基于回歸分析法的青少年體育鍛煉興趣的產生和發展機制研究

郝薇薇

(安徽建筑大學 體育教學部，安徽 合肥 230022)

0 引言

體育鍛煉的情景興趣是基于體育活動的具體特征產生的對自然人的吸引而產生的一種瞬時的積極的心理狀態.體育鍛煉的情景情趣能夠積極促進青少年進行體育鍛煉的行為已經得到了有關研究的充分證實.最新的研究基于青少年參加體育鍛煉的心理活動特性將體育鍛煉的情景興趣按照體育活動自身特點、參與體驗、參與活動的心境傾向等方面進行分析.其中，體育活動的自身特點主要包含趣味性和激發能動性，參與體驗主要包含身心需求和快樂體驗程度，心境傾向主要包含研究認知、渴望激發和過程推進等特點.

綜合現有關青少年體育活動興趣的研究成果[1-2]，初步構建關于青少年體育活動參與的興趣激發機制的模型，并利用回歸方程進行分析驗證，檢索相關特性在興趣產生和激發機制中的模糊特性，并進行差分校驗.初步設定假設如下：①研究認知可以明顯影響情景興趣的產生和運行；②身心感受差異在情景興趣的產生途徑中起到單向傳遞性；③情景興趣的產生機制存在階段性差異.體育活動情景興趣的產生機制具體如圖1所示.本研究認為該機制是一種多因素、多途徑的復雜機制.

圖1 青少年體育活動情景興趣的產生機制

1 研究對象和方法

1.1 研究對象

采用隨機分層取樣法對安徽、河南兩省內的30所中小學的學生進行調查，調查對象年齡分布在6-18周歲.相關的調查取樣過程由經過相同培訓流程的體育工作人員進行，確保調查過程的一致性，防止外部無關因素的干擾[3]，調查采用調查問卷的形式進行，讓調查對象在同一時間內及時填寫完成并進行回收.調查時間為3個月，共發放問卷6 200份，回收6 123份，回收率98.75%.經過篩查，共有5 986份合格，合格率96.54%，合格問卷中，男性3 017份，女性2 969份，有關調查情況的具體數據見表1.本研究的調研數據滿足分析要求.

表1 調查對象的總體信息

1.2 研究方法

依據《體育課堂情境興趣量表》進行適合本研究的適應性改編[4-5]，改編后的量表按照趣味性、激發能動性、身心需求、研究認知、快樂體驗、情景興趣等因素分別進行體現，上述特性生成的量表的χ2/ df值為2.61.RMSEA 和 SRMR 在 0-1 之間，GFI、CFI等特征化參數達到 0.90 以上，說明上述因素構成的結構模型擬合度符合統計學研究標準，各維度和總量表的克隆巴赫系數以及重測信度系數范圍在0.82-0.85之間，說明量表的信度等級較高[6].

1.3 身心感受測量

對調查對象參與體育活動的身心感受測量采用問卷形式進行調查，將身心感受差距分為體育運動知識、運動感受差異等方面.對于上述方面的調查，問卷內容體現為對運動知識的熟悉程度、運動技能的掌握程度、體育運動的學習流程獲得感等，對上述項目采用5分制衡量標準，1到5分表示認同或者熟悉的程度逐漸上升[7-8].該問卷 CFI、IFI、NFI指標在0.91-0.93之間，說明模型的擬合度較好；RMSEA 值為 0.028，小于 0 05，說明模型擬合合理；χ2/df值為 1.421，小于 2，達到良好的擬合水平；問卷的內部一致性信度、分半信度和重測信度分別為 0. 80、0.71 和 0.88，說明問卷具有較好的信度和效度.

2 數據處理

利用 SPSS 23.0軟件對數據進行統計學分析，按照不同的分組和數據特征進行具體處理.利用Amos 23.0軟件建立青少年體育運動參與的情景興趣機制的產生模型，主要包含下列因素分析：①分析興趣產生機制中的諸多因素對興趣的相關性影響關系;②建立興趣產生機制的諸多因素與情景興趣產生的回歸分析效應;③構建體育運動情景興趣機制的關系構型.

3 結果分析

3.1 同一性分析

為了進一步檢驗統計數據的有效性，評估域外因素對問卷調查統計數據的相關影響[9]，采用單因子檢測法對統計數據進行偏差檢驗.在檢驗過程中，將調查項目進行主次因素分解，進行主成分分析.檢驗結果表明，檢驗特征值均大于1.1，關鍵特征因子的變異率為21.36%，滿足同一性標準.

3.2 興趣產生機制中的諸多因素對興趣的相關性影響關系

采用獨立分析檢驗方法[10]對相關因素與體育運動的身心感受差異進行分析檢驗.結果表明，各因素與身心感受差異的相關特征和整體特征呈現顯著性相關關系(p<0. 05)，具體見表2.表中數據有下劃線的數據表示其與相應因素的顯著性因數P<0.05.表中數據表明，身心感受差異能直接影響體育運動興趣的產生.

表2 興趣產生機制中的諸多因素對興趣的相關性影響關系

3.3 體育運動情景興趣與機制內相關因素的回歸分析

3.3.1 各因素對體育運動興趣產生的相關作用分析

將統計數據中的人口特征接入回歸方程的分析結果為藍本，將調查對象的年齡層次、性別、家庭經濟情況、身體形態控制意識等作為控制變量，利用回歸分析原理，研究體育運動的趣味性、激發能動性、身心需求、研究認知、快樂體驗和身心感受差異對體育運動情景興趣的相關作用.在此過程中，將體育運動的情景興趣作為因變量.后續具體分析步驟如下.

(1)將趣味性、激發能動性、身心需求等因素接入回歸方程，結果如表3.結果表明年齡層次趣味性、激發能動性、身心需求等因素接入了回歸方程，其中對趣味性、身心需求對情景興趣具有正向傳遞作用，性別和激發能動性具有負向傳遞作用.上述因素共同導致了興趣產生 51. 8%的變異程度.

表3 趣味性、激發能動性、身心需求對情景興趣的多重回歸分析

(2)在第一分析結果的基礎上，將身心感受差距接入回歸方程，結果如表4.年齡層次、趣味性、激發能動性、身心需求和身心感受差距進入回歸方程.趣味性、身心需求和身心感知差異對體育運動情景興趣的產生具有正向傳遞作用，性別和激發能動性對情景興趣的產生具有負向傳遞作用.上述因素共導致了情景興趣56.75%的變異程度.

表4 身心感受差異接入方程后對情景興趣產生的多重回歸分析

(3)在前兩次分析結果的基礎上，將研究認知和快樂體驗等因素接入回歸方程，結果如表5.由表5可知，年齡層次、趣味性、激發能動性、身心需求、身心感受差異和研究認知引入到回歸方程，除激發能動性對體育運動情景興趣的產生具有負向傳遞作用外，其他因素對體育運動的情景興趣的產生均具有正向傳遞作用.上述因素共導致情景興趣62.1% 的變異程度.進一步分析的結果表明，將所有因素引入回歸方程進行作用后，快樂體驗同情景興趣的產生并沒有顯著性的關聯關系.經過分析，本研究認為是由于調查對象較為寬泛的年齡層次導致了快樂體驗同情景興趣的數據上的非顯著性關聯.

表5 研究認知等因素接入方程后對情景興趣產生的多重回歸分析

3.4 情景興趣產生機制中各影響因素之間的關聯作用

探究情景興趣產生機制中趣味性、激發能動性、身心需求、身心感受差異、研究認知和快樂體驗之間的關聯關系，采用多重回歸分析對上述因素間的關系進行解析，具體結果如表6所列.在以快樂體驗為因變量的分析過程中，發現年齡層次對快樂體驗具有負向關聯作用，對家庭經濟情況具有正相關的關聯效應，上述因素共導致11.77%的快樂體驗的變異程度.在第一步的基礎上把其余因素引入回歸方程，結果表明趣味性、身心需求、身心感受差異和研究認知等因素同快樂體驗均為正向關聯作用.上述因素共同解釋了16.9%的變異程度.

表6 情景興趣產生機制中各影響因素之間的回歸分析

在以研究認知為因變量的分析結果表明，年齡層次同研究認知呈現負向關聯，并導致9.1%的變異程度.在將其他因素接入回歸方程后的結果顯示，趣味性、身心需求、身心感受差異同研究認知呈現正向關聯關系，上述因素引發41.9%的變異程度，激發能動性與研究認知間的作用關系沒有顯著性結果.在以身心感受差距為因變量的分析中，其結果表明年齡層次同身心感受差異呈現負向關聯的作用，而家庭經濟情況同身心感受差異呈現正向關聯作用.在上一分析的基礎上，將身心需求、激發能動性和趣味性接入回歸方程中，分析結果表明除激發能動性對其有負向關聯外，其他兩個因素對身心感受差異均呈現正向關聯作用.上述因素共同導致了身心感受差異21.5%的變異程度.

以激發能動性為因變量進行回歸分析，結果顯示年齡層次對激發能動有正向關聯作用，家庭經濟情況對激發能動性有負向關聯作用，兩者對激發能動性變異程度的導致程度占比為3.9%.在上一分析的基礎上，將趣味性和身心需求作為分析因素代入回歸方程中，分析結果表明趣味性同激發能動性產生正向關聯作用，導致激發能動性的占比為2.7%，身心需求同激發能動性的關聯效果沒有顯著性呈現.以身心需求為因變量進行回歸分析，結果表明，年齡層次對身心需求呈現負向作用關聯，對身心需求的變異程度的貢獻率為5.6%.

4 結論

通過分析青少年參加體育運動情景興趣的產生機制，研究發現機制中的趣味性、激發能動性、身心需求等因素均能直接正向作用于身心感受差異，身心感受差異能直接正向作用于體育運動參與者關于體育的研究認知和體育運動參與的快樂體驗，同時新穎性對研究認知和快樂體驗均呈現正向推進作用.機制中的身心感受差異、研究認知、快樂體驗等因素對體育運動情景興趣的產生和發展均具有正向的直接推進作用.因此在日常對青少年的體育教育和普及中，要充分認知上述因素對青少年體育運動參與興趣的關聯作用，針對不同年齡階段、不同群體的青少年，要因人群制宜，細致分析，要著重認知身心感受差異、研究認知、快樂體驗對體育運動情景興趣產生的直接關聯作用，探索提升上述3因素的體育教育和宣傳方式，以提高我國青少年體育運動的參與程度和運動質量.