摘要：基于自我决定理论并结合本土化研究取向，对群众体育参与动力的有效引导机制进行递进研究：首先，对3017名18～75岁居民的锻炼参与情况及动力特征进行研究;其次，通过模型构建探讨动机形成的机制;最后，运用纵向干预实验寻找有效的引导方案。结果：1)锻炼行为在各阶段的人数分布差异较大，存在年龄不平衡的特征。前意向阶段的人集中在36～45岁和18～25岁，意向和准备阶段的人集中在36～65岁，行动和保持阶段的人集中在18～25岁和55～65岁。其中，36～45岁参加体育锻炼的人最少;18～75岁各阶段，锻炼参与者分布在动机的外部调节(控制特征)的人数呈现出明显的“U”形趋势。2)锻炼参与动力模型能够很好地解释和预测自主动机形成的内在机制，3个基本心理需要具有中介效应且中介强度不同。3)锻炼支持对不同年龄锻炼参与者自主动机的干预效果不同，年龄具有调节效应。
关键词：群众体育;自我决定理论;参与动力;有效引导
研究证实，适当的体育锻炼对健康促进有积极作用(姜媛等，2018;Fanetal.，2017)。尽管如此，我国居民锻炼积极性仍然不高，体育参与动力不足(丁小燕等，2019;高鹏飞等，2019)。积极的锻炼动机是自主参加体育锻炼的重要基础，也是终身体育习惯养成的开端和前提。如何提高居民参与体育锻炼的积极主动性，是群众体育发展的重点。党的十八大以来，我国把全民健身上升为国家战略，从国家顶层设计高度提倡全国人民积极地参与体育锻炼并不断形成健康的生活方式，最终达到改善和提高健康水平的目的(卢文云等，2018)。自主锻炼是终身体育习惯养成的先决条件，研究者们试图寻找解释率更高的变量关系来探讨促进锻炼自主动机形成的方法。目前，研究内容主要涉及3条主线：一是侧重通过局部的数据分析，讨论这一群体的动机特征、体质情况与锻炼的关系(杨剑等，2013;邹如铜，2019);二是从理论层面探讨影响因素，更加关注社会政策制定的干预策略、教育引导对动机的影响(卢文云等，2018;彭大松，2012);三是将研究视角转向构建模式来探讨影响因素对动机和行为的作用(朱娇等，2017)。相关锻炼动机的研究脉络已渐清晰，呈现出从描述特征到模式探索的趋势，但研究内容与方法相对局限，研究视角还需继续扩大，具体表现为：1)大多数研究只关注动机的某一侧面，研究范围相对狭窄，多数是对大学生群体锻炼动机的研究;2)研究设计拘泥于横断层面探讨变量关系，缺少纵向层面对因果关系的验证;3)忽视动机形成的复杂性，除了外部因素以外，动机还会受到个人心理需要、不同年龄等因素的影响。现有研究的局限性导致自主动机形成的实践效果并不理想。
本文结合本土化研究取向对群众体育参与动力的有效引导机制进行递进研究。首先，根据阶段转变理论的划分特征获取相关数据，了解居民的锻炼参与情况及动力特征并发现问题。其次，以自我决定理论为理论基础，从社会环境、个人需要、发展过程等角度研究自主锻炼动机的形成机制，建构一个能够预测我国居民锻炼积极性的理论模型。最后，通过纵向干预实验探讨因果关系，找到有效的引导方案实现成果向实践的转化。
1研究内容
1.1研究一：群众体育锻炼特征
1.1.1研究对象以中国行政区划为调查分类标准，于2018年1月对北京(华北)、辽宁(东北)、上海(华东)、广东(华南)、湖北(华中)、四川(西南)、陕西(西北)居民进行问卷调查，按6个年龄段多阶段分层随机抽样，每个年龄区间75份，每个地区450份，共计3150份，最终有效问卷3017份。
1.1.2维度确定
跨理论模型(thetrans-theoreticalmodel，TTM)在国内外体育锻炼领域已得到有效运用(杨剑等，2014)。变化阶段作为跨理论模型的核心，被认为是认识和预测与健康有关的行为改变的理论基础(刘明静，2014;杨剑，2014)。变化阶段包含的前意向、意向、准备、行动和保持5个阶段，说明个体行为变化的过程在主观意识上希望积极主动参与体育锻炼的程度(杨敏，2012)。个体的锻炼意愿越积极，就会有越强烈的情感进入行为变化(变化阶段)的高级阶段(如保持阶段)。以变化阶段的内容为理论基础，依照Peipert等(1998)设计的《阶段转变问卷》中对应的题项(李京诚，2009)，以体现居民对未来参与体育锻炼的态度。该指标已在前人成果中得到广泛运用(范卉颖等，2017)，能够有效反映各阶段运动意愿的基本特征。如前意向阶段：目前不锻炼，在未来的6个月内也没有开始规律锻炼的计划;意向阶段：目前不锻炼，但打算在未来的6个月内开始规律锻炼;准备阶段：现在偶尔锻炼打算，在未来的1个月内开始规律锻炼;行动阶段：已经开始规律性锻炼，但持续时间未到6个月;坚持阶段：进行规律的体育锻炼已经超过6个月。
年龄维度展现与个体生理变化相关的信息。它不仅是研究个体心理特征的重要指标，也是探索社会环境对行为模式影响的重要指标，更是研究行为前因较为理想的方法。本研究年龄界定依据林崇德(1995)对成年早、中、后期的划分，研究对象年龄覆盖范围为18～75岁。
1.1.3数据来源
以《阶段转变问卷》和《锻炼动机量表》为测量工具，获取相关数据作为居民体育锻炼特征的参考信息。Ryan等(1989)编制的《锻炼动机量表》有外部调节、投射调节、认同调节和整合调节4个维度共16个题项，反映锻炼参与的动力调节方式。进行探索性因子分析，采用正交转轴，以特征值大于1为提取标准，共抽取4个因素。验证性因子分析的结果：χ2/df=3.691，RMSEA=0.062;TLI=0.922，IFI=0.916，CFI=0.913，NFI=0.891，内部一致性信度Cron‐bach’s系数为0.759、0.883、0.870和0.939。
1.1.4群众体育锻炼特征的调查结果
接近1/3(901人)的人处于前意向阶段，他们没有锻炼行为，也没有参加体育锻炼的想法;近1/3的人虽然没有锻炼行为，但是有锻炼的愿望和计划(意向阶段和准备阶段);超过1/3的人有真正意义上的锻炼行为(行动阶段和保持阶段)，而真正形成规律锻炼习惯的只有562人(保持阶段)。此外，从不锻炼的人群主要集中在18～25岁和36～45岁两个年龄段，想而不做的群体主要集中在36～45岁和56～65岁年龄段，36～45岁年龄段参与锻炼的人最少，参加体育锻炼人数最多的集中在56～75岁年龄段。各阶段的人数分布存在显著的年龄不平衡性(表1，图1)。
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动机特征的调查可见：分布在4种动机调节方式的人数相当，但年龄差异较大。同一年龄阶段的4种调节方式相比，36～55岁年龄组的整合调节(自主特征)人数最多，18～35岁年龄组的外部调节(控制特征)人数最多，56～75岁年龄组的投射调节(控制特征)人数最多。整体来看，18～75岁各阶段分布在外部调节(控制特征)的人数呈现出明显的“U”形趋势。可见，尽管36～55岁年龄组处于前意向阶段的人数最多，但锻炼参与动机以整合调节为主要方式的人却是最多的，说明大多数人有锻炼的愿望。因此，采用有效的方法增强他们的锻炼自主性非常必要(表2，图2)。
1.2研究二：居民自主锻炼动机形成机制
1.2.1居民自主参与锻炼动机理论模型的构建
自我决定理论是美国心理学家Deci(1975)提出的动机理论。其核心假设之一认为，内、外部动机是一个可以相互转化的连续体;核心假设之二认为，个体的自主、能力和关系的满足促使外部动机经过外部调节、投射调节、认同调节、整合4种方式转化为自主性动机。自主性动机是从事活动时具有充分的意愿感、意志感的动机，是激发个体行为主动性和坚持性的主导因素(张春虎，2019)。
Deci等(2001)发现，领导的自主支持显著地预测了员工的3种心理需要和工作自主动机。孙开宏等(2010)认为，社会环境的自主支持影响小学高年级女生体育课学习动机，基本心理需要起着完全中介作用。张剑等(2017)的研究表明，3种基本需要是普适性的，当环境因素满足基本心理需要时就会促使动机内化。这为我国居民自主参与锻炼动机的转化途径模式构建提供了思路(图3)。
1.2.2数据来源
以《锻炼气氛量表》《锻炼基本心理需要量表》《锻炼动机量表》为工具对调查对象(同研究一)进行测试，剔除信息不全的无效样本，收集3017个有效样本，作为居民自主参与锻炼动机模型拟合的参考信息进行研究。
1.2.3测量工具
1)翻译过程。对国外量表进行往返翻译和双语双答的语言等值性研究。首先，翻译并比较由2名心理学专业教师翻译的量表，形成量表初稿;请英语专业的教师回译，再与原文对比进一步修订;往返对译直到中英文一致;结合我国文化背景以及测试对象对项目文字表述的适宜程度再次修订;最终取得一名运动心理学教授的认可后投入使用。
2)信效度检验。采用Lim等(2009)编制的《锻炼气氛量表》完整版，共有6个题项，用来评价居民对于锻炼支持的感受。量表得分为所有题目的平均分，得分越高，说明感知到的支持越高。首先进行探索性因子分析，采用正交转轴，以特征值大于1为提取标准，抽取1个因素。验证性因子分析的拟合结果：χ2/df=3.791，RMSEA=0.076;TLI=0.900，IFI=0.920、CFI=0.911，NFI=0.901。内部一致性信度Cronbach’s系数为0.827。
Gunnell等(2014)编制的《SRQ-E锻炼基本需要满足量表》共有自主、能力和关系需要3个维度18个题项，用来评价锻炼支持带给居民基本心理需要的满足程度。量表得分为所有题目的平均分，得分越高，说明满足程度越高。因拟合结果不够理想，依据修正指数和模型的标准化负荷修正后，调整标准化负荷小于0.5且在其他因子修正指数不高的2个题目，重新进行探索性因子分析，采用正交转轴，以特征值大于1为提取标准，共抽取3个因素，再次拟合结果：χ2/df=3.411，RMSEA=0.072，TLI=0.952，IFI=0.935、CFI=0.902，NFI=0.923，内部一致性信度Cronbach’s系数分别为0.939、0.908、0.942。
Duan(2006)的《锻炼意向量表》由4个条目组成。对此量表进行探索性因子分析，采用正交转轴并抽取4个条目，以特征值大于1为提取标准，抽取1个因素。验证性因子分析的拟合结果：χ2/df=1.291，RMSEA=0.073，TLI=0.910，IFI=0.921、CFI=0.931，NFI=0.901，内部一致性信度Cronbach’s系数分别为0.810。
孙延林(2001)使用的体育活动等级量表分为强度、时间和频率3个维度，以三者乘积来评价居民的锻炼行为。探索性因子分析以特征值大于1为提取标准，抽取3个因素。验证性因子分析的拟合结果：χ2/df=1.274，RMSEA=0.069，TLI=0.924，IFI=0.924、CFI=0.921，NFI=0.911，Cron‐bach’s信度系数依次为0.830、0.890、0.841。
自主动机的计算方法依据Grolnick等(1989)的做法，利用外部调节×(-2)+投射调节×(-1)+认同调节×(+1)+内部动机×(+2)合为一个相对自主指数(relativeautonomyindex，RAI)，来体现居民锻炼动机的相对自主程度(Niemiecaetal.，2006)。如果结果是正向的，反映出的自主性越鲜明，相反控制性特征越突出。国外研究已证实，RAI的计算方法具有良好的结构效度，其结果与分量表的比值可以有效反映动机的相对自主程度(Grolnicketal.，1989)。
3)共同方法偏差与检验分析。为了尽可能控制共同方法偏差问题，首先，采用匿名、修改和解释容易歧义的语句等程序控制法。其次，进行统计控制，依据Podsakoff等(2003)的做法，采用Harman单因素检验共同方法偏差问题。将使用的所有量表题项进行未旋转的主成分因素分析，结果10个因子特征根值均大于1，且第一个因子解释的变异量小于40%，未超过所规定的临界值，可知共同方法变异问题并不严重。
4)参考标准。以上量表均采用liker七点计分方法，从1分“一点不同意”到7分“非常同意”进行评分。拟合结果根据吴明隆(2010)认为的“χ2/df小于5可以接受，小于2为良好，RMSEA应小于0.08(越小越好)，TLI、IFI、CFI、NFI应大于0.90(越大越好)”，符合测量学的标准，可以投入使用。
1.2.4居民自主锻炼动机模型的拟合结果
研究居民自主参与锻炼动机形成的有效干预方式，必须了解自主动机形成的内在机制。本研究以自我决定理论为基础，构建模型，对各变量之间的相互关系进行分析。模型假设锻炼支持对居民基本心理需要的满足程度，促进居民锻炼动机从外部调节(控制特征)逐步转到整合调节(自主特征)方式，最后变为内部动机(自主性最强)，促进和维持锻炼行为。
Rogers等(2004)提出，如果模型变量过多，结构复杂，会对拟合的最终效果带来影响。为了获得一个有效预测居民锻炼动机的模型，本研究借鉴卞冉等(2007)的处理方法，采用主成分分析法将量表中的所有条目逐一打包处理，争取最大的公共因素方差，减少测量误差，提高获得简洁模型的概率(Cattelletal.，1975)。对各量表条目进行打包处理，将47个变为15个(表3)。
拟合可见，各项指数都达到了理想水平。锻炼支持对基本心理需要的预测路径都呈显著性，解释了57%自主动机的方差。Modle1～5因素模型预测居民参与锻炼动机的合理性得到验证。锻炼支持可以作为激发居民锻炼自主动机干预手段的假设得到支持，为进一步的纵向研究提供了理论前提。
运用Amos17.0提出的中介效应检验程序，先进行总体效应和个别效应的检验，最后计算经由基本需要的中介强度。中介效应与总效应的比值作为中介强度的评价指标，反映的是中介效应的大小。由采用bootstrap方法得出的估计值及其误差参数图可见，总体中介效应的估计值为0.021(P<0.05)，锻炼支持对自主动机的总体效应是显著的。对于自主需要中介效应的估计：锻炼支持到自主感(a1=0.620，P<0.05)、自主感到动机(b1=0.440，P<0.05)两个路径系数都显著，且自主感中介效应为0.620×0.440=0.273(P<0.05)，说明自主感在锻炼支持和动机中间起显著中介作用;锻炼支持到动机(d=0.051，P>0.05)，路径系数不显著，说明自主需要属于完全显著中介效应。同理，锻炼支持到能力感(a2=0.630，P<0.05)，能力感到动机(b2=0.460，P<0.05)，这两个路径系数都显著，且能力感中介效应为0.630×0.460=0.290(P<0.05)，说明能力感在锻炼支持和动机中间起显著中介作用，锻炼支持到动机(d=0.051，P>0.05)，路径系数不显著，说明能力需要属于完全显著中介效应。
对加入锻炼意向和锻炼行为变量的Modle2～7因素模型进行拟合，可见，基本心理需要共同解释了57%自主动机的方差、62%锻炼意向的方差、77%锻炼行为的方差。基本需要是有效预测自主动机的变量，能够很好地预测锻炼意向和锻炼行为的有效变量。这也提示了自主动机是促进和保持锻炼行为的直接动力和源泉(图4)，说明自主特征高的锻炼支持(a1=0.62，P<0.00)会导致较高自主需要满足(b1=0.63，P<0.00)，自主特征高锻炼支持(a2=0.44，P<0.00)会带来较高能力需要满足(b2=0.46，P<0.00)。锻炼者的自主需要、能力需要会进一步形成高的自主动机(e=0.780，P<0.00)，促使其锻炼意向的产生，最后变成维持和促进锻炼行为的动力(表5)。
1.3研究三：有效引导居民自主参与锻炼动机的形成
1.3.1数据来源
向18～25岁、36～45岁和56～65岁共210名研究参与者发放《锻炼动机量表》，回收199份有效问卷。其中，18～25岁组77人，36～45岁组69人和56～65岁组53人。16周后进行第二次测试(表6)。
1.3.2研究设计
采用准实验的纵向研究设计，将每组随机分为干预组与对照组，为3个干预组提供锻炼支持并进行干预。2018年9月正式开始16周的干预实验。实验前发送提醒信息，2019年1月底结束干预并将数据用于研究分析(图5)。
1.3.3锻炼支持对居民自主参与锻炼动机的影响
干预后，获得181个有效样本数据用于统计分析。性别及年龄分布在各组中基本平衡，缺失情况相当，不影响干预效果。干预前后不同年龄干预组和对照组样本信息的描述性结果见表7。
1)18～25岁年龄组自主动机的干预效果分析。采用协方差分析对3个年龄组干预后的锻炼自主动机进行统计。其中，锻炼自主动机是因变量，组别是自变量，前测锻炼自主动机是协变量。协方差分析的前提条件是各组斜率要相等。本研究选用I型方差分析模型(TypeI)分别检验各组别、各组锻炼自主动机的主效应以及3个组别×各组前测锻炼自主动机的交互作用，显示：18～25岁组别×前测锻炼自主动机(F=4.078，P>0.05)、36～45岁组别×前测锻炼自主动机(F=1.745，P>0.05)、56～65岁锻炼自主动机×组别的交互作用(F=1.134，P>0.05)都未呈现显著性，说明斜率一致，符合预分析的基本要求，可以继续进行协方差分析。
具备协方差分析的前提条件得到验证后，去掉交互项并选用III型(TypeIII)方差分析模型继续检验两组修正均数的差异性。表明，18～25岁与36～45岁两个组的组别与前测锻炼自主动机都对后测锻炼自主动机有影响，56～65岁组的组别与前测锻炼自主动机对锻炼自主动机影响不显著。具体为：检验调整协变量之后各年龄组的对照组与干预组间均值的比较结果是否具有统计学意义。18～25岁年龄组间比较结果(F=72.894，P<0.01)，见表8。36～45岁年龄组间(F=18.812，P<0.01)呈显著性(表9)。56～65岁年龄组间(F=0.757，P>0.05)干预效果未呈显著性(表10)
由干预后的锻炼自主动机修正均数与置信区间结果可得，18～25岁干预组的自主动机均值高于对照组。修正均数的方差分析结果表明，排除协变量对干预效果的影响后，组间的锻炼自主动机仍然存在显著性差异(P<0.05)，锻炼支持对18～25岁年龄组自主性锻炼动机的影响是有效的(表11)。
2)36～45岁年龄组自主动机的干预效果分析。由干预后的锻炼自主动机修正均数与置信区间比较结果可得，36～45岁干预组的自主动机均值高于对照组的。排除协变量对干预效果的影响后，组间的锻炼自主动机仍然存在显著性差异(P<0.05)。干预组的锻炼自主动机明显高于对照组的均值，锻炼支持对36～45岁组自主动机的影响是有效的(表12)。
3)56～65岁年龄组自主性锻炼动机的干预效果分析。比较干预后的组间锻炼自主动机修正均数与置信区间结果，发现56～65岁干预组的锻炼自主动机均值虽高于对照组的，但方差分析显示，排除协变量对干预效果的影响后，组间自主动机不存在显著性差异(P>0.05)。锻炼支持对56～65岁年龄组自主动机的影响不显著(表13)。——论文作者：陆雯1*，惠悲荷1，刘伶燕
