陳金鰲，張 林，劉紅存，郭建強(qiáng)

CHEN Jin-ao1，2，ZHANG Lin2，LIU Hong-cun1，GUO Jian-qiang1

青少年自主體育鍛煉相關(guān)變量的結(jié)構(gòu)關(guān)系模型構(gòu)建

陳金鰲1，2，張 林2，劉紅存1，郭建強(qiáng)1

CHEN Jin-ao1，2，ZHANG Lin2，LIU Hong-cun1，GUO Jian-qiang1

運(yùn)用相關(guān)量表對16～19歲青少年自主體育鍛煉的心理需求、自我決定動機(jī)、鍛煉滿意度和幸福愉悅感進(jìn)行測量，構(gòu)建各相關(guān)變量間的結(jié)構(gòu)關(guān)系模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：1）以青少年自主體育鍛煉相關(guān)變量構(gòu)建的結(jié)構(gòu)關(guān)系模型成立；2）青少年心理需求對內(nèi)部動機(jī)和外部動機(jī)均有正向影響，對缺乏動機(jī)有負(fù)向影響；其中，對內(nèi)部動機(jī)影響最大的是自主性，對外部動機(jī)影響最大的是關(guān)系感；3）青少年內(nèi)部動機(jī)對鍛煉滿意度有正向影響，外部動機(jī)和缺乏動機(jī)對鍛煉滿意度均無影響；4）青少年鍛煉滿意度對幸福愉悅感有正向影響；其中，放松和心理滿意度對幸福愉悅感的影響最大，其次是社會和生理滿意度，而教育和審美滿意度對幸福愉悅感均無影響。

青少年；體育鍛煉；心理需求；自我決定動機(jī)；鍛煉滿意度；幸福愉悅感

16～19周歲的青少年正處于樹立健康觀念，篤實(shí)體質(zhì)基礎(chǔ)，養(yǎng)成終身體育習(xí)慣的黃金期。然而，近年來，我國青少年的身體素質(zhì)處于持續(xù)下降態(tài)勢，引起了政府和社會的廣泛關(guān)注。促進(jìn)青少年自主體育鍛煉行為并使之養(yǎng)成規(guī)律運(yùn)動的習(xí)慣，無疑是有效提高青少年體質(zhì)健康水平的關(guān)鍵。

自我決定是指人們有自主選擇和決定行為的能力與機(jī)會，而非由外在壓力、義務(wù)或脅迫驅(qū)使產(chǎn)生個體行為，其原型是內(nèi)部決定動機(jī)。根據(jù)自我決定理論，規(guī)律參與體育鍛煉習(xí)慣的形成主要依賴于由運(yùn)動經(jīng)驗(yàn)轉(zhuǎn)化而成的內(nèi)部決定動機(jī)，而行為動機(jī)則源自個體對基本需求得以滿足的渴望。人最基本的3種心理需求分別是自主性、勝任感和關(guān)系感［16］。自主性即是個體出于自我意愿而對行為進(jìn)行取舍與決定的空間；勝任感意指行為主體對自身應(yīng)付外界需求的自我能力的感知；關(guān)系感即個體在與團(tuán)隊(duì)成員緊密聯(lián)系時，自身所感應(yīng)到的群體歸屬感，且集體關(guān)懷下的溫暖與支持能促進(jìn)個人在逆境中面對挑戰(zhàn)的心理承受力［16］。個體所感知的自主性、勝任感和關(guān)系感可作為對所受社會環(huán)境支持或阻礙的區(qū)分，將自我決定動機(jī)分為內(nèi)部動機(jī)、外部動機(jī)以及缺乏動機(jī)3類，內(nèi)外環(huán)境均能影響行為主體對自身決定動機(jī)的調(diào)節(jié)。個體整合自身的能力越強(qiáng)，則內(nèi)化與調(diào)節(jié)自我動機(jī)的能力就越強(qiáng)，行為也更具自我決定性［16］。

鍛煉滿意度是青少年在從事體育鍛煉時產(chǎn)生的正向知覺或感受。班杜拉認(rèn)為，個體對某一行為的滿意度是決定該行為是否繼續(xù)行使的重要指標(biāo)［13］。鍛煉滿意度和動機(jī)均是以心理需求為起點(diǎn)，當(dāng)個人信念和參與鍛煉的預(yù)期結(jié)果失去平衡時，目標(biāo)和動機(jī)都會降低；若參與體育鍛煉能夠獲得正面回饋，則有助于增強(qiáng)其自我參與的動機(jī)及后續(xù)鍛煉行為。不同的自我決定動機(jī)形態(tài)對行為主體得到的正向感受、滿意度均有重要影響。當(dāng)動機(jī)形態(tài)是較高自我決定程度的內(nèi)部動機(jī)時，個體一般會有較高的滿意度與正向感受；而對于較低自我決定程度的外部動機(jī)形態(tài)，個體的情緒可能不受顯著影響；負(fù)向感受則往往在缺乏動機(jī)時出現(xiàn)，其結(jié)果又將影響個體后續(xù)行為的發(fā)生［2，20］。

幸福愉悅感是體育鍛煉后，人在心靈上獲得的愉快、滿足和幸福感。相關(guān)研究表明，幸福愉悅感對體育鍛煉參與具有積極作用，且幸福愉悅感是長期參與規(guī)律鍛煉的主要預(yù)測因子［3，15］。

基于此，以自我決定理論為基礎(chǔ)，構(gòu)建16～19周歲青少年自主參與體育鍛煉的心理需求、自我決定動機(jī)、鍛煉滿意度、幸福愉悅感等相關(guān)變量的結(jié)構(gòu)關(guān)系模型，并驗(yàn)證提出的變量間假設(shè)關(guān)聯(lián)及模型整體適配程度，以期為有效促進(jìn)青少年積極參與體育運(yùn)動，養(yǎng)成自主鍛煉習(xí)慣提供參考。

1 研究對象與方法

1.1 樣本來源

在蘇南城區(qū)隨機(jī)選取6所高級中學(xué)進(jìn)行分層抽樣，對身心健康的16～19歲青少年發(fā)放調(diào)查問卷，內(nèi)容主要包括：心理需求、自我決定動機(jī)、鍛煉滿意度和幸福愉悅感。發(fā)放問卷共630份，剔除無效問卷后得到610份有效問卷，有效回收率96.8%。

1.2 研究模型

構(gòu)建青少年自主體育鍛煉相關(guān)變量結(jié)構(gòu)關(guān)系模型［4］，如圖1所示，并對各變量間的潛在關(guān)系提出研究假設(shè)，再用調(diào)研樣本的數(shù)據(jù)進(jìn)行模型擬合度驗(yàn)證。圖中箭頭所示H1～H7代表兩變量之間假設(shè)的關(guān)聯(lián)性。

H1：心理需求會正向影響內(nèi)部動機(jī)。

H2：心理需求不會影響外部動機(jī)。

H3：心理需求會負(fù)向影響缺乏動機(jī)。

H4：內(nèi)部動機(jī)會正向影響鍛煉滿意度。

H5：外部動機(jī)不會影響鍛煉滿意度。

H6：缺乏動機(jī)會負(fù)向影響鍛煉滿意度。

H7：鍛煉滿意度會正向影響幸福愉悅感。

1.3 測量工具

1.3.1 心理需求量表

參照于春艷（2013）［9］對Wilson和Rogers等人（2006）編制的“PNSE量表”（Psychological Need Satisfaction in Exercise Scale）［21］的翻譯與修訂方法，通過探索性因素分析，建立了適合我國青少年的含有勝任感、自主性、關(guān)系感共3個向度的中文版“體育鍛煉心理需求量表”，每個分量表各有5題，共計(jì)15個題項(xiàng)。以Likert 7級評分法記分，要求受訪者按重視程度分別從“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”進(jìn)行評分，得分越高，表示自主性/勝任感/關(guān)系感越高，反之則越低。驗(yàn)證性因素分析顯示，有3個特征值＞1的因子，KMO＝0.863（P＜0.01），各因子負(fù)荷量＞0.78，可解釋的變異量分別為53.96%、15.32%、12.81%，因子解釋的總變異量為82.67%，即量表效度佳；內(nèi)部一致性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，3個分量表“自主性、勝任感、關(guān)系感”的信度系數(shù)Cronbach’s α 分別為：0.90、0.93、0.95，總量表為0.92，即量表信度佳。

1.3.2 自我決定動機(jī)量表

為衡量青少年在體育鍛煉中不同程度的自我決定動機(jī)，將Markland和Tobin編制的“體育鍛煉行為調(diào)節(jié)量表（BREQ-2）”［18］翻譯并修訂為含有內(nèi)部動機(jī)、外部動機(jī)、缺乏動機(jī)共3個向度19個條目的中文版“體育鍛煉自我決定動機(jī)量表”［8］。以Likert 7級評分法記分，要求受訪者按重視程度分別從“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”進(jìn)行評分，得分越高，表示相應(yīng)的動機(jī)越強(qiáng)，反之則越弱。驗(yàn)證性因素分析顯示，有3個特征值＞1的因子，KMO＝0.897（P＜0.01），各因子負(fù)荷量大于0.67，可解釋的變異量分別為37.65%、13.19%、10.06%，因子解釋的總變異量為75.14%，即量表效度佳；內(nèi)部一致性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，3個分量表“內(nèi)部動機(jī)、外部動機(jī)、缺乏動機(jī)”的信度系數(shù) Cronbach’s α 分別為：0.88、0.86、0.78，總量表為0.81，即量表信度佳。

1.3.3 鍛煉滿意度量表

為衡量青少年體育鍛煉的滿意度，將Beard和Ragheb編制的“休閑滿意度量表”［14］翻譯并修訂為含有心理、生理、社會、放松、教育、審美共6個向度24個條目的中文版“體育鍛煉滿意度量表”［10，11］。以Likert 7級評分法記分，要求受訪者按重視程度分別從“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”進(jìn)行評分，得分越高，表示相應(yīng)的滿意度越高，反之則越低。驗(yàn)證性因素分析顯示，有6個特征值＞1的因子，KMO＝0.850（P＜0.01），各因子負(fù)荷量大于0.80，可解釋的變異量介于49.12%～8.53%，因子解釋的總變異量為83.75%，即量表效度佳；內(nèi)部一致性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，6個分量表“心理、生理、社會、放松、教育、審美”的信度系數(shù)Cronbach’s α 分別為：0.91、0.89、0.86、0.87、0.85、0.83，總量表為0.90，即量表信度佳。

1.3.4 幸福愉悅感量表

為衡量青少年體育鍛煉的幸福愉悅感，參考Diener和Emmons等人研制的“SWLS幸福感量表”（Satisfaction With Life Scale）［17］以及Motl和Dishman等人研制的“運(yùn)動愉悅感量表”［19］，以幸福愉悅感為向度，建立了適合我國青少年的含有5個條目的中文版“體育鍛煉幸福愉悅感量表”［22］。以Likert 7級評分法記分，要求受訪者按重視程度分別從“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”進(jìn)行評分，得分越高，表示幸福愉悅感越強(qiáng)，反之則越弱。驗(yàn)證性因素分析顯示，有1個特征值＞1的因子，KMO＝0.802（P＜0.01），因子負(fù)荷量大于0.63，解釋的變異量為75.28%，即量表效度佳；內(nèi)部一致性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，量表的信度系數(shù) Cronbach’s α 為：0.88，即量表信度佳。

1.4 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)及處理

采用SPSS 19.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析、信度分析、描述性統(tǒng)計(jì)分析以及方差分析；采用AMOS 22.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析和結(jié)構(gòu)方程模型分析檢驗(yàn)研究假設(shè)，并驗(yàn)證模型的整體適配程度；顯著性水平取 α＝0.05。

2 研究結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

抽取的610份青少年樣本各變量的得分情況見表1，其中，心理需求以自主性得分最高，為5.05±1.21，其次是關(guān)系感，勝任感得分最低；自我決定動機(jī)以內(nèi)部動機(jī)得分最高，為4.56±1.35，其次是外部動機(jī)，缺乏動機(jī)得分最低；鍛煉滿意度以放松得分最高，為4.43±1.28，其次是心理、社會、生理、教育、審美；樣本整體的幸福愉悅感得分為4.15±1.08。

表1 青少年自主體育鍛煉相關(guān)變量得分情況Table 1 Scores of Variables Related to Independent Physical Exercise of Adolescents

2.2 結(jié)構(gòu)關(guān)系模型擬合驗(yàn)證

基于青少年樣本獲得的數(shù)據(jù)，對構(gòu)建的結(jié)構(gòu)關(guān)系模型進(jìn)行擬合度驗(yàn)證。運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）探索各級潛變量間的關(guān)系［6］，并采用MLE法（Maximum Likelihood Estimation）來計(jì)算模型參數(shù)。由驗(yàn)證性因素分析的相關(guān)指標(biāo)可以評價模型的擬合性：χ2/df 越接近1越好（＜2良好，＜3合理）；RMSEA、SRMR越接近0越好（＜0.05優(yōu)良，＜0.08良好）；GFI、AGFI、NFI、TLI、CFI 及 IFI 等指標(biāo)越接近1，擬合性越好；若這些指標(biāo)＞0.90，則表示數(shù)據(jù)支持構(gòu)念假設(shè)。

結(jié)果顯示，因子載荷的絕對值皆＞0.5，驗(yàn)證性因素分析各個指標(biāo)的數(shù)值見表2。根據(jù)結(jié)構(gòu)關(guān)系模型的擬合標(biāo)準(zhǔn)，擬合優(yōu)度指數(shù) χ2/df ＜2，SRMR與RMSEA皆＜0.05，AGFI、GFI、TLI、NFI、IFI和CFI皆＞0.9而＜1，表明本研究模型的適配性良好，可以接受。

表2 結(jié)構(gòu)關(guān)系模型擬合指標(biāo)Table 2 Fit Indices of Structural Relationship Model

采用結(jié)構(gòu)方程模型的路徑系數(shù)β（標(biāo)準(zhǔn)化）和通過Bootstrap抽樣法（95%置信區(qū)間水平上，自抽樣1 000次）得到的CR值（t 值）來驗(yàn)證研究假設(shè)。關(guān)于心理需求對自我決定動機(jī)不同維度的影響，由圖2可知：心理需求對內(nèi)部動機(jī)有明顯的正向影響（β＝0.90，t＝9.94，P＜0.05），研究假設(shè)H1成立；心理需求對外部動機(jī)有明顯的正向影響（β＝0.52，t＝7.01，P＜0.05），研究假設(shè)H2不成立；心理需求對缺乏動機(jī)有明顯的負(fù)向影響（β＝-0.41，t＝-5.39，P＜0.05），研究假設(shè)H3成立；關(guān)于自我決定動機(jī)不同維度對鍛煉滿意度的影響，由圖2可知：內(nèi)部動機(jī)對鍛煉滿意度有明顯的正向影響（β＝0.83，t＝10.02，P＜0.05），研究假設(shè)H4成立；外部動機(jī)對鍛煉滿意度無明顯影響（β＝0.11，t＝0.78，P＞0.05），研究假設(shè)H5成立；缺乏動機(jī)對鍛煉滿意度無明顯影響（β＝0.09，t＝0.36，P＞0.05），研究假設(shè)H6不成立；關(guān)于鍛煉滿意度對幸福愉悅感的影響，由圖2可知：鍛煉滿意度對幸福愉悅感有明顯的正向影響（β＝0.45，t＝6.72，P＜0.05），研究假設(shè)H7成立。

圖2 結(jié)構(gòu)關(guān)系模型擬合示意圖 （* P＜0.05）Figure 2. Sketch Diagram of Structural Relationship Model Fitting

圖3 心理需求不同維度與動機(jī)關(guān)系模型擬合示意圖 （* P＜0.05）Figure 3. Model Fitting of Relationship between Different Dimensions of Psychological Needs and Motivation

圖4 鍛煉滿意不同維度與幸福愉悅感關(guān)系模型擬合示意圖 （* P＜0.05）Figure 4. Model Fitting of Relationship between Different Dimensions of Exercise Satisfaction and Sense of Euphoria

為進(jìn)一步探討心理需求不同維度對內(nèi)部動機(jī)和外部動機(jī)的影響，另構(gòu)建如圖3的結(jié)構(gòu)關(guān)系模型，結(jié)合圖中χ2/ df、RMSEA、SRMR、AGFI、GFI、NFI、TLI、CFI和IFI等模型擬合指標(biāo)的數(shù)值，判斷模型適配性較好，可以接受。模型的路徑系數(shù)β（標(biāo)準(zhǔn)化）結(jié)果顯示：對內(nèi)部動機(jī)影響最大的是自主性（β＝0.93，P＜0.05），其次是關(guān)系感（β＝0.85，P＜0.05）和勝任感（β＝0.80，P＜0.05）；對外部動機(jī)影響最大的是關(guān)系感（β＝0.56，P＜0.05），其次是自主性（β＝0.45，P＜0.05）和勝任感（β＝0.42，P＜0.05）。

為進(jìn)一步探討鍛煉滿意不同維度對幸福愉悅感的影響，另構(gòu)建如圖4的結(jié)構(gòu)關(guān)系模型，結(jié)合圖中χ2/df、RMSEA、SRMR、AGFI、GFI、NFI、TLI、CFI和IFI等模型擬合指標(biāo)的數(shù)值，判斷模型適配性較好，可以接受。模型的路徑系數(shù)β（標(biāo)準(zhǔn)化）結(jié)果顯示：對幸福愉悅感影響最大的是放松滿意度（β＝0.56，P＜0.05），其次是心理和社會滿意度，影響最小的是生理滿意度（β＝0.27，P＜0.05），而教育滿意度（β＝0.06，P＞0.05）和審美滿意度（β＝-0.02，P＞0.05）均對幸福愉悅感無明顯影響。

3 分析與討論

以青少年自主體育鍛煉的心理需求、自我決定動機(jī)、鍛煉滿意度、幸福愉悅感等4項(xiàng)變量為基礎(chǔ)構(gòu)建結(jié)構(gòu)關(guān)系模型，并對各變量相互間的潛在關(guān)系提出H1～H7的研究假設(shè)。通過量表測評，運(yùn)用AMOS統(tǒng)計(jì)軟件對所獲得的青少年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行結(jié)構(gòu)關(guān)系模型擬合度的驗(yàn)證，考察各潛在變量間假設(shè)的關(guān)聯(lián)性。

研究發(fā)現(xiàn)，構(gòu)建的青少年自主體育鍛煉相關(guān)變量的結(jié)構(gòu)關(guān)系模型的擬合度較好，且研究假設(shè)中所提出的各項(xiàng)潛變量之間的關(guān)系驗(yàn)證結(jié)果顯示：1） 青少年心理需求對內(nèi)部動機(jī)具有明顯的正向影響，表明鍛煉者的自我決定動機(jī)會隨著自主性、勝任感、關(guān)系感等需求的逐漸滿足而相應(yīng)提升；反之，當(dāng)心理需求滿足不了時，則會導(dǎo)致自我決定動機(jī)降低，進(jìn)而影響后續(xù)鍛煉行為的發(fā)生。朱姣等人也觀察到心理需求的滿足能夠促進(jìn)青少年的自主鍛煉動機(jī)［12］，而本研究更進(jìn)一步證實(shí)，心理需求有利于維持并激發(fā)內(nèi)部動機(jī)，且自主性對內(nèi)部動機(jī)的影響最大。從兩者的測量變量上分析，說明青少年在自我情感、態(tài)度和功能上的選擇自由，對其參與體育鍛煉的趣味感、吸引力、成就感以及能力體驗(yàn)均有較大幫助，提示，只有充分尊重青少年自身的意愿，才能有效提高其在鍛煉過程中的良好感受與體認(rèn)。此外，還顯示關(guān)系感對內(nèi)部動機(jī)的影響略高于勝任感，提示在團(tuán)隊(duì)合作的體育活動中，青少年通過與同伴互相交流溝通所引發(fā)的集體歸屬感與從屬感，對提升參與體育鍛煉內(nèi)部動機(jī)的效果，并不亞于個體主觀上對自身運(yùn)動能力與行為的認(rèn)知感。葉麗琴等人也發(fā)現(xiàn)，自我決定動機(jī)可藉由自主性及勝任感進(jìn)行正向預(yù)測［8］。因此，增強(qiáng)青少年對體育的自主性、勝任感和關(guān)系感，有助于內(nèi)在鍛煉動機(jī)的提高。2） 青少年心理需求對外部動機(jī)有明顯的正向影響，而過去曾有文獻(xiàn)報道，心理需求對外部動機(jī)有負(fù)向影響［8］。進(jìn)一步從本研究中心理需求不同維度對外部動機(jī)的影響結(jié)果來看，關(guān)系感對外部動機(jī)的影響最大。故分析認(rèn)為，當(dāng)個體在鍛煉行為過程中與他人有所聯(lián)結(jié)，并獲得群體從屬感和歸屬感的滿足時，能夠自我激發(fā)期望受到外部接納與認(rèn)同的鍛煉動機(jī)［5］，進(jìn)而產(chǎn)生后續(xù)行為。3） 青少年心理需求對缺乏動機(jī)均具有明顯的負(fù)向影響。以往針對青年運(yùn)動員的研究報道也顯示，個人內(nèi)心對運(yùn)動訓(xùn)練的渴望或需求水平越低，參與運(yùn)動訓(xùn)練意愿的缺乏程度就會越高［7］。

自我決定動機(jī)與鍛煉滿意度關(guān)系的結(jié)果顯示，1） 青少年的內(nèi)部動機(jī)對鍛煉滿意度具有明顯的正向影響。這表明，當(dāng)鍛煉者的自我決定動機(jī)型態(tài)是以內(nèi)部動機(jī)為主要特征時，其體現(xiàn)出的滿意度較高。由此可見，與外在環(huán)境因素的強(qiáng)迫、干預(yù)或誘導(dǎo)相比，運(yùn)動項(xiàng)目本身蘊(yùn)含的豐富內(nèi)容、趣味化練習(xí)方式以及活力感受等，更容易提高青少年對體育活動的滿意度，進(jìn)而有助于養(yǎng)成自主參與體育鍛煉的習(xí)慣。2） 青少年的外部動機(jī)和缺乏動機(jī)這兩種自我決定動機(jī)型態(tài)對鍛煉滿意度均無明顯影響。與本研究結(jié)果不同，陳彥宏在大學(xué)生休閑動機(jī)與滿意度的關(guān)系中發(fā)現(xiàn)，外在規(guī)范（即：外部動機(jī)）和無動機(jī)（即：缺乏動機(jī)）皆與休閑滿意各維度呈顯著性負(fù)相關(guān)［1］。分析認(rèn)為，即便個體對鍛煉本身及結(jié)果不在意或受外界因素制約而參與鍛煉，但伴隨這種鍛煉機(jī)會和次數(shù)的不斷累積，盡管外部動機(jī)和缺乏動機(jī)不如內(nèi)部動機(jī)引發(fā)鍛煉滿意的程度高，鍛煉者也依然可以從體育活動中體會到鍛煉帶來的一部分健康效益，而不會對鍛煉滿意度造成負(fù)面影響。

結(jié)果還顯示，個體鍛煉滿意度對幸福愉悅感有明顯的正向影響，說明青少年從身體鍛煉中獲得的正面情緒或滿足感越強(qiáng)，越能體會到快樂、放松的感受，其對自身生活質(zhì)量的整體性評估也就越積極［1］。研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，對幸福愉悅感影響最大的是放松和心理滿意度，最小的是生理滿意度，無明顯影響的是教育、審美滿意度。分析認(rèn)為，青少年人群普遍肩負(fù)著繁重的學(xué)業(yè)，尤其是面臨高考競爭的16～19歲高中生，在來自家庭和學(xué)校的雙重壓力下，極易產(chǎn)生煩躁易怒、緊張不安、焦慮失眠以及神經(jīng)衰弱等負(fù)面情緒，故在體育鍛煉過程中，他們更容易在心理壓力降低和情緒放松上得到滿足，其次才是同伴交流和體質(zhì)健康上的滿足。因此，針對學(xué)校體育，在課程內(nèi)容及教學(xué)方式的設(shè)計(jì)上，首先應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注體育鍛煉對青少年心理健康水平的輔助改善與提高效用，將游戲性和趣味性充分融入到運(yùn)動項(xiàng)目之中；其次，關(guān)注團(tuán)隊(duì)合作性質(zhì)的體育活動對青少年社群交往能力的發(fā)展；最后，依據(jù)青少年身體素質(zhì)發(fā)展的自然規(guī)律，在體育活動中科學(xué)合理地安排鍛煉強(qiáng)度、鍛煉頻率和鍛煉時間。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

1.對青少年自主體育鍛煉的心理需求、自我決定動機(jī)、鍛煉滿意度以及幸福愉悅感等相關(guān)變量構(gòu)建的結(jié)構(gòu)關(guān)系模型成立。

2. 青少年心理需求對內(nèi)部動機(jī)和外部動機(jī)均有正向影響，對缺乏動機(jī)有負(fù)向影響；其中，對內(nèi)部動機(jī)影響最大的是自主性，對外部動機(jī)影響最大的是關(guān)系感。

3. 青少年內(nèi)部動機(jī)對鍛煉滿意度有正向影響，外部動機(jī)和缺乏動機(jī)對鍛煉滿意度均無影響。

4.青少年鍛煉滿意度對幸福愉悅感有正向影響；其中，放松和心理滿意度對幸福愉悅感的影響最大，其次是社會和生理滿意度，而教育和審美滿意度對幸福愉悅感均無影響。

4.2 建議

1.切實(shí)關(guān)注青少年對體育鍛煉的多維心理需求，尊重他們自主鍛煉的意愿，通過開展團(tuán)隊(duì)合作性的體育活動來培養(yǎng)他們的歸屬感與從屬感，以提高青少年積極參與體育鍛煉的內(nèi)在動機(jī)。

2.盡量避免外在環(huán)境因素對體育鍛煉的強(qiáng)迫、干預(yù)或誘導(dǎo)，而應(yīng)更多地通過鍛煉內(nèi)容與練習(xí)方式的多元化來提高青少年在體育活動中的暢快感與滿意度，以使他們最終養(yǎng)成自主參與體育鍛煉的習(xí)慣。

3. 在課程內(nèi)容及教學(xué)方式的設(shè)計(jì)上，首先應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注體育鍛煉對青少年心理健康水平的輔助改善與提高效用，將游戲性和趣味性充分融入到運(yùn)動項(xiàng)目之中；其次，關(guān)注團(tuán)隊(duì)合作性質(zhì)的體育活動對青少年社群交往能力的發(fā)展；最后，依據(jù)青少年身體素質(zhì)發(fā)展的自然規(guī)律，在體育活動中科學(xué)合理地安排鍛煉強(qiáng)度、鍛煉頻率和鍛煉時間。

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The Structural Relationship Model of Relevant Variables in Youth Independent Physical Exercises

After measuring psychological needs，self-determination motivation，exercise satisfaction and sense of euphoria of adolescents independent physical exercise from 16 to 19 by correlation scales，tried to construct the structural relation model between related variables. The result showed that 1） A structural relationship model was constructed based on the related variables of physical exercise for adolescents；2） Adolescents’ psychological needs had a positive effect on intrinsic motivation and extrinsic motivation，and had a negative effect on lack of motivation；Among them，the biggest impact on intrinsic motivation was autonomy，and the greatest impact on extrinsic motivation was the sense of relationship；3） Adolescents’ intrinsic motivation had positive impact on exercise satisfaction，extrinsic motivation and lack of motivation were no effect on exercise satisfaction；4） Adolescents’ exercise satisfaction had a positive effect on sense of euphoria. Among them，the largest impacts on sense of euphoria were relaxed and psychological satisfaction；the minor impacts were social and physiological satisfaction，while education and aesthetic satisfaction had no effect on sense of euphoria.

adolescents；physical activity；psychological needs；self-determined motivation；exercise satisfaction；sense of euphoria

1002-9826（2017）04-0131-07

10. 16470/j. csst. 201704019

G804.8

A

2016-05-20；

2017-06-02

國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目 （13BTY014）。

陳金鰲 ，男， 副教授，在讀博士研究生，研究方向?yàn)轶w力活動促進(jìn)模式與評價，Tel：（0519）86330312，E-mail：437126472@qq.com。

1. 常州大學(xué) 體育學(xué)院，江蘇 常州 213164；2. 蘇州大學(xué)體育學(xué)院，江蘇 蘇州 215021

1.Changzhou University，Changzhou 213164，China；2.Soochow University，Suzhou 215021， China.