譯，再與原文對比進(jìn)一步修訂；往返對譯直到中英文一致；結(jié)合我國文化背景以及測試對象對項(xiàng)目文字表述的適宜程度再次修訂；最終取得一名運(yùn)動(dòng)心理學(xué)教授的認(rèn)可后投入使用。

2）信效度檢驗(yàn)。采用Lim等（2009）編制的《鍛煉氣氛量表》完整版，共有6個(gè)題項(xiàng)，用來評價(jià)居民對于鍛煉支持的感受。量表得分為所有題目的平均分，得分越高，說明感知到的支持越高。首先進(jìn)行探索性因子分析，采用正交轉(zhuǎn)軸，以特征值大于1為提取標(biāo)準(zhǔn)，抽取1個(gè)因素。驗(yàn)證性因子分析的擬合結(jié)果：χ2/df=3.791，RMSEA=0.076；TLI=0.900，IFI=0.920、CFI=0.911，NFI=0.901。內(nèi)部一致性信度Cronbach’s系數(shù)為0.827。

Gunnell等（2014）編制的《SRQ-E鍛煉基本需要滿足量表》共有自主、能力和關(guān)系需要3個(gè)維度18個(gè)題項(xiàng)，用來評價(jià)鍛煉支持帶給居民基本心理需要的滿足程度。量表得分為所有題目的平均分，得分越高，說明滿足程度越高。因擬合結(jié)果不夠理想，依據(jù)修正指數(shù)和模型的標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷修正后，調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷小于0.5且在其他因子修正指數(shù)不高的2個(gè)題目，重新進(jìn)行探索性因子分析，采用正交轉(zhuǎn)軸，以特征值大于1為提取標(biāo)準(zhǔn)，共抽取3個(gè)因素，再次擬合結(jié)果：χ2/df=3.411，RMSEA=0.072，TLI=0.952，IFI=0.935、CFI=0.902，NFI=0.923，內(nèi)部一致性信度Cronbach’s系數(shù)分別為0.939、0.908、0.942。

Duan（2006）的《鍛煉意向量表》由4個(gè)條目組成。對此量表進(jìn)行探索性因子分析，采用正交轉(zhuǎn)軸并抽取4個(gè)條目，以特征值大于1為提取標(biāo)準(zhǔn)，抽取1個(gè)因素。驗(yàn)證性因子分析的擬合結(jié)果：χ2/df=1.291，RMSEA=0.073，TLI=0.910，IFI=0.921、CFI=0.931，NFI=0.901，內(nèi)部一致性信度Cronbach’s系數(shù)分別為0.810。

經(jīng)濟(jì)極限油汽比是稠油油藏?zé)岵砷_發(fā)中極其重要的技術(shù)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)［3］，是反映開發(fā)技術(shù)水平和經(jīng)濟(jì)效益的綜合指標(biāo)。其隨油價(jià)而變化，也與生產(chǎn)成本密切相關(guān)。根據(jù)樂安油田草33區(qū)塊館陶組油藏已投產(chǎn)水平井的各項(xiàng)成本和費(fèi)用，采用靜態(tài)法計(jì)算出不同油價(jià)下水平井的熱采經(jīng)濟(jì)極限累積產(chǎn)油量，指導(dǎo)開發(fā)技術(shù)界限研究。根據(jù)不同油價(jià)下測算的本區(qū)塊經(jīng)濟(jì)極限累積產(chǎn)油量曲線（圖2），當(dāng)噸油成本25 US＄／bbl，油價(jià)50US＄／bbl時(shí)蒸汽吞吐經(jīng)濟(jì)極限累積產(chǎn)油量6 654t，極限油汽比為0.15。目前高油價(jià)下蒸汽驅(qū)經(jīng)濟(jì)極限油汽比應(yīng)該更低，取0.12。

孫延林（2001）使用的體育活動(dòng)等級量表分為強(qiáng)度、時(shí)間和頻率3個(gè)維度，以三者乘積來評價(jià)居民的鍛煉行為。探索性因子分析以特征值大于1為提取標(biāo)準(zhǔn)，抽取3個(gè)因素。驗(yàn)證性因子分析的擬合結(jié)果：χ2/df=1.274，RMSEA=0.069，TLI=0.924，IFI=0.924、CFI=0.921，NFI=0.911，Cronbach’s信度系數(shù)依次為0.830、0.890、0.841。

自主動(dòng)機(jī)的計(jì)算方法依據(jù)Grolnick等（1989）的做法，利用外部調(diào)節(jié)×（-2）＋投射調(diào)節(jié)×（-1）＋認(rèn)同調(diào)節(jié)×（＋1）+內(nèi)部動(dòng)機(jī)×（＋2）合為一個(gè)相對自主指數(shù)（relative autonomy index，RAI），來體現(xiàn)居民鍛煉動(dòng)機(jī)的相對自主程度（Niemieca et al.，2006）。如果結(jié)果是正向的，反映出的自主性越鮮明，相反控制性特征越突出。國外研究已證實(shí)，RAI的計(jì)算方法具有良好的結(jié)構(gòu)效度，其結(jié)果與分量表的比值可以有效反映動(dòng)機(jī)的相對自主程度（Grolnick et al.，1989）。

3）共同方法偏差與檢驗(yàn)分析。為了盡可能控制共同方法偏差問題，首先，采用匿名、修改和解釋容易歧義的語句等程序控制法。其次，進(jìn)行統(tǒng)計(jì)控制，依據(jù)Podsakoff等（2003）的做法，采用Harman單因素檢驗(yàn)共同方法偏差問題。將使用的所有量表題項(xiàng)進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析，結(jié)果10個(gè)因子特征根值均大于1，且第一個(gè)因子解釋的變異量小于40%，未超過所規(guī)定的臨界值，可知共同方法變異問題并不嚴(yán)重。

4）參考標(biāo)準(zhǔn)。以上量表均采用liker七點(diǎn)計(jì)分方法，從1分“一點(diǎn)不同意”到7分“非常同意”進(jìn)行評分。擬合結(jié)果根據(jù)吳明?。?010）認(rèn)為的“χ2/df小于5可以接受，小于 2 為良好，RMSEA 應(yīng)小于 0.08（越小越好），TLI、IFI、CFI、NFI應(yīng)大于0.90（越大越好）”，符合測量學(xué)的標(biāo)準(zhǔn)，可以投入使用。

1.2.4 居民自主鍛煉動(dòng)機(jī)模型的擬合結(jié)果

研究居民自主參與鍛煉動(dòng)機(jī)形成的有效干預(yù)方式，必須了解自主動(dòng)機(jī)形成的內(nèi)在機(jī)制。本研究以自我決定理論為基礎(chǔ)，構(gòu)建模型，對各變量之間的相互關(guān)系進(jìn)行分析。模型假設(shè)鍛煉支持對居民基本心理需要的滿足程度，促進(jìn)居民鍛煉動(dòng)機(jī)從外部調(diào)節(jié)（控制特征）逐步轉(zhuǎn)到整合調(diào)節(jié)（自主特征）方式，最后變?yōu)閮?nèi)部動(dòng)機(jī)（自主性最強(qiáng)），促進(jìn)和維持鍛煉行為。

Rogers等（2004）提出，如果模型變量過多，結(jié)構(gòu)復(fù)雜，會(huì)對擬合的最終效果帶來影響。為了獲得一個(gè)有效預(yù)測居民鍛煉動(dòng)機(jī)的模型，本研究借鑒卞冉等（2007）的處理方法，采用主成分分析法將量表中的所有條目逐一打包處理，爭取最大的公共因素方差，減少測量誤差，提高獲得簡潔模型的概率（Cattell et al.，1975）。對各量表?xiàng)l目進(jìn)行打包處理，將47個(gè)變?yōu)?5個(gè)（表3）。

表3 各分量表所需合成組合條目數(shù)Table 3 Number of Merging Entry Required by Subscales n=3 017

擬合可見，各項(xiàng)指數(shù)都達(dá)到了理想水平。鍛煉支持對基本心理需要的預(yù)測路徑都呈顯著性，解釋了57%自主動(dòng)機(jī)的方差。Modle 1～5因素模型預(yù)測居民參與鍛煉動(dòng)機(jī)的合理性得到驗(yàn)證。鍛煉支持可以作為激發(fā)居民鍛煉自主動(dòng)機(jī)干預(yù)手段的假設(shè)得到支持，為進(jìn)一步的縱向研究提供了理論前提。

運(yùn)用Amos 17.0提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，先進(jìn)行總體效應(yīng)和個(gè)別效應(yīng)的檢驗(yàn)，最后計(jì)算經(jīng)由基本需要的中介強(qiáng)度。中介效應(yīng)與總效應(yīng)的比值作為中介強(qiáng)度的評價(jià)指標(biāo)，反映的是中介效應(yīng)的大小。由采用bootstrap方法得出的估計(jì)值及其誤差參數(shù)圖可見，總體中介效應(yīng)的估計(jì)值為0.021（P＜0.05），鍛煉支持對自主動(dòng)機(jī)的總體效應(yīng)是顯著的。對于自主需要中介效應(yīng)的估計(jì)：鍛煉支持到自主感（a1=0.620，P＜0.05）、自主感到動(dòng)機(jī)（b1=0.440，P＜0.05）兩個(gè)路徑系數(shù)都顯著，且自主感中介效應(yīng)為0.620×0.440=0.273（P＜0.05），說明自主感在鍛煉支持和動(dòng)機(jī)中間起顯著中介作用；鍛煉支持到動(dòng)機(jī)（d=0.051，P＞0.05），路徑系數(shù)不顯著，說明自主需要屬于完全顯著中介效應(yīng)。同理，鍛煉支持到能力感（a2=0.630，P＜0.05），能力感到動(dòng)機(jī)（b2=0.460，P＜0.05），這兩個(gè)路徑系數(shù)都顯著，且能力感中介效應(yīng)為0.630×0.460=0.290（P＜0.05），說明能力感在鍛煉支持和動(dòng)機(jī)中間起顯著中介作用，鍛煉支持到動(dòng)機(jī)（d=0.051，P＞0.05），路徑系數(shù)不顯著，說明能力需要屬于完全顯著中介效應(yīng)。關(guān)系感中介效應(yīng)的估計(jì)：鍛煉支持到關(guān)系感（a3=0.430，P＜0.05），關(guān)系感到動(dòng)機(jī)（b3=0.021，P＞0.05），有一個(gè)路徑系數(shù)不顯著需要繼續(xù)做Sobel檢驗(yàn)，通過Sobel檢驗(yàn)，檢驗(yàn)公式為：

a3=0.430，Sa3=0.053，Sb3=0.075，b3=0.020，得檢驗(yàn)系數(shù)Za3b3=0.507，P＞0.05，說明關(guān)系需要在鍛煉支持和動(dòng)機(jī)中間的中介效應(yīng)不顯著。

用Amos 17.0中的bootstrap方法進(jìn)行直接、間接和總效應(yīng)的估計(jì)，基本達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著性水平（表4）。鍛煉支持經(jīng)由三條路徑對動(dòng)機(jī)產(chǎn)生間接影響。第一條路徑為鍛煉支持→自主需要→動(dòng)機(jī)，其中介強(qiáng)度為48.0%。第二條路徑為鍛煉支持→能力需要→動(dòng)機(jī)，其中介強(qiáng)度為51.0%，占總效應(yīng)的一半以上，中介強(qiáng)度最大。第三條路徑為鍛煉支持→關(guān)系需要→動(dòng)機(jī)，其中介強(qiáng)度最弱，為1.6%。

表4 鍛煉支持對自主動(dòng)機(jī)預(yù)測的總效應(yīng)和各間接效應(yīng)Table 4 The Total and Indirect Effects of Exercise Support on the Prediction of Autonomous Motivation

對加入鍛煉意向和鍛煉行為變量的Modle 2～7因素模型進(jìn)行擬合，可見，基本心理需要共同解釋了57%自主動(dòng)機(jī)的方差、62%鍛煉意向的方差、77%鍛煉行為的方差?；拘枰怯行ьA(yù)測自主動(dòng)機(jī)的變量，能夠很好地預(yù)測鍛煉意向和鍛煉行為的有效變量。這也提示了自主動(dòng)機(jī)是促進(jìn)和保持鍛煉行為的直接動(dòng)力和源泉（圖4），說明自主特征高的鍛煉支持（a1=0.62，P＜0.00）會(huì)導(dǎo)致較高自主需要滿足（b1=0.63，P＜0.00），自主特征高鍛煉支持（a2=0.44，P＜0.00）會(huì)帶來較高能力需要滿足（b2=0.46，P＜0.00）。鍛煉者的自主需要、能力需要會(huì)進(jìn)一步形成高的自主動(dòng)機(jī)（e=0.780，P＜0.00），促使其鍛煉意向的產(chǎn)生，最后變成維持和促進(jìn)鍛煉行為的動(dòng)力（表5）。

表5 群眾參與鍛煉動(dòng)力模型擬合結(jié)果Table 5 Fitting Results of Motivation Model of Mass Physical Exercise n=3 017

圖4 Modle 2～7因素模型的路徑系數(shù)Figure 4. Path Coefficient of Model 2-7 Factors

1.3 研究三：有效引導(dǎo)居民自主參與鍛煉動(dòng)機(jī)的形成

1.3.1 數(shù)據(jù)來源

向18～25歲、36～45歲和56～65歲共210名研究參與者發(fā)放《鍛煉動(dòng)機(jī)量表》，回收199份有效問卷。其中，18～25歲組77人，36～45歲組69人和56～65歲組53人。16周后進(jìn)行第二次測試（表6）。

表6 不同年齡特征組及其干預(yù)措施Table 6 Characteristics of Different Age Groups and Their Interventions

1.3.2 研究設(shè)計(jì)

采用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)的縱向研究設(shè)計(jì)，將每組隨機(jī)分為干預(yù)組與對照組，為3個(gè)干預(yù)組提供鍛煉支持并進(jìn)行干預(yù)。2018年9月正式開始16周的干預(yù)實(shí)驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)前發(fā)送提醒信息，2019年1月底結(jié)束干預(yù)并將數(shù)據(jù)用于研究分析（圖5）。

圖5 居民自主鍛煉動(dòng)機(jī)的干預(yù)流程Figure 5.Intervention Process of Residents ofAutonomous Motivation

1.3.3 鍛煉支持對居民自主參與鍛煉動(dòng)機(jī)的影響

干預(yù)后，獲得181個(gè)有效樣本數(shù)據(jù)用于統(tǒng)計(jì)分析。性別及年齡分布在各組中基本平衡，缺失情況相當(dāng)，不影響干預(yù)效果。干預(yù)前后不同年齡干預(yù)組和對照組樣本信息的描述性結(jié)果見表7。

表7 鍛煉干預(yù)前后各組情況的統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 7 Statistical Results of Each Group Before andAfter Exercise Intervention

1）18～25歲年齡組自主動(dòng)機(jī)的干預(yù)效果分析。采用協(xié)方差分析對3個(gè)年齡組干預(yù)后的鍛煉自主動(dòng)機(jī)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。其中，鍛煉自主動(dòng)機(jī)是因變量，組別是自變量，前測鍛煉自主動(dòng)機(jī)是協(xié)變量。協(xié)方差分析的前提條件是各組斜率要相等。本研究選用I型方差分析模型（Type I）分別檢驗(yàn)各組別、各組鍛煉自主動(dòng)機(jī)的主效應(yīng)以及3個(gè)組別×各組前測鍛煉自主動(dòng)機(jī)的交互作用，顯示：18～25歲組別×前測鍛煉自主動(dòng)機(jī)（F=4.078，P＞0.05）、36～45歲組別×前測鍛煉自主動(dòng)機(jī)（F=1.745，P＞0.05）、56～65歲鍛煉自主動(dòng)機(jī)×組別的交互作用（F=1.134，P＞0.05）都未呈現(xiàn)顯著性，說明斜率一致，符合預(yù)分析的基本要求，可以繼續(xù)進(jìn)行協(xié)方差分析。

具備協(xié)方差分析的前提條件得到驗(yàn)證后，去掉交互項(xiàng)并選用III型（Type III）方差分析模型繼續(xù)檢驗(yàn)兩組修正均數(shù)的差異性。表明，18～25歲與36～45歲兩個(gè)組的組別與前測鍛煉自主動(dòng)機(jī)都對后測鍛煉自主動(dòng)機(jī)有影響，56～65歲組的組別與前測鍛煉自主動(dòng)機(jī)對鍛煉自主動(dòng)機(jī)影響不顯著。具體為：檢驗(yàn)調(diào)整協(xié)變量之后各年齡組的對照組與干預(yù)組間均值的比較結(jié)果是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。18～25歲年齡組間比較結(jié)果（F=72.894，P＜0.01），見表8。36～45歲年齡組間（F=18.812，P＜0.01）呈顯著性（表9）。56～65歲年齡組間（F=0.757，P＞0.05）干預(yù)效果未呈顯著性（表10）。

表8 18～25歲年齡組自主動(dòng)機(jī)的協(xié)方差正式分析Table 8 FormalAnalysis of Covariance ofAutonomous Motivation in 18～25Age Group n=72

表9 36～45歲年齡組自主動(dòng)機(jī)變量的協(xié)方差正式分析結(jié)果Table 9 Results of FormalAnalysis of Covariance of Autonomous in 36～45Age Group n=69

表10 56～65歲年齡組自主動(dòng)機(jī)變量的協(xié)方差正式分析結(jié)果Table 10 Results of Formal Analysis of Covariance of Autonomous in 36～65Age Group n=44

由干預(yù)后的鍛煉自主動(dòng)機(jī)修正均數(shù)與置信區(qū)間結(jié)果可得，18～25歲干預(yù)組的自主動(dòng)機(jī)均值高于對照組。修正均數(shù)的方差分析結(jié)果表明，排除協(xié)變量對干預(yù)效果的影響后，組間的鍛煉自主動(dòng)機(jī)仍然存在顯著性差異（P＜0.05），鍛煉支持對18～25歲年齡組自主性鍛煉動(dòng)機(jī)的影響是有效的（表11）。

表11 18～25歲年齡組自主動(dòng)機(jī)的修正均數(shù)的方差分析結(jié)果Table 11 Anova Results of Modified Mean of Autonomous Motivation in 18～25Age Group n=72

2）36～45歲年齡組自主動(dòng)機(jī)的干預(yù)效果分析。由干預(yù)后的鍛煉自主動(dòng)機(jī)修正均數(shù)與置信區(qū)間比較結(jié)果可得，36～45歲干預(yù)組的自主動(dòng)機(jī)均值高于對照組的。排除協(xié)變量對干預(yù)效果的影響后，組間的鍛煉自主動(dòng)機(jī)仍然存在顯著性差異（P＜0.05）。干預(yù)組的鍛煉自主動(dòng)機(jī)明顯高于對照組的均值，鍛煉支持對36～45歲組自主動(dòng)機(jī)的影響是有效的（表12）。

表12 36～45歲年齡組自主動(dòng)機(jī)的修正均數(shù)的方差分析結(jié)果Table 12 Anova Results of Modified Mean of Autonomous Motivation in 36～45Age Group n=69

3）56～65歲年齡組自主性鍛煉動(dòng)機(jī)的干預(yù)效果分析。比較干預(yù)后的組間鍛煉自主動(dòng)機(jī)修正均數(shù)與置信區(qū)間結(jié)果，發(fā)現(xiàn)56～65歲干預(yù)組的鍛煉自主動(dòng)機(jī)均值雖高于對照組的，但方差分析顯示，排除協(xié)變量對干預(yù)效果的影響后，組間自主動(dòng)機(jī)不存在顯著性差異（P＞0.05）。鍛煉支持對56～65歲年齡組自主動(dòng)機(jī)的影響不顯著（表13）。

表13 56～65歲年齡組自主動(dòng)機(jī)修正均數(shù)的方差分析結(jié)果Table 13 Anova Results of Modified Mean of Autonomous Motivation in 56～65Age Group n=44

2 討論

2.1 群眾體育參與特征分析

從我國居民體育鍛煉基本特征可以看出，全民健身工程的推進(jìn)已初見成效。但還應(yīng)該看到研究參與者中有1/3的人是處于思想意識中的“鍛煉”，只想不做；901人處于前意向階段，根本沒有鍛煉的想法。這說明，要想實(shí)現(xiàn)全民積極地參與體育鍛煉，還需要進(jìn)一步提高居民鍛煉的主動(dòng)性。

鍛煉人群存在明顯的年齡差異，參與者以中老年人為主，中年群體參與率最低。這與楊永鐘等（2017）的研究基本一致。但楊永鐘等（2017）在分析各年齡階段鍛煉人數(shù)的分布情況后又繼續(xù)調(diào)查了不同性別、職業(yè)等維度的人數(shù)分布特征。本研究認(rèn)為，只有進(jìn)一步了解各年齡階段居民的鍛煉動(dòng)機(jī)特征，才能夠針對內(nèi)在原因找到激發(fā)自主動(dòng)機(jī)的有效措施。隨年齡的增加，分布在外部調(diào)節(jié)上（控制性強(qiáng)）的人數(shù)呈現(xiàn)“U”形特征趨勢，可見年齡階段兩端參與動(dòng)機(jī)的控制特征較強(qiáng)。盡管青年和老年在參加體育鍛煉的人數(shù)上多于中年，但就動(dòng)機(jī)特征而言，分布在外部調(diào)節(jié)上（控制性強(qiáng)）的人數(shù)最多，所以表現(xiàn)為參與鍛煉的人數(shù)多但鍛煉動(dòng)機(jī)呈現(xiàn)更多的控制性而非自主性。這或許是因?yàn)榍嗄耆后w的鍛煉行為部分來自體能測試、教師監(jiān)督、體育達(dá)標(biāo)等控制特征的外因，這支持了楊永鐘等（2017）的研究。老年群體的鍛煉動(dòng)機(jī)具有較強(qiáng)的控制性，可能是因?yàn)樗麄冸m然更重視健康但又擔(dān)心意外受傷等。36～45歲的中年群體，雖然處于前意向階段（從不鍛煉）的人數(shù)最多，但是鍛煉動(dòng)機(jī)處于外部調(diào)節(jié)（控制特征）上的人數(shù)分布最少?？梢娭心耆巳弘m然鍛煉參與人數(shù)少，但動(dòng)機(jī)并不完全來自控制動(dòng)機(jī)，如由于工作繁忙和各種外部壓力等無暇鍛煉。不能控制自己的行為，也就削弱了行為的意愿，這符合計(jì)劃行為理論的核心觀點(diǎn)。

中青年群體是參與者中有待提高鍛煉積極性的重要部分。只有根據(jù)不同群體動(dòng)機(jī)特點(diǎn)來激發(fā)其鍛煉積極性，才能讓更多的居民參與到健身活動(dòng)中來，實(shí)現(xiàn)全民族身體素質(zhì)整體提高的終極目標(biāo)。因此，進(jìn)一步激發(fā)廣大群眾積極參與體育鍛煉的動(dòng)機(jī)，理應(yīng)受到全社會(huì)的關(guān)注和支持。

2.2 有效引導(dǎo)居民自主參與動(dòng)機(jī)形成過程的分析

以自我決定理論為基礎(chǔ)建立的模型可以很好地解釋居民鍛煉自主動(dòng)機(jī)的形成過程，也進(jìn)一步闡明有效引導(dǎo)自主動(dòng)機(jī)形成的具體環(huán)節(jié)。鍛煉支持對居民鍛煉自主動(dòng)機(jī)的作用是通過滿足三大基本需要（自主需要、能力需要和關(guān)系需要）實(shí)現(xiàn)的，并使其成為激發(fā)自主動(dòng)機(jī)形成的原始力量。這提示，通過鍛煉支持最大化地滿足人們的心理需求是十分重要的。

從環(huán)境心理學(xué)角度分析，人的行為不僅是環(huán)境刺激和誘發(fā)的產(chǎn)物，更是通過知、情、意等心理活動(dòng)的改變而產(chǎn)生變化。Markland等（2016）認(rèn)為，支持是一種能夠理解和接受他人的觀點(diǎn)，提供指導(dǎo)建議，并能夠使他們獲得指導(dǎo)和鼓勵(lì)的方式。鍛煉支持表現(xiàn)為以自主而非控制特征為主的干預(yù)方式，印證了自主性的鍛煉支持方式不僅為鍛煉者提供了良好的氛圍，也對鍛煉者的知、情、意等心理和行為具有重要的啟動(dòng)和指示作用。這種作用是鍛煉者多次進(jìn)入自主性的鍛煉環(huán)境時(shí)，通過環(huán)境氛圍釋放的支持信息來實(shí)現(xiàn)的?？梢?，鍛煉支持不僅是行為主義所述的條件反射或示范作用，更是環(huán)境心理學(xué)解釋的鍛煉支持信息對鍛煉者基本心理需要的調(diào)整、改變和滿足，進(jìn)而促進(jìn)鍛煉主動(dòng)性和堅(jiān)持性。

本研究中，能力需要起最大強(qiáng)度的完全中介作用，這與Deci等（2000）的研究結(jié)果完全一致。從形成過程來看，鍛煉支持的干預(yù)方式讓鍛煉參與者感受到能力與自我價(jià)值的體現(xiàn)。本研究支持能力和自主需要是鍛煉者一種普遍性的需要，能力與自主需要滿足作為中介的作用是符合情理的。

對關(guān)系需要的研究與彭春政（2018）有所不同，本研究選取的是普通群眾而非某一特殊領(lǐng)域的工作人員，對于關(guān)系需要的認(rèn)知程度不同也符合實(shí)際情況。Teixeira等（2018）對153名健身房使用者進(jìn)行橫斷調(diào)查，中介模型結(jié)果顯示，基本心理需要與運(yùn)動(dòng)的積極，情緒體驗(yàn)相關(guān)，情緒越積極，越容易激起自主性動(dòng)機(jī)。建議專業(yè)人士應(yīng)創(chuàng)造心理上的支持環(huán)境，識別與需要相關(guān)的運(yùn)動(dòng)行為，從而增強(qiáng)對運(yùn)動(dòng)的自主性動(dòng)機(jī)?？梢?，社會(huì)性支持行為、基本心理需要與內(nèi)在動(dòng)機(jī)的關(guān)系可能遠(yuǎn)比我們想象的要復(fù)雜得多，鍛煉支持對三大基本心理需要的影響會(huì)隨著鍛煉者、環(huán)境等因素的變化而發(fā)生變化。這也是未來深入研究的一個(gè)方向所在。

2.3 有效引導(dǎo)居民自主參與鍛煉動(dòng)機(jī)的研究

自主動(dòng)機(jī)模型的擬合結(jié)果很好地解釋變量之間的相互關(guān)系，為鍛煉支持作為促進(jìn)居民自主動(dòng)機(jī)有效干預(yù)手段提供了支持。鍛煉支持是一種自主性強(qiáng)而控制性低的社會(huì)支持方式，能夠讓鍛煉者通過獲得不同程度的指導(dǎo)和鼓勵(lì)促使其鍛煉自主動(dòng)機(jī)的形成。這符合行為主義理論對此假設(shè)的解釋，即在自主氛圍中，如果一個(gè)人做出的某種反應(yīng)反復(fù)地導(dǎo)致陽性強(qiáng)化，那么這種反應(yīng)就會(huì)鞏固下來，甚至變成習(xí)慣性行為?？芍?，行為有可能通過自主環(huán)境等條件反射使主動(dòng)鍛煉成為習(xí)慣。

Fenton等（2020）通過3個(gè)月社會(huì)支持的心理干預(yù)并量身定制鍛煉計(jì)劃對風(fēng)濕性關(guān)節(jié)炎（RA）患者進(jìn)行干預(yù)發(fā)現(xiàn)，患者積極配合的意識增強(qiáng)，鍛煉動(dòng)機(jī)有所提升，鍛煉行為也發(fā)生轉(zhuǎn)變。雖然與本研究選擇的樣本不同，但是道理相同，鍛煉支持讓參與者有了更多的選擇和鼓勵(lì)。因此，鍛煉支持干預(yù)方式能夠有效地引導(dǎo)自主性的形成，最終成為維持鍛煉行為的內(nèi)部力量是合乎邏輯的。

縱向的干預(yù)實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證了鍛煉支持對自主動(dòng)機(jī)形成影響的有效性，也驗(yàn)證了鍛煉支持對不同年齡鍛煉者干預(yù)效果的不同。此與近期的一項(xiàng)研究（Sanchez-Oliva et al.，2020）結(jié)果一致。對1 259名12～16歲學(xué)生鍛煉自主性的研究發(fā)現(xiàn)，基本需要不僅可以預(yù)測主動(dòng)從事課外鍛煉的意圖和動(dòng)機(jī)，還在促進(jìn)自主動(dòng)機(jī)方面，男生比女生受益更多。不同年級的學(xué)生，需求滿意度與自主動(dòng)機(jī)之間的聯(lián)系也不同。所以，鍛煉支持方式對18～25歲和36～45歲兩個(gè)年齡階段效果顯著，對55～65歲年齡階段的干預(yù)效果并不顯著，年齡具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

18～25歲屬于青年鍛煉者，自我意識較強(qiáng)烈，喜歡自主地確定計(jì)劃與目標(biāo)，厭倦控制性的命令和外在壓力。在理論層面，青年群體對環(huán)境給予的支持更加敏感，更容易接納這種鍛煉支持方式，積極參與體育鍛煉。

36～45歲的中年鍛煉者大多自我意識明確，自制力強(qiáng)，能夠以客觀現(xiàn)實(shí)為立足點(diǎn)決定自己的言行舉止，這是此階段特有的心理特征。他們知道健康的重要性，但多數(shù)又承受著社會(huì)和家庭的雙重壓力，不堅(jiān)持鍛煉或者退出體育鍛煉往往是時(shí)間和空間不能自控的結(jié)果，體育鍛煉就蛻變?yōu)樗枷胍庾R中的鍛煉。鍛煉支持能在某種程度上緩解他們精神與現(xiàn)實(shí)生活中的壓力，研究證明這一干預(yù)方式對他們是有效的。

鍛煉支持對于56～65歲的老年人鍛煉自主動(dòng)機(jī)的影響不顯著，或許是因?yàn)檫@個(gè)年齡階段的人較難正確接收外界信息，行為態(tài)度固守習(xí)慣化了的方式，甚至容易誤解指導(dǎo)者的勸解干預(yù)。Arnautovska等（2019）對老年人的體育活動(dòng)及相關(guān)影響因素進(jìn)行了2周的跟蹤調(diào)查，自我報(bào)告后分析結(jié)果可見：鍛煉自主動(dòng)機(jī)與意圖更多地受態(tài)度和感知行為控制的調(diào)節(jié)，而不受主觀規(guī)范的調(diào)節(jié)。另外，由于身心功能衰退和社會(huì)關(guān)系疏遠(yuǎn)造成的心理不穩(wěn)定，以及受傳統(tǒng)觀念的影響把家務(wù)勞動(dòng)放到首位、擔(dān)心受傷等，都是難以改變老年人心理活動(dòng)的固守原因。

因此，鍛煉支持對于居民自主鍛煉動(dòng)機(jī)的引導(dǎo)效果是顯著的，但在引導(dǎo)過程中要充分考慮不同年齡居民的關(guān)注點(diǎn)，以便有效地促進(jìn)自主鍛煉動(dòng)機(jī)的形成。

3 研究的不足

本研究在前人的基礎(chǔ)上做了進(jìn)一步的探索，完成了縱向研究，但由于集中進(jìn)行干預(yù)確實(shí)存在許多現(xiàn)實(shí)困難，同時(shí)考慮到干預(yù)過程中有一些樣本流失，鍛煉者年齡分布在各組別的人數(shù)差別較大，所以將本想采用的干預(yù)匹配、不匹配和無干預(yù)改為同種干預(yù)和不干預(yù)兩種。再者，除年齡改變自主支持對自主動(dòng)機(jī)產(chǎn)生影響以外，可能還有許多因素，如性格、性別等，作為未來繼續(xù)探討的研究方向。未來研究中，還需要對干預(yù)方式進(jìn)行細(xì)化，加大樣本量進(jìn)行各年齡階段的干預(yù)，繼續(xù)檢驗(yàn)自我決定理論的研究假設(shè)。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

全民健身已有成效，但仍然存在鍛煉各階段人數(shù)分布不均、年齡不平衡的問題。整體來看，36～45歲年齡組參與鍛煉的人最少。鍛煉自主動(dòng)機(jī)模型能夠很好地解釋和預(yù)測研究參與者自主動(dòng)機(jī)的形成過程。鍛煉支持是通過自主需要和能力需要的滿足來促進(jìn)自主動(dòng)機(jī)的形成的。其有效地引導(dǎo)了不同年齡階段鍛煉者自主動(dòng)機(jī)的形成。對18～25歲年齡組與36～45歲年齡組的自主動(dòng)機(jī)引導(dǎo)效果顯著。年齡具有調(diào)節(jié)作用。

4.2 建議

鍛煉支持的干預(yù)方式有利于引導(dǎo)中青年鍛煉者自主參與鍛煉動(dòng)機(jī)的形成。各類社會(huì)組織、團(tuán)體和單位應(yīng)重視鍛煉支持的強(qiáng)大引導(dǎo)作用，推行以鍛煉支持為中心的“自主型”健康干預(yù)理念和方式，引導(dǎo)過程中要考慮不同年齡段的任務(wù)和關(guān)注點(diǎn)，重點(diǎn)加大對滿足能力和自主需要方式的改進(jìn)來促進(jìn)自主動(dòng)機(jī)的形成。只要政府和社會(huì)真正重視與支持群眾體育活動(dòng)的發(fā)展，很好地履行各自的社會(huì)責(zé)任，群眾性體育活動(dòng)必將得以蓬勃發(fā)展。