青少年體育鍛煉行為促進的結構方程模型分析
——基于成就情緒控制價值理論

張亭，李煥玉

(1.華中師范大學 體育學院，湖北 武漢 430079；2.武漢體育學院 體育教育學院，湖北 武漢 430079；3.湖北休閑體育發展研究中心，湖北 武漢 430062)

黨的二十大報告明確指出要加強青少年體育工作。習近平總書記[1]強調：“加強學校體育工作，推動青少年文化學習和體育鍛煉協調發展，幫助學生在體育鍛煉中享受樂趣、增強體質、健全人格、錘煉意志。”這為新階段加強青少年體育工作指明方向、提供根本遵循。根據2021 年全國學生體質與健康調研結果顯示，學生視力不良和近視率偏高、超重肥胖率上升、上臂握力水平有所下降、大學生身體素質仍然呈下滑趨勢；每天保證1 小時以上體育鍛煉的在校學生體質健康達標優良率顯著高于體育鍛煉不足的學生[2]。因此，促進體育鍛煉是增強青少年體質的關鍵因素，也是開展學校體育教育的重要工作之一。

回顧以往研究，學者們多從個體內部心理因素(如鍛煉自我效能感、鍛煉態度、鍛煉自主動機等)和外部環境因素(如鍛煉氛圍、學校場地器材以及家庭因素等)探討青少年體育鍛煉行為的影響機制[3]，而忽視體育課本身在影響青少年體育鍛煉行為方面發揮著巨大作用。當前，學者采用相關健康行為促進理論對青少年體育課和課外體育鍛煉的關系進行解釋和預測。如馮玉娟[4]以自我效能理論和計劃行為理論為基礎，探討體育課三重效能對休閑時大學生體育活動行為的影響；尹龍等[5]以自主決定理論和計劃行為理論為基礎，構建跨情境模型考查體育課堂中教師提供的需求支持對青少年閑暇時間體力活動的影響。這些理論模型對于揭示體育課對青少年體育鍛煉行為的影響具有重要意義，但所用理論側重于體育課堂動機跨情景對青少年體育鍛煉行為的影響，忽視體育課堂中青少年情緒體驗及其對體育鍛煉行為的影響。雖然，自我決定理論的內在動機與情緒的概念密切相關[6]，但在概念上仍然是不同的。動機指的是驅動特定行為的動力，而情緒描述的是在從事某種行為時決定主觀體驗的生理和心理過程[6]。

基于雙過程理論，Brand 等[7]提出情感-熟慮理論(affective-reflective theory，ART)，該理論專注于引導行為的心理過程，并特別關注與行為(鍛煉)相關的情感體驗，旨在解釋和預測人們在處于身體活動不足或開始鍛煉情況下的行為。如當人們體驗到快樂時，他們傾向于重復行為(鍛煉)，但不愉快的情感體驗也會降低其重復概率。根據ART 理論，反復積極或消極的行為(鍛煉)情感體驗可能通過不斷強化自動情感評價(與行為相關的刺激與積極或消極情感體驗的自動聯結)，增強或削弱積極情感體驗自動重現的概率，進而促進或阻礙行為(鍛煉)的重復。實際上，這些相關情緒記憶和自動情感評價有一部分來自于體育課堂情景，相關研究也證實體育課堂中積極和消極情緒體驗與長期身體活動行為高度相關[8]。因此，本研究在成就情緒控制價值理論基礎上，探討中國文化背景下體育課堂情緒及其決定因素對青少年體育鍛煉行為的影響。

1 理論基礎與研究假設

成就情緒控制價值理論(control-value theory of achievement emotion，CVTAE)是由Pekrun[9]基于期望價值理論、評價理論和歸因理論以及情緒對學習的影響而開發的一種用于研究教育中成就情緒及其前因和結果的綜合框架，包括4 個基本結構：學習環境、控制-價值評價、成就情緒和學習成就。在CVTAE 中，成就情緒是指那些與成就活動(如學習、家庭作業)或成就結果(如任務的成功和失敗)有關的離散情緒[9]。該理論將成就情緒按照3 個維度進行分類，即效價(積極vs消極)、生理喚醒(激活vs 未激活)和關注點(與活動相關或與結果相關)。例如，這種分類可以區分積極的激活活動情緒(如享受)和消極的失活活動情緒(如無聊)。同時CVTAE 認為，學生在教育環境中經歷的成就情緒會影響成就結果，而不受情景的影響。例如他們的活動表現[9]。在體育教育背景下，身體活動參與可被視為與體育課相關的成就結果[10]。研究表明，體育課的享受體驗與休閑時間的身體活動參與呈正相關，而無聊與身體活動參與呈負相關[10]。雖然，這些離散成就情緒與身體活動參與存在聯系，但在預測身體活動參與上卻存在差異[10]。因此，這些離散成就情緒在預測身體活動參與能力上仍需進一步探討。

根據CVTAE，控制-價值評價是成就情緒的近端決定因素，控制評價是指學生對學業表現及其結果的主觀感受[9]。能力信念、控制信念、成功期望信念、歸因信念、自我概念、自我效能感都是相關的控制評價，因為其代表控制的回顧性評價和前瞻性評價。關于價值評價，有兩種截然不同的類型，即內在價值和外在價值[11]。內在價值被描述為成就活動和結果本身的價值[11]。例如，一個學生對解決數學難題(活動)和看到解決的難題(結果)本身感興趣。相比之下，外在價值是指參與一項活動并獲得成功的有用性[11]。例如，如果有與活動(結果)相關的獎勵，學生就有興趣完成一個科學項目(活動)。一般來說，對于某一特定成就活動的控制和價值的積極評價，預期會引發積極的活動情緒，如學習的樂趣并減少消極的活動情緒，如憤怒[9]。一些研究也支持控制和價值評價作為成就情緒的預測作用，如以高中生為樣本，控制和價值評價對體育課享受起正向預測作用和對無聊起負向預測作用[12]。

控制-價值評價反映學生的動機信念，與自主動機之間存在概念上的關系。因此，Pekrun 等[9]在自主決定理論和控制-價值評價之間建立理論聯系，并提出自主支持對控制-價值評價有影響的研究假設。根據CVTAE，學習環境對控制和價值評價具有近端影響[9]。教師提供的自主性支持可能是學習環境的一個重要方面。一般來說，教師構建自主支持學習環境可以提高學生控制和價值信念[9]；如果教師能夠授權學生自己做出重要的學習決策，那么他們的認知評價能夠得到提高。相關研究也表明，教師自主支持能提高學生的學業自我效能感和內在價值[13]。同時也有研究發現，教師自主支持通過控制-價值評價對學生成就情緒具有間接作用。如在參加網球課程的大學生樣本中，教師自主支持通過控制和價值評價對享受起到正向預測作用和對無聊起到負向預測作用[14]。

雖然，已有研究涉及成就情緒控制價值理論對大學生體育鍛煉行為的影響[15]，但是缺乏學習環境層面教師自主支持與個體層面離散成就情緒控制價值指標之間相互作用的影響研究。結構方程模型分析法是基于變量的協方差矩陣來分析變量間關系的一種統計方法，適用于探究多個變量對因變量的影響，能夠分析潛在變量之間以及各指標與潛在變量之間的內在關系[16]。因此，本研究以CVTAE 為理論框架，構建青少年體育鍛煉促進的假設模型。根據以往有關體育課情境的學習環境研究[13-14]，教師自主支持可以代表學習環境。學業控制感是控制評價在完成學習任務能力和信心時的表現[14]，而主觀任務價值是價值評價在感知學習任務有用性和喜歡程度中的表現[17]。因此，選用學業控制感和主觀任務價值可以分別代表控制和價值評價。享受和無聊被選為成就情緒，因為其經常出現在體育課堂成就情緒中[14]。此外，這兩種情緒分別代表積極和消極、激活和失活的相關活動情緒[14]。體育鍛煉能夠反映青少年體育學業成就長遠效果[15]，故將體育鍛煉行為代表學業成就。依據上述理論基礎對各變量的關系提出如下假設：H1 教師自主支持分別對青少年學業控制感和主觀任務價值呈正向影響；H2 青少年學業控制感和主觀任務價值對享受呈正向影響，對無聊呈負向影響；H3 享受對青少年體育鍛煉行為呈正向影響，無聊與青少年體育鍛煉行為呈負向影響；H4 學業控制感和主觀任務價值分別在教師自主支持與享受、無聊之間起間接作用；H5 享受和無聊分別在學業控制感和主觀任務價值與青少年體育鍛煉行為之間起間接作用；H6 學業控制感和主觀任務價值及享受、無聊分別在教師自主支持與青少年體育鍛煉行為之間起間接作用。

2 研究對象與方法

2.1 測試對象

抽取湖北省武漢市6 所初中和高中為被測學校，在每所學校初一、初二、初三、高一、高二年級中各隨機抽取一個行政班作為測試班級，共計700 名初高中生為測試對象。將教師自主支持、學業控制感、主觀任務價值、課堂成就情緒、體育鍛煉行為6 個量表分成4 個板塊合成一份問卷，在老師的協助下由主試統一指導進行團體測試，在15 分鐘內完成一系列問卷調查并現場回收。共發放問卷700 份，回收673 份，回收率為96.14%。問卷收集后，將未回答問題或者有明顯規律回答傾向(如極端回答傾向)的59 份問卷剔除，得到有效問卷614 份，有效率為91.23%。其中，男生297 人(48.37%)、女生317 人(51.63%)；初一117人(19.06%)、初二133 人(21.66%)、初三122 人(19.87%)、高一133 人(21.66%)、高二109 人(17.75%)，平均年齡為(14.75±1.41)歲。

2.2 測量工具

采用結構方程模型，利用AMOS 26.0 進行測試，研究人員遵循Anderson 等[16]提出的兩步方法。首先，通過驗證性因素分析(CFA)來評價測量模型的效度。其次，進行SEM 分析，以測量模型擬合和路徑系數。在CFA 分析過程中，如果這些指標的標準化因子負荷小于0.5，研究人員將其排除，以提高潛在變量的模型擬合[16]。依據擬合標準，2χ/df 小于5，RMSEA 小于0.08，NFI、CFI、GFI 大于0.90，判定模型擬合良好[18]。

1)教師自主支持量表：使用Williams 等[19]研制的《Health Care Climate Questionnaire》(HCCQ)量表。該量表經尹龍[5]漢化并修改為體育課情境，而且已進行專業信、效度驗證。該量表共6 個題項，采用李克特7級評分法，從“完全不同意”到“完全同意”計1～7分，各題項得分相加，得分越高表示青少年體育教師自主支持越高。依據上述CFA 檢驗標準，保留所有項目用于最后結構方程建模分析，模型擬合指數為：2χ/df=3.57 ， NFI=0.99 ， GFI=0.99 ， CFI=0.99 ，RMSEA=0.07，總量表Cronbach's α為0.92。

2)學業控制感量表：使用Perry 等[20]研制的《學業控制量表》，該量表經李洋洋[15]漢化并修改為體育課程情境，而且已進行專業信、效度驗證。該量表由8 個題項組成，采用李克特7 級評分法，從“完全不同意”到“完全同意”計1～7 分，各題項得分相加，得分越高表示青少年體育學業控制感越高。依據上述CFA 檢驗標準，保留6 個題目用于最后結構方程建模分析，模型擬合指數為：2χ/df=1.84，NFI=0.99，GFI=0.99，CFI=0.99，RMSEA=0.04，該分量表Cronbach’s α 為0.84。

3)主觀任務價值量表：翻譯Xiang 等[17]修訂的《體育主觀任務價值量表》。為確保量表的翻譯質量和保持意義對等，首先，請2 位體育學博士研究生將量表翻譯成中文，并進行討論和校對；其次，請2 位英語專業研究生對翻譯后的中文量表進行回譯，同時進行討論和校對；最后，經上述4 位人員的進一步討論，確定最終的中文版量表。該量表由外在價值和內在價值2 個維度組成，共6 個題目，采用李克特7 級評分法，從“完全不同意”到“完全同意”計1～7 分，各題項得分相加，得分越高表示青少年體育價值評價越高。依據上述CFA 檢驗標準，保留所有題目用于最后結構方程建模分析，模型擬合指數：2χ/df=3.84，NFI=0.99，GFI=0.99，CFI=0.99，RMSEA=0.07，總量表Cronbach’s α為0.93。

4)課堂成就情緒量表：Pekrun 等[21]研制的《Achievement Emotions Questionnaire》(AEQ)量表，提供課堂、學習和考試3 種不同學業成就背景下的離散成就情緒評價量表，使用課堂享受和無聊2 個離散成就情緒評價分量表。該量表經李洋洋[15]漢化并修改為體育課情境，而且已進行專業信、效度驗證。其中，課堂享受由4 個題目組成，無聊由5 個題目組成，采用李克特7 級評分法，從“完全不同意”到“完全同意”計1～7 分，各分量表題項得分相加，得分越高表示青少年課堂成就情緒越高。依據上述CFA 檢驗標準，保留所有題目用于最后結構方程建模分析，模型擬合指數為：2χ/df=3.31，NFI=0.98，GFI=0.97，CFI=0.99，RMSEA=0.06，各分量表Cronbach’s α 分別為0.87 和0.88。

5)體育鍛煉等級量表：采用梁清德[22]研制的《體育鍛煉等級量表》，從鍛煉強度、頻率及時間3個方面來考察體育鍛煉量，并以此來衡量青少年體育鍛煉行為。體育鍛煉量＝強度×(時間－1)×頻率，每個方面以1～5 記分。體育鍛煉等級標準為：小鍛煉量≤19 分，中等鍛煉量20～42 分，大鍛煉量≥43 分，該量表Cronbach’s α為0.64。

2.3 數據分析

本研究采用SPSS 25.0 對主要變量進行描述性統計、相關性分析和回歸分析。采用AMOS 26.0 軟件構建模型，首先對模型擬合指數和各路徑因子關系進行檢驗；其次測定影響因素的間接效應，估算時采用95%置信區間的偏差校正Bootstrap 估計法。其中，如果路徑系數在置信區間內不包含0，則說明間接效應具有統計學上的顯著意義。

3 結果與分析

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 的單因素法對共同方法偏差進行檢驗，對所有題項進行非旋轉主成分因子分析。結果表明，有8 個因子的初始特征值大于1，第一個因子解釋的方差為36.53%，低于40%的臨界值。隨后運用AMOS 26.0 做單因子的驗證性分析，將所有題項建立在一個單因子模型上，模型擬合指數為：2χ/df=9.24，NFI=0.65，GFI=0.61，CFI=0.68，RMSEA=0.11，模型擬合不良。綜合來看，本研究的共同方法偏差不明顯。

3.2 描述性統計和相關性分析

如表1 所示，體育鍛煉量與教師自主支持、學業控制感、主觀任務價值和享受均呈顯著正相關，與無聊呈顯著負相關；學業控制感和主觀任務價值分別與教師自主支持和享受呈顯著正相關，與無聊呈顯著負相關；享受與教師自主支持呈顯著正相關，無聊與教師自主支持呈顯著負相關。

表1 各變量均值、標準差及Pearson 相關系數

3.3 回歸分析

控制性別、年齡和年級，使用回歸分析探查教師自主支持、學業控制感、主觀任務價值、享受和無聊分別對青少年體育鍛煉量的預測作用。結果顯示(見表2)，教師自主支持、學業控制感、主觀任務價值、享受和無聊均能夠顯著預測青少年體育鍛煉量。通過比較發現，享受對青少年體育鍛煉量預測能力最強，可以解釋14%的青少年體育鍛煉變異量。

表2 青少年體育鍛煉行為的線性回歸分析

3.4 結構方程模型檢驗

在進行結構方程模型分析前，采用平衡法[23]將教師自主支持、學業控制感、主觀任務價值的測量指標打成3 個包作為潛變量，每包內含2 個測量指標；將享受和無聊的測量指標分別作為一個整體打包作為觀察變量，體育鍛煉量作為觀察變量。

基于CVTAE 理論框架，采用AMOS 26.0 構建完全中介假設模型(見圖1)，即教師自主性支持對學業控制感和主觀任務價值產生直接影響，以學業控制感、主觀任務價值為中介進而間接影響青少年課堂享受和無聊，并最終對青少年體育鍛煉量產生間接影響。在AMOS 26.0 軟件中，利用最大似然估計對整個假設模型進行檢驗，結果顯示，所選預測模型中資料符合單變量常態分布，但整體預測模型并不符合多元常態。即多元變量的峰度值為47.95(應小于5)，易造成卡方值膨脹，因此采用Bollen-Stine Bootstrap(N=2 000)方法進行修正。修正后模型配適度各指標均符合Hu 等[24]建議的標準范圍內，即2χ/df=1.25，TLI=1.00，IFI=1.00，GFI=0.99，AGFI=0.97，CFI=1.00，RMSEA=0.02，Hoelter’s Critical N(CN)=491.13，說明所選模型結構方程數據擬合結果很好。

從圖1 和表3 可以看出：(1)控制-價值評價方面，教師自主支持對青少年學業控制感和主觀任務價值影響都達到顯著水平，標準化回歸系數分別為0.60(P＜0.001)、0.67(P＜0.001)，解釋學業控制感和主觀任務價值的變異量分別為0.36 和0.46。因此，研究假設H1 成立。(2)成就情緒方面，學業控制感分別對青少年課堂享受和無聊影響都達到顯著性水平，標準化回歸系數分別為0.23(P＜0.001)、-0.42(P＜0.001)，主觀任務價值分別對青少年課堂享受和無聊影響都達到顯著性水平，標準化回歸系數分別為0.65(P＜0.001)、-0.39(P＜0.001)，學業控制感和主觀任務價值共解釋課堂享受和無聊的變異量分別為0.68 和0.54。因此，研究假設H2 成立。(3)體育鍛煉行為方面，課堂享受對青少年體育鍛煉量產生顯著影響，標準化回歸系數為0.40(P＜0.001)，而課堂無聊對青少年體育鍛煉量影響不顯著，標準化回歸系數為-0.04(P＞0.05)，課堂享受和無聊共解釋青少年體育鍛煉量的變異量為0.18，因此，研究假設H3 部分成立。

表3 各因子的路徑關系分析結果1)

模型中變量間的間接效應采用95%置信區間的偏差校正Bootstrap 估計法(N=2 000)進行檢驗，從表4和圖1 可以看出：(1)教師自主支持對課堂享受和無聊產生顯著間接效應，具體路徑為教師自主支持→學業控制感或主觀任務價值→享受(β=0.14，β=0.44，P＜0.01)，教師自主支持→學業控制感或主觀任務價值→無聊(β=-0.25，β=-0.26，P＜0.01)。因此，研究假設H4成立。(2)學業控制感或主觀任務價值分別對體育鍛煉量都產生顯著間接效應，具體路徑為學業控制感或主觀任務價值→享受→體育鍛煉量(β=0.09，β=0.26，P＜0.01)。另外，由于無聊→體育鍛煉量路徑不顯著，致使學業控制感或主觀任務價值→無聊→體育鍛煉量的間接效應不顯著。因此，研究假設H5 部分成立。(3)教師自主支持對體育鍛煉量產生顯著間接效應，具體路徑為教師自主支持→學業控制感或主觀任務價值→享受→體育鍛煉量(β=0.06，β=0.17，P＜0.01)。另外，由于無聊→體育鍛煉量路徑不顯著，致使教師自主支持→學業控制感或主觀任務價值→無聊→體育鍛煉量和教師自主支持→無聊→體育鍛煉量的間接效應不顯著。因此，研究假設H6 部分成立。

表4 結構方程模型中間接效應Bootstrap 法檢驗結果

4 討論

在我國青少年體質健康下滑的現實背景下，青少年體育鍛煉不足已成為學界關注的焦點問題。本研究顯示青少年體育鍛煉量得分為26.94±24.07；其中，小鍛煉量為303 人(占比49.35%)、中等鍛煉量為173人(占比28.17%)、大鍛煉量為138 人(占比22.48%)。體育課是學生接受體育教育的主渠道，是青少年形成體育意識和學習知識技能的重要途徑，為青少年參與體育鍛煉奠定基礎。本研究結果表明，教師自主支持、學業控制感、主觀任務價值、課堂享受和無聊這些學習環境和心理因素會對青少年體育鍛煉行為產生影響，這啟示在體育課中要更加重視挖掘這些學習環境和心理因素提升的方法和策略，以促進青少年積極參加體育鍛煉。

依據CVTAE 理論，本研究探討教師自主支持、學業控制感、主觀任務價值、課堂享受和無聊以及青少年體育鍛煉行為之間的關系，利用結構方程模型對武漢市中學生的相關數據進行分析，研究結果部分支持研究假設。體育教師提供的自主性支持是控制-價值評價的正向預測因子，控制-價值評價又是體育課堂成就情緒的重要預測因子。最后，體育課堂享受顯著預測青少年體育鍛煉行為。除支持假設的直接影響外，教師自主支持通過控制-價值評價對成就情緒產生間接影響，并依次通過控制-價值評價和體育課堂享受對體育鍛煉行為產生間接影響。此外，控制-價值評價通過體育課堂享受對青少年體育鍛煉行為產生間接影響。

依據假設H1，體育教師提供的自主支持對青少年學業控制感和主觀任務價值具有正向預測作用。該研究結果不僅符合CVTAE 理論假設[9]，也與之前的實證研究結果一致。這些研究表明，自主性支持對其他學科背景下的控制-價值評價具有積極的預測作用[25-26]。根據Pekun 等[27]研究，高控制信念通過將成功歸因于內在因果關系而增強，并相信能力通過努力可以塑造。教師自主支持允許學生選擇適合自己難度水平的任務或活動，鼓勵自我參照的成功標準與個人進步，提供成功或失敗重要線索，為學習者相信如果努力就能成功創造良好環境，進而提升學習者的控制信念。教師自主支持與主觀任務價值之間的關系可能主要歸因于2 個構面共有的利益概念，即教師自主支持能激發青少年學習動機所需的必要資源，如興趣[28]。反過來，興趣被認為是他們賦予一項活動或高成就內在價值的主要原因[27]。另外，自主性支持允許學生選擇對自身有用的任務或活動，并幫助學生達成自己預期的目標，增強學生對某項任務或活動的外在價值信念。

依據假設H2，學業控制感和主觀任務價值對青少年課堂享受具有正向預測作用，對無聊具有負向預測作用。該研究結果與CVTAE 理論提出的控制-價值評價是離散成就情緒的近端前因相一致[9]，其中主觀任務價值是享受的較強預測因素。這可能與本研究測量的主觀任務價值的內在價值有關，即本研究基于動機的期望價值理論測量內在價值[29]，其特征是學生對任務或活動的喜歡程度[29]。因此，內在價值的測量和享受之間在概念上存在潛在重疊。但為防止這2 個構面之間的潛在重疊，Simonton 等[30]將內在價值描述為成就情緒的先決條件，并證實兩者具有一定區別效度。值得注意的是，控制-價值評價是以一種互補的方式相互增加，因為學業控制感對學生體育課堂中無聊的減少特別重要，而主觀任務價值中內在價值是學生體育課堂享受的主要積極預測因素。這表明，當學生感到更有把握去完成某項任務或活動時，他們會感到更少的無聊。與此同時，當學生對任務或活動感興趣時，他們會感到更多的享受。

依據假設H3，課堂享受對青少年體育鍛煉量產生正向預測作用，但課堂無聊并沒有產生負向預測作用，并且課堂享受對青少年體育鍛煉量影響的效應值(β)是課堂無聊的近5 倍，這表明享受作為一種積極的預測因素比無聊作為一種消極的預測因素更重要，同時也證實離散成就情緒在預測身體活動參與上存在差異。Kimiecik 等[31]指出享受是在體育鍛煉等身體活動中的最佳體驗，能使人對一項活動產生更大興趣并激勵個體進一步追求這項運動。另外，盡管課堂無聊對體育鍛煉量預測能力不如享受，但對體育鍛煉量仍具有顯著負向預測。因此，在體育課堂上如果以一種喚起學生經常性的積極成就情緒(如享受)，同時將消極成就情緒(如無聊)控制在次要水平的方式進行，那么更有助于促進青少年產生體育鍛煉行為。

依據假設H4，教師自主支持分別通過學業控制感、主觀任務價值對課堂享受和無聊產生間接預測作用，這表明當自主支持環境培養學生獲得積極的內在控制能力并在課程材料中找到價值(如有用和有趣)時，學生積極的成就情緒(如享受)將得到提升，同時消極的成就情緒(如無聊)就會減少，這在一定程度上揭示環境通過個體認知來影響主觀體驗的內在機制。除此之外，依據假設H6，教師自主支持分別通過學業控制感、主觀任務價值和課堂享受對體育鍛煉行為產生間接預測作用，這表明學業控制感、主觀任務價值和課堂享受是聯結教師自主支持與體育鍛煉行為的橋梁。通過該研究結果能夠更加清晰地認識到教師自主支持對于體育鍛煉行為的影響機制，即通過學業控制感、主觀任務價值和課堂享受間接作用來促進青少年的體育鍛煉行為，也有助于支持教師利用自主支持環境提高學生的幸福感(如享受)和養成良好的健康生活方式(如體育鍛煉行為)。另外，已有研究表明，教師自主支持通過基本心理需求和自主動機間接預測青少年鍛煉行為[32]。從本質上講，學業控制感和主觀任務價值都是個體體育學習的自主動機，而積極成就情緒體驗(如享受)也是自主動機影響青少年體育鍛煉行為的重要連接點。

依據假設H5，學業控制感和主觀任務價值通過課堂享受對體育鍛煉行為產生顯著間接影響，表明青少年的學業控制感強，對體育價值的認可度也高，在課堂上經常體驗到享受成就情緒，有利于促進青少年體育鍛煉的參與度。高控制感個體往往將自己的成功和失敗歸因于自己，不會把責任歸咎于外部力量，認為成功和失敗是在他們的控制之下。因此，很可能會降低對困難的感知，進而提高樂趣。此外，如果個體認為某件事對實現個人目標有用和有趣，他們可能會被驅使去實現高水平的活動并在實現目標時感到愉悅。而這些樂趣和愉悅情感可以為青少年體育鍛煉記憶的認知系統提供有意義的線索，并刺激參與體育鍛煉的欲望，以滿足這些情感體驗。當然，本研究僅僅是為體育教育情境下如何運用成就情緒控制價值理論增強體育鍛煉行為提供例證。由于青少年的控制-價值評價和成就情緒形式類型多樣，因此有必要探索其他類型的控制-價值評價和成就情緒與青少年體育鍛煉行為的關系，進而為促進青少年體育行為教學策略的設計提供理論依據。

從促進青少年體育鍛煉實踐層面來講，首先，教師自主支持應該作為重要因素加以考慮。具體而言，就是提高學生在體育課堂學習過程中能夠取得理想結果的信心和自我效能感，把體育學習行為視為自身內在需要，培養學生的體育學習興趣，通過激發青少年課堂學習的積極情緒體驗(如享受)促進青少年參與體育鍛煉。為此，學校可以為體育教師提供各種自主支持教學培訓和繼續教育以及以自主支持為基礎的各類教學比賽，以此來提升教師的自主支持教學能力，使學生能更加努力和優化自己的能力感知并體會到體育學習的重要價值和興趣，讓青少年體驗到更多的積極成就情緒(如享受)，有利于青少年體育鍛煉參與。其次，努力提高青少年學業控制感和主觀任務價值，因為他們是產生課堂積極情緒(如享受)的近端前因因素。在學習新課程、新內容時，要盡量提升學習內容的新穎程度和注意需求，同時要依據不同個體的運動能力水平因材施教，調整學習內容的挑戰性，以最大限度地提升學生的能力自信。此外，還應深入挖掘體育課程的育人價值，將價值與體育知識、技能、比賽以及情感態度等有機結合，貫穿于體育課程教學過程之中，增強青少年對體育的價值認同，激發學生的積極情感體驗進而促進學生體育鍛煉積極性。

盡管本研究依據成就情緒控制價值理論揭示體育課對青少年體育鍛煉的影響，但還存在以下局限：第一，本研究是在一個不表明因果關系的橫斷面設計中，所以在描述變量的預測作用時主要依賴于理論假設，未來研究還需采用縱向研究來確定變量之間的因果關系。第二，本研究考察CVTAE 在促進青少年體育鍛煉行為中的應用，未來研究還需要對技能發展、學習投入、知識獲取做進一步探索。第三，本研究僅探查教師自主支持學習環境的影響，未來研究需要探查其他學習環境對成就情緒及其控制價值和結果的影響，如教學清晰度、教學設計、內容選擇以及動機氛圍等。第四，在CVTAE 提出的8 種離散情緒中本研究只用2種，未來研究需要驗證更多種體育課堂離散情緒對青少年體育鍛煉行為及其他學習成就的影響。