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摘 要： 摘要：基于自我決定理論并結(jié)合本土化研究取向，對群眾體育參與動力的有效引導機制進行遞進研究：首先，對3017名18～75歲居民的鍛煉參與情況及動力特征進行研究;其次，通過模型構(gòu)建探討動機形成的機制;最后，運用縱向干預實驗尋找有效的引導方案。結(jié)果：1)鍛
摘要：基于自我決定理論并結(jié)合本土化研究取向，對群眾體育參與動力的有效引導機制進行遞進研究：首先，對3017名18～75歲居民的鍛煉參與情況及動力特征進行研究;其次，通過模型構(gòu)建探討動機形成的機制;最后，運用縱向干預實驗尋找有效的引導方案。結(jié)果：1)鍛煉行為在各階段的人數(shù)分布差異較大，存在年齡不平衡的特征。前意向階段的人集中在36～45歲和18～25歲，意向和準備階段的人集中在36～65歲，行動和保持階段的人集中在18～25歲和55～65歲。其中，36～45歲參加體育鍛煉的人最少;18～75歲各階段，鍛煉參與者分布在動機的外部調(diào)節(jié)(控制特征)的人數(shù)呈現(xiàn)出明顯的“U”形趨勢。2)鍛煉參與動力模型能夠很好地解釋和預測自主動機形成的內(nèi)在機制，3個基本心理需要具有中介效應且中介強度不同。3)鍛煉支持對不同年齡鍛煉參與者自主動機的干預效果不同，年齡具有調(diào)節(jié)效應。
關鍵詞：群眾體育;自我決定理論;參與動力;有效引導
研究證實，適當?shù)捏w育鍛煉對健康促進有積極作用(姜媛等，2018;Fanetal.，2017)。盡管如此，我國居民鍛煉積極性仍然不高，體育參與動力不足(丁小燕等，2019;高鵬飛等，2019)。積極的鍛煉動機是自主參加體育鍛煉的重要基礎，也是終身體育習慣養(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性，是群眾體育發(fā)展的重點。黨的十八大以來，我國把全民健身上升為國家倡議，從國家頂層設計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系來探討促進鍛煉自主動機形成的方法。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，討論這一群體的動機特征、體質(zhì)情況與鍛煉的關系(楊劍等，2013;鄒如銅，2019);二是從理論層面探討影響因素，更加關注社會政策制定的干預策略、教育引導對動機的影響(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機和行為的作用(朱嬌等，2017)。相關鍛煉動機的研究脈絡已漸清晰，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)擴大，具體表現(xiàn)為：1)大多數(shù)研究只關注動機的某一側(cè)面，研究范圍相對狹窄，多數(shù)是對大學生群體鍛煉動機的研究;2)研究設計拘泥于橫斷層面探討變量關系，缺少縱向?qū)用鎸σ蚬P系的驗證;3)忽視動機形成的復雜性，除了外部因素以外，動機還會受到個人心理需要、不同年齡等因素的影響。現(xiàn)有研究的局限性導致自主動機形成的實踐效果并不理想。
本文結(jié)合本土化研究取向?qū)θ罕婓w育參與動力的有效引導機制進行遞進研究。首先，根據(jù)階段轉(zhuǎn)變理論的劃分特征獲取相關數(shù)據(jù)，了解居民的鍛煉參與情況及動力特征并發(fā)現(xiàn)問題。其次，以自我決定理論為理論基礎，從社會環(huán)境、個人需要、發(fā)展過程等角度研究自主鍛煉動機的形成機制，建構(gòu)一個能夠預測我國居民鍛煉積極性的理論模型。最后，通過縱向干預實驗探討因果關系，找到有效的引導方案實現(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)查分類標準，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)居民進行問卷調(diào)查，按6個年齡段多階段分層隨機抽樣，每個年齡區(qū)間75份，每個地區(qū)450份，共計3150份，最終有效問卷3017份。
1.1.2維度確定
跨理論模型(thetrans-theoreticalmodel，TTM)在國內(nèi)外體育鍛煉領域已得到有效運用(楊劍等，2014)。變化階段作為跨理論模型的核心，被認為是認識和預測與健康有關的行為改變的理論基礎(劉明靜，2014;楊劍，2014)。變化階段包含的前意向、意向、準備、行動和保持5個階段，說明個體行為變化的過程在主觀意識上希望積極主動參與體育鍛煉的程度(楊敏，2012)。個體的鍛煉意愿越積極，就會有越強烈的情感進入行為變化(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，依照Peipert等(1998)設計的《階段轉(zhuǎn)變問卷》中對應的題項(李京誠，2009)，以體現(xiàn)居民對未來參與體育鍛煉的態(tài)度。該指標已在前人成果中得到廣泛運用(范卉穎等，2017)，能夠有效反映各階段運動意愿的基本特征。如前意向階段：目前不鍛煉，在未來的6個月內(nèi)也沒有開始規(guī)律鍛煉的計劃;意向階段：目前不鍛煉，但打算在未來的6個月內(nèi)開始規(guī)律鍛煉;準備階段：現(xiàn)在偶爾鍛煉打算，在未來的1個月內(nèi)開始規(guī)律鍛煉;行動階段：已經(jīng)開始規(guī)律性鍛煉，但持續(xù)時間未到6個月;堅持階段：進行規(guī)律的體育鍛煉已經(jīng)超過6個月。
年齡維度展現(xiàn)與個體生理變化相關的信息。它不僅是研究個體心理特征的重要指標，也是探索社會環(huán)境對行為模式影響的重要指標，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《鍛煉動機量表》為測量工具，獲取相關數(shù)據(jù)作為居民體育鍛煉特征的參考信息。Ryan等(1989)編制的《鍛煉動機量表》有外部調(diào)節(jié)、投射調(diào)節(jié)、認同調(diào)節(jié)和整合調(diào)節(jié)4個維度共16個題項，反映鍛煉參與的動力調(diào)節(jié)方式。進行探索性因子分析，采用正交轉(zhuǎn)軸，以特征值大于1為提取標準，共抽取4個因素。驗證性因子分析的結(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Cron‐bach’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劃(意向階段和準備階段);超過1/3的人有真正意義上的鍛煉行為(行動階段和保持階段)，而真正形成規(guī)律鍛煉習慣的只有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)。
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動機特征的調(diào)查可見：分布在4種動機調(diào)節(jié)方式的人數(shù)相當，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。可見，盡管36～55歲年齡組處于前意向階段的人數(shù)最多，但鍛煉參與動機以整合調(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他們的鍛煉自主性非常必要(表2，圖2)。
1.2研究二：居民自主鍛煉動機形成機制
1.2.1居民自主參與鍛煉動機理論模型的構(gòu)建
自我決定理論是美國心理學家Deci(1975)提出的動機理論。其核心假設之一認為，內(nèi)、外部動機是一個可以相互轉(zhuǎn)化的連續(xù)體;核心假設之二認為，個體的自主、能力和關系的滿足促使外部動機經(jīng)過外部調(diào)節(jié)、投射調(diào)節(jié)、認同調(diào)節(jié)、整合4種方式轉(zhuǎn)化為自主性動機。自主性動機是從事活動時具有充分的意愿感、意志感的動機，是激發(fā)個體行為主動性和堅持性的主導因素(張春虎，2019)。
Deci等(2001)發(fā)現(xiàn)，領導的自主支持顯著地預測了員工的3種心理需要和工作自主動機。孫開宏等(2010)認為，社會環(huán)境的自主支持影響小學高年級女生體育課學習動機，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，當環(huán)境因素滿足基本心理需要時就會促使動機內(nèi)化。這為我國居民自主參與鍛煉動機的轉(zhuǎn)化途徑模式構(gòu)建提供了思路(圖3)。
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》《鍛煉動機量表》為工具對調(diào)查對象(同研究一)進行測試，剔除信息不全的無效樣本，收集3017個有效樣本，作為居民自主參與鍛煉動機模型擬合的參考信息進行研究。
1.2.3測量工具
1)翻譯過程。對國外量表進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目文字表述的適宜程度再次修訂;最終取得一名運動心理學教授的認可后投入使用。
2)信效度檢驗。采用Lim等(2009)編制的《鍛煉氣氛量表》完整版，共有6個題項，用來評價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為提取標準，抽取1個因素。驗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、能力和關系需要3個維度18個題項，用來評價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)和模型的標準化負荷修正后，調(diào)整標準化負荷小于0.5且在其他因子修正指數(shù)不高的2個題目，重新進行探索性因子分析，采用正交轉(zhuǎn)軸，以特征值大于1為提取標準，共抽取3個因素，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個條目組成。對此量表進行探索性因子分析，采用正交轉(zhuǎn)軸并抽取4個條目，以特征值大于1為提取標準，抽取1個因素。驗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。
孫延林(2001)使用的體育活動等級量表分為強度、時間和頻率3個維度，以三者乘積來評價居民的鍛煉行為。探索性因子分析以特征值大于1為提取標準，抽取3個因素。驗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，Cron‐bach’s信度系數(shù)依次為0.830、0.890、0.841。
自主動機的計算方法依據(jù)Grolnick等(1989)的做法，利用外部調(diào)節(jié)×(-2)+投射調(diào)節(jié)×(-1)+認同調(diào)節(jié)×(+1)+內(nèi)部動機×(+2)合為一個相對自主指數(shù)(relativeautonomyindex，RAI)，來體現(xiàn)居民鍛煉動機的相對自主程度(Niemiecaetal.，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，RAI的計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機的相對自主程度(Grolnicketal.，1989)。
3)共同方法偏差與檢驗分析。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，進行統(tǒng)計控制，依據(jù)Podsakoff等(2003)的做法，采用Harman單因素檢驗共同方法偏差問題。將使用的所有量表題項進行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析，結(jié)果10個因子特征根值均大于1，且第一個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重。
4)參考標準。以上量表均采用liker七點計分方法，從1分“一點不同意”到7分“非常同意”進行評分。擬合結(jié)果根據(jù)吳明隆(2010)認為的“χ2/df小于5可以接受，小于2為良好，RMSEA應小于0.08(越小越好)，TLI、IFI、CFI、NFI應大于0.90(越大越好)”，符合測量學的標準，可以投入使用。
1.2.4居民自主鍛煉動機模型的擬合結(jié)果
研究居民自主參與鍛煉動機形成的有效干預方式，必須了解自主動機形成的內(nèi)在機制。本研究以自我決定理論為基礎，構(gòu)建模型，對各變量之間的相互關系進行分析。模型假設鍛煉支持對居民基本心理需要的滿足程度，促進居民鍛煉動機從外部調(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)部動機(自主性最強)，促進和維持鍛煉行為。
Rogers等(2004)提出，如果模型變量過多，結(jié)構(gòu)復雜，會對擬合的最終效果帶來影響。為了獲得一個有效預測居民鍛煉動機的模型，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(Cattelletal.，1975)。對各量表條目進行打包處理，將47個變?yōu)?5個(表3)。
擬合可見，各項指數(shù)都達到了理想水平。鍛煉支持對基本心理需要的預測路徑都呈顯著性，解釋了57%自主動機的方差。Modle1～5因素模型預測居民參與鍛煉動機的合理性得到驗證。鍛煉支持可以作為激發(fā)居民鍛煉自主動機干預手段的假設得到支持，為進一步的縱向研究提供了理論前提。
運用Amos17.0提出的中介效應檢驗程序，先進行總體效應和個別效應的檢驗，最后計算經(jīng)由基本需要的中介強度。中介效應與總效應的比值作為中介強度的評價指標，反映的是中介效應的大小。由采用bootstrap方法得出的估計值及其誤差參數(shù)圖可見，總體中介效應的估計值為0.021(P<0.05)，鍛煉支持對自主動機的總體效應是顯著的。對于自主需要中介效應的估計：鍛煉支持到自主感(a1=0.620，P<0.05)、自主感到動機(b1=0.440，P<0.05)兩個路徑系數(shù)都顯著，且自主感中介效應為0.620×0.440=0.273(P<0.05)，說明自主感在鍛煉支持和動機中間起顯著中介作用;鍛煉支持到動機(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。同理，鍛煉支持到能力感(a2=0.630，P<0.05)，能力感到動機(b2=0.460，P<0.05)，這兩個路徑系數(shù)都顯著，且能力感中介效應為0.630×0.460=0.290(P<0.05)，說明能力感在鍛煉支持和動機中間起顯著中介作用，鍛煉支持到動機(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。
對加入鍛煉意向和鍛煉行為變量的Modle2～7因素模型進行擬合，可見，基本心理需要共同解釋了57%自主動機的方差、62%鍛煉意向的方差、77%鍛煉行為的方差。基本需要是有效預測自主動機的變量，能夠很好地預測鍛煉意向和鍛煉行為的有效變量。這也提示了自主動機是促進和保持鍛煉行為的直接動力和源泉(圖4)，說明自主特征高的鍛煉支持(a1=0.62，P<0.00)會導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、能力需要會進一步形成高的自主動機(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鍛煉行為的動力(表5)。
1.3研究三：有效引導居民自主參與鍛煉動機的形成
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《鍛煉動機量表》，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周后進行第二次測試(表6)。
1.3.2研究設計
采用準實驗的縱向研究設計，將每組隨機分為干預組與對照組，為3個干預組提供鍛煉支持并進行干預。2018年9月正式開始16周的干預實驗。實驗前發(fā)送提醒信息，2019年1月底結(jié)束干預并將數(shù)據(jù)用于研究分析(圖5)。
1.3.3鍛煉支持對居民自主參與鍛煉動機的影響
干預后，獲得181個有效樣本數(shù)據(jù)用于統(tǒng)計分析。性別及年齡分布在各組中基本平衡，缺失情況相當，不影響干預效果。干預前后不同年齡干預組和對照組樣本信息的描述性結(jié)果見表7。
1)18～25歲年齡組自主動機的干預效果分析。采用協(xié)方差分析對3個年齡組干預后的鍛煉自主動機進行統(tǒng)計。其中，鍛煉自主動機是因變量，組別是自變量，前測鍛煉自主動機是協(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(TypeI)分別檢驗各組別、各組鍛煉自主動機的主效應以及3個組別×各組前測鍛煉自主動機的交互作用，顯示：18～25歲組別×前測鍛煉自主動機(F=4.078，P>0.05)、36～45歲組別×前測鍛煉自主動機(F=1.745，P>0.05)、56～65歲鍛煉自主動機×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，符合預分析的基本要求，可以繼續(xù)進行協(xié)方差分析。
具備協(xié)方差分析的前提條件得到驗證后，去掉交互項并選用III型(TypeIII)方差分析模型繼續(xù)檢驗兩組修正均數(shù)的差異性。表明，18～25歲與36～45歲兩個組的組別與前測鍛煉自主動機都對后測鍛煉自主動機有影響，56～65歲組的組別與前測鍛煉自主動機對鍛煉自主動機影響不顯著。具體為：檢驗調(diào)整協(xié)變量之后各年齡組的對照組與干預組間均值的比較結(jié)果是否具有統(tǒng)計學意義。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)干預效果未呈顯著性(表10)
由干預后的鍛煉自主動機修正均數(shù)與置信區(qū)間結(jié)果可得，18～25歲干預組的自主動機均值高于對照組。修正均數(shù)的方差分析結(jié)果表明，排除協(xié)變量對干預效果的影響后，組間的鍛煉自主動機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機的影響是有效的(表11)。
2)36～45歲年齡組自主動機的干預效果分析。由干預后的鍛煉自主動機修正均數(shù)與置信區(qū)間比較結(jié)果可得，36～45歲干預組的自主動機均值高于對照組的。排除協(xié)變量對干預效果的影響后，組間的鍛煉自主動機仍然存在顯著性差異(P<0.05)。干預組的鍛煉自主動機明顯高于對照組的均值，鍛煉支持對36～45歲組自主動機的影響是有效的(表12)。
3)56～65歲年齡組自主性鍛煉動機的干預效果分析。比較干預后的組間鍛煉自主動機修正均數(shù)與置信區(qū)間結(jié)果，發(fā)現(xiàn)56～65歲干預組的鍛煉自主動機均值雖高于對照組的，但方差分析顯示，排除協(xié)變量對干預效果的影響后，組間自主動機不存在顯著性差異(P>0.05)。鍛煉支持對56～65歲年齡組自主動機的影響不顯著(表13)。——論文作者：陸雯1*，惠悲荷1，劉伶燕