基本心理需要感知對青少年身體活動自主性動機和參與行為的影響

魏瑤，李迎

（湖南理工學院 體育學院，湖南 岳陽 414000）

促進青少年身體活動是提高青少年體質健康水平的關鍵路徑，動機是青少年身體活動參與的重要動力。心理行為學研究從強化視角，解釋個體行為的動力機制，強化理論認為外部因素是行為活動的動力源，認知心理動機觀認為行為價值認知是個體行為主要推動力。身體活動促進領域研究者，根據動機認知觀，社會認知理論，提出身體活動自我效能、目標定向、成敗歸因、需要滿意感，成就價值感等因素，是促進個體身體活動參與的重要因素［1-2］。目前身體活動促進領域研究，大多將行為、認知和情感等整合，探討青少年身體活動參與的動力機制。其中，自我決定理論是由美國心理學家Deci Edward L.和Ryan Richard M.等人在20世紀80年代提出的一種關于人類自我決定行為的動機過程理論，該理論認為人類具有先天心理成長和發展的潛能，而且這種先天自主性發展，需要通過情境因素的誘發，并假設任何滿足個體自主性、能力感、歸屬感的情境，都能激發并維持行為活動動機和參與堅持性［2］。

研究者基于自我決定理論，探討青少年身體活動促進動機影響機制，并應用于青少年體育活動促進干預實踐研究。有學者通過目標設置，培養體育活動興趣，給予學生更多自主決策與展現的機會，滿足學生體育基本心理需要，激發內部動機和行為［3］。也有研究者通過分析鍛煉時間、強度等因素，揭示體育鍛煉動機行為促進機制［4］。還有研究者從身體活動價值認同和興趣體驗視角，探討個體認同和內部動機對體育鍛煉行為的影響［5］。此外，研究還發現青少年參與鍛煉活動，能滿足個體基本心理需要，進而提高自主性動機和規律性鍛煉參與水平［6］，并結合自我決定理論分析青少年鍛煉活動參與外部動機內化機制，結果表明環境因素通過個體基本心理需要滿足感，間接促進體育鍛煉外部動機的內化過程［7］。

自我決定理論目前已成為體育動機與行為解釋的主流理論，研究者依據動機自主性水平，將動機分為自主性動機和控制性動機［8］。也有將動機分為趨近性動機和回避性動機，相應表現參與行為和回避行為［1］，依據自我決定理論，自主性動機可能與個體積極主動的身體活動參與行為相關。并且，青少年自主性動機可能對身體活動促進效應更為持久。但是，目前就筆者掌握的文獻來看，有關青少年身體活動自主性動機的研究不多，更沒有探討青少年身體活動自主性、能力和歸屬需要等基本心理需要感，如何影響自主性動機及參與行為。為了探討基本心理需要感知對青少年身體活動自主性動機和參與行為的影響，依據自我決定動機理論，提出理論假設：①基本心理需要感知直接影響青少年身體活動參與行為；②基本心理需要感知通過自主性動機中介變量間接促進青少年身體活動參與行為。

為此，本研究采用相關心理問卷測量青基本心理需要感知、身體活動自主性動機和參與行為水平。并運用結構方程模型方法，構建并檢驗基本心理需要感知對青少年身體活動自主性動機和參與行為的影響路徑，通過分析討論揭示基本心理需要感知對青少年身體活動自主性動機和參與行為的影響機制，為促進青少年身體活動參與行為研究提提供參考。

1 研究對象與方法

1.1 被試

本研究采用隨機整群抽樣方法，先隨機抽取某市6所普通中學，然后采用分層抽樣方法，抽取這6所中學的初高中生樣本作為調查對象。其中，第一輪抽取100人進行問卷測量，檢驗問卷的信效度，第二輪發放問卷330份進行正式測量。填寫前由調查員將問卷條目，對調查對象進行解釋并提出要求，作答過程要求被試獨立思考真實填寫問卷條目。問卷填寫結束后回收。先后回收正式問卷325份，剔除不符合要求的2份問卷后，最終獲得有效問卷323份，問卷有效回收率為97.9%。樣本來源初中及高中學生，其中，男生人數185，女生人數138；學生平均年齡15.6歲，標準差2.67歲。

1.2 測量工具

1.2.1 基本心理需要感知

基本心理需要感知測量包括自主性、能力及歸屬感知3個維度，量表來自Philip M.Wilson的《鍛煉基本需要滿足感量表》國內修訂版［9］，將“鍛煉”修改為“身體活動”。18個條目采用李克特5點計分，數值“1”代表“非常不符合”，“2”至“4”代表介于“非常不符合”和“非常符合”的不同主觀體驗程度，依次遞增，數值“5”代表“非常符合”，表明體驗到非常高的需要滿足感。3個分量表維度克隆巴赫Alpha系數分別為：自主需要感分量表（6條目）0.847，能力需要感分量表（6條目）0.900，關系需要感量表（6條目）0.930，表明總量表和各分量表都具有較好信度。量表結構效度采用驗證性因子分析方法，結果顯示：χ2/df的值為2.856，RMSEA為0.076，NFI為0.908，CFI為0.938；IFI為0.938，TFI為0.981。表明該量表結構效度良好。

1.2.2 身體活動自主性動機

青少年身體活動自主性動機測量包括內部動機（求知、成就與刺激體驗）和認同調節動機2個維度，共18個條目分別來自Pelletier的《運動動機測量表》國內學修訂版［10］，將“體育活動”修改為“身體活動”。采用李克特5點計分，數字“1”代表“非常不符合”，“5”代表“非常符合”，“2”至“4”代表介于“非常不符合”和“非常符合”之間的不同程度，依次遞增。信度檢驗結果顯示，內部動機維度克隆巴赫Alpha系數為0.792；認同調節克隆巴赫Alpha系數為0.799。表明兩個維度可靠性良好。采用驗證性因子分析進行結構效度檢驗，結果顯示χ2/df為2.856，RMSEA為0.079，NFI為0.800，CFI為0.855，IFI為0.856，TFI為0.833，表明量表結構效度可接受。

1.2.3 身體活動參與行為

身體活動的參與行為測量條目，來自《高中生體育學習行為測量問卷》［11］，包括互動、練習、展示、比賽等參與行為，僅將“體育學習”替換為“身體活動”。18個條目采用李克特5級計分，“1”代表“從不”，“2”代表“很少”，“3”代表“有時”，“4”代表“經常”，“5”代表“總是”。信度檢驗結果顯示，身體活動參與行為全部測量條目克隆巴赫系數為0.840，表明問卷題目具有較好的測量可靠性。驗證性因子分析結構效度，結果顯示：χ2/df為2.068，RMSEA為0.058，NFI為0.873，CFI為0.928，IFI為0.929；TFI為0.915；表明身體活動參與行為問卷結構效度良好。

1.3 數據收集與統計方法

首先，采用Harman單因素檢驗量表共同方法偏差（CMB）。將問卷條目納入一個探索性因素分析，檢驗未旋轉的因素分析結果，共析出了7個因子，且第一個公共因子的解釋率為30.1%，小于40%的臨界值，表明測量不存在嚴重的共同方法偏差。其次，采用克隆巴赫alpha系數進行測量工具信度檢驗，驗證性因子分析進行結構效度檢驗，運用SPSS 21.0計算alpha系數，AMOS 8.0軟件計算χ2/df、RMSEA、NFI、CFI、IFI、TFI等指數。第三，使用SPSS 21.0軟件計算323名被試是身體活動自主性感、能力感、歸屬感、自主性動機、控制性動機、趨近行為、回避行為等變量取值的均數、標準差和相關系數。最后，使用AMOS 8.0軟件，運用最大似然估計法，對樣本數據進行假設模型擬合運算，刪除初始模型不顯著的路徑，重復進行模型擬合，獲得修正結構方程模型。

2 結果與討論

2.1 基本心理需要感、動機和行為等變量均值和相關系數矩陣

通過樣本數據描述性統計，計算出樣本身體活動的自主需要、能力需要、歸屬需要、自主動機、控制動機、趨近行為和回避行為的均值和標準差。均值計算結果顯示，除了樣本的回避行為得分較低（1.69±0.79）外，被試的自主需要（4.06±1.19）、能力需要（3.67±1.39）和歸屬需要（4.55±1.11）感、自主性動機（4.51±1.31）和參與行為（3.11±0.71）達到中等偏上水平。然后，計算全部測量變量的皮爾遜相關系數矩陣，并檢驗相關性系數的顯著性水平，結果顯示自主性、能力感、歸屬感、自主性動機、參與行為間相關系數顯著（p＜0.05），具體數據參見表1。

表1 基本心理需要感知、自主性動機和參與行為相關系數矩陣、均值和標準差

2.2 基本心理需要感知、動機和行為結構方程模型

根據本研究理論假設與相關性系數顯著性特征，構建自主需要感、能力需要感、歸屬需要感為自變量，身體活動自主性動機為中介變量、參與行為結果變量的結構方程假設模型，運用AMOS 8.0軟件，采用最大似然估計法，計算樣本數據的結構方程模型擬合指數，在參數估計運算過程，將固定參數和自由參數估計納入結構方程模型中。初始模型的擬合指數分別 為：χ2/df=2.346，RMSEA=0.065，IFI=0.914，TLI=0.905，CFI=0.914；表明假設模型可以接受。歸屬感知對參與行為的直接效應不顯著（β=0.074，p＞0.05），刪除該路徑系數后，再次計算修正后結構方程模型參數，修正后模型卡方除以自由度值改變很少（χ2/df=2.231），其他擬合指數RMSEA=0.061，IFI=0.924，TLI=0.915，CFI=0.922；這些系數值基本沒有變化，表明修正后的模型具有更好的擬合度。修正模型的基本心理需要感知、自主性動機和參與行為的路徑系數、殘差和標準化解均達到顯著水平（p＜0.05）。模型最終路徑系數：自主需要感（β=0.202，p＜0.01）、能力需要感（β=0.313，p＜0.01）、和歸屬感（β=0.496，p＜0.01）直接誘發對自主性動機；自主感（β=0.376，p＜0.01）和能力感知（β=0.524，p＜0.01）直接影響參與行為。自主感還通過能力感、自主性動機（β=0.453*0.313*0.672，p＜0.01）對參與行為形成鏈式中介效應。自主性感知（β=0.202*0.672，p＜0.01）、能力感知（β=0.313*0.672，p＜0.01）、歸屬感（β=0.496*0.672，p＜0.01）通過自主性動機，間接影響身體活動參與行為，此外自主需要感通過能力需要感、自主性動機形成鏈式中介，促進身體活動參與行為，修正模型路徑主要路徑參數參見圖1。

圖1 基本心理需要感知對青少年身體活動自主性動機和參與行為的影響模型

2.3 分析與討論

首先，模型顯示青少年在身體活動過程體驗的能力需要感、自主需要感，直接影響身體活動參與行為水平，驗證了本研究理論假設1。青少年在身體活動參與行為中，可能體驗較高的自主需要感和能力需要感，進而讓個體能力和自主需要得到滿足，誘發更強的身體活動參與行為。根據自我決定理論，個體具有先天自我發展的潛力，并且，這種潛力需要通過環境因素才能激發出來，并促進活動參與行為。由于身體活動情境有助于青少年足自主需要和能力需要的滿足，讓青少年體驗更強的自我決定意識，促進個體先天發展潛能與身體活動環境因素的交互作用，共同促進青少年身體活動參與行為水平。早期的能力動機觀和社會效能理論，也提出能力和勝任力感知水平對行為活動參與的重要動力。青少年處于生命發展歷程重要階段，都有強烈的能力和自主需要欲望，身體活動參與往往較其他行為活動，更能滿足個體的能力感和控制感，體驗更強的自信心。青少年身體活動領域依據自我決定理論，進行大量實證研究，證實青少年這種先天內在發展潛力，在身體活動情境中更容易誘發，并且，個體身體活動參與也極大地滿足其自主性和能力需要體驗，進而誘發更多先天潛能，激勵青少年勇于進取、完善自我、成為自我決定控制未來的主動者。此外，基本心理需要的歸屬需要感知并沒直接影響身體活動參與行為，可能是受身體活動類型和其他動機性因素的調節影響，需要后續研究進一步探討。

其次，模型顯示能力需要、自主需要感和歸屬需要感，直接影響青少年的自主性動機，并通過自主性動機間接影響身體活動參與行為，驗證了本研究理論假設2。基本心理需要感知還通過自主性動機，間接影響身體活動參與行為的原因，可能是青少年身體活動能力感知越強，自主性動機水平越高也得到前期相關理論與實證研究支持。如動機能力觀、自我效能理論認為，個體行為活動的能力感知直接影響行為參與水平。個體行為活動能力感越強，對活動控制感越高，表現更強自信心，體驗更高自主控制感與自主需要感。依據基本心理需要理論，自主性和能力感歸屬感的滿足，將有助于促進外部調節因素（外部動機因素）的認同內化過程，進而內化個體成就感、娛樂感等內在動機成分。自主性動機包括認同調節和內部動機等高自主性動機成分，青少年在身體活動過程，如果在活動過程滿足較多的自主感、能力感和歸屬感需要，這些身體活動就能更加誘發個體好奇心、娛樂感、自我控制感，以及青少年對身體活動的價值認同感，這些自主性動機要素的提高，更加有助于促進青少年自主積極地參與身體活動。同時，個體參與更多的身體活動，反過來也容易滿足個體的好奇心、成就感、娛樂感等內在需要，進而更利于身體活動對青少年的吸引力，促進身體活動參與水平。如果在身體活動過程，讓青少年體驗更多的控制感、無助感、失敗感，則這些身體活動情境難以滿足個體自主感和能力感需要，降低自主性動機水平，進而削弱身體活動參與水平。個體自主性、能力感和歸屬感對個體身體活動自主性動機及參與行為的正向效應，也得到丁維維、王婷婷和朱姣等人研究結果支持［5，9，12］。

同時，與自主性動機相對的控制性動機，主要涉及外部調節和內攝調節，這些外部動機性因素更可能導致個體控制性和強迫感體驗更多。如果學生為了避免體育成績影響升學，或者逃避家長老師的批評懲罰等原因，不得不參與身體鍛煉，那么學生可能體驗害怕、逃避和壓迫等情緒更多。這些消極性情緒體驗可能嚴重削弱身體活動內在動機，學生為了避免懲罰而參與身體活動的原因，很容易受外部壓力變化的影響。當外部壓力因素消失時，個體中途退出活動的可能性很大。張喜來等人的研究也證實，個體學習主動性與自主性學習動機正相關，由于內部動機和外因內化水平提高，學習者自主性動機水平也逐步提高，導致學習趨近行為增加［13］。也有研究顯示，個體在自主性動機誘發體育活動參與過程，體驗樂趣、新穎、刺激、自尊和歸屬感越強，這些情感體驗伴隨更多自主性需要滿足感，促進身體活動自主性動機和趨近參與行為水平提高，如果青少年身體活動參與主要依賴外部調節，則個體更多表現是為了避免壓力或消極性評價，因而表現更多的回避行為［14-15］。有關中學生體育中考動機的調查也發現，如何學生參加身體鍛煉活動動機只是為了升學（外部動機），而并沒內化為自主性動機，那么中考外部壓力消失后學生主動參與體育活動水平急劇下降，進而無法達到中考體育訓練的活動量與強度，學生表現更多的消極回避行為［16］。因此，青少年身體活動促進干預實踐中，應關注自主身體活動情境營造，降低控制感體驗，應該讓青少體驗更多自主性感知，外部調節因素才能由外部情境逐漸內化自主需要，進而降低外部控制性動機水平，表現更多身體活動積極趨近行為，提高青少年身體活動主動性與堅持性。

第三，模型還顯示，歸屬需要感知也通過身體活動自主性動機間接促進參與行為。歸屬需要感知也稱歸屬感，是指個體與所屬群體間的一種內在聯系的感知，也是個體基本心理需要之一。歸屬感對自主性動機的促進效應得到心理學研究證實。社會心理學研究發現，當個體缺乏歸屬感時，對自己從事的工作缺乏激情，工作責任感不強，社交圈子狹窄，朋友不多，業余生活單調，缺乏興趣愛好。馬斯洛提出，歸屬和愛的需要是人類重要心理需要。自我決定理論提出，歸屬感是基本心理需要感之一。參與身體活動是個體與他人交往互動的重要途徑，如果青少年通過參與身體活動，提高歸屬需要感滿足水平，那么這些身體活動就可能更加吸引青少年的參與。特別是球類等集體項目，其運動團隊更能滿足個體的集體歸屬感需要，進而促進青少年自覺參與身體活動。可見，身體活動不僅能具有身體鍛煉價值，還能提供個體與他人相互交流的平臺。讓青少年養成自覺遵守規則的良好習慣，促進個體提高身體活動社交凝聚力，滿足個體歸屬于活動團體的心理需要。身體活動如果充滿競爭與合作情境，有力提高團隊成員間的社會凝聚力，體驗更多體育活動的協作精神，吸引青少年更多的身體活動參與水平，通過身體活動過程歸屬需要的滿足，體驗更多的積極情感和歸屬需要感，有效促進身體活動的自主性動機和趨近參與行為。

因此，青少年身體活動促進的實踐過程，教師應主動營造自主參與、自主選擇機會情境氣氛，讓個體能夠從容地自主選擇感興趣的活動，體驗更多自主性支持感。個體依據自身特點選擇任務難度也是非常重要。同時，在身體活動參與過程，青少年應樹立“健康第一”理念，淡化運動競技和社會性比較，體驗更多積極情感、活動勝任控制感。研究顯示，自主性動機不僅可以促進青少年身體活動的積極主動參與，還可以提高個體成就動機水平與積極情感體驗，而控制性動機和無動機會阻礙學生的學習［17］。在體育教育實踐中，教師應注重青少年身體活動的外部調節因素內化，提高自主性動機水平。要明確外部動機內化并不是自發的，而是與環境因素主動交互構建的過程。但是，身體活動社會情境因素對參與動機的影響，既有正面效應也有負面作用。教師應充分利用自主支持性情境氣氛，提高青少年自主性需要感知水平，促進身體活動參與行為［18］。身體活動促進領域也要關注青少年身體活動參與過程的基本心理需要感知水平，充分利用青少年先天潛能，通過能力感、自主感、歸屬感的滿足，促進自主性動機和參與行為［19］。后期研究應關注青少年身體活動自主性情境氣氛的優化策略，突出個體潛能與情境因素交互效應合，提高青少年身體活動能力需要、自主需要、關系需要感知，促進青少年身體活動的自主性動機，保障青少年長期身體活動參與動力源。

3 結論

自主性、能力需要等基本心理需要感知直接影響青少年身體活動參與水平，自主性、能力感和歸屬需要感知直接促進身體活動自主性動機，并通過自主性動機間接促進青少年身體活動參與行為。