中老年人健身运动心理需求满足感量表初步修订

于春艳

Zhejiang University of Finance and Economics，Hangzhou 310018，China.

1 研究背景与动机

随着我国实现小康社会步伐的不断迈进，人们对于生活高品质的需求已不再停留于温饱，更重要的是要拥有健康的身心。由此所带动的休闲健身运动风潮，进一步促进了大众休闲健康意识的觉醒。对健康的追求与维护使大众产生预防胜于治疗的观念。近年来，健身运动与休闲参与度成为一个国家人民生活品质的重要指标。由此，研究健身运动行为，描述、解释大众的运动参与现象以及探讨影响健身运动参与的重要因素，成为当今学术界研究的热点。人们在参与健身运动时，若能从中获得满足，留下愉快的体验，则将会继续参与；反之，如果运动中经常体验到负面情绪如抑郁、焦虑与无聊等，则此后参与这项运动的意愿逐步降低。因此，了解健身运动是否满足参与者的需求或是减少负面情绪的不良影响，进而使其继续参与，也成为健身运动研究领域的重要课题。

为了了解参与健身运动动机是否得到满足，Wilson等（2006）研制了“健身运动心理需求满足感量表”（Psychological Need Satisfaction in Exercise Scale，简称PNSE）［36］，该量表是依据Deci等（1985）所提出的“自我决定理论”（Self－determination Theory，简称SDT）为理论基础，其目的是为了解健身运动是否满足参与者的心理需求，进一步帮助参与者养成健身运动的习惯［16］。Frederick Recascino（2002）指出，自我决定理论已经成为测量体育运动动机的最受欢迎的理论架构［18］。根据Deci等（1985）所提出的自我决定论认为，自主性、关联性与胜任感是人类普遍存在的3种重要的基本心理需求［16］。在Maslow（1987）的需求层次理论中，基本需求里的自尊需求的内涵是与能力、自主性与胜任感的涵义相通；而爱与归属需求的内涵，与共有感、关联性的感觉是一致的（Sato，2001）［30］。因此，自我决定论认为，如果人际关系能满足关联性需求，也能满足自主性及胜任感等个性化需求时，会产生较正向的自我，并且可以达到及维持个体的幸福感受（Ryan et al，2000；Sato，2001）［29］。

对于个体从事身体活动与内在心理需求满意的概念，已有许多学者提出相关的研究。例如：个体知觉自主性支持能促进闲暇时间的身体活动的意图和行为（Hagger et al，2003；Vansteenkiste et al，2004）［19，31］；自我决定的变项与自我决定健身运动调节（self－determined exercise regulations）的相关 研 究（Mullan et al，1997；Wilson et al，2004）［28，35］，以及社会支持能提升运动动机的研究（Li，1999）［26］。Wilson等（2002）及Wilson等（2006）指出，只能依靠单项指标来测量心理需求满足感，而无法利用自我决定理论的3种理论整体性的充分描述呈现，或是仅能运用其他相关概念建构的测量加以施测，例如：仅能运用社会支持相关的架构概念测量心理需求满足感，但却无法利用自我决定的理论，将心理需求满足感完全描述出来［37，38］。此外，从其他研究领域的自我决定理论的心理需求满足感的实证研究来看（LaGuardia et al，2000）［25］。在国内，薛锋（2010）以自我决定理论为架构，探讨国内大学生运动动机及锻炼行为的关系探讨［3］；孙开宏等（2010）以小学生为研究对象，探讨胜任感、自主性与关联性3种基本心理需求对体育学习动机的影响，得出基本心理需求对体育动机有显著的预测作用［2］；孙国晓等（2012）研究发现：基本心理需求与运动员心理疲劳存在一定的负相关［1］。这些研究虽具有一定代表性，但与过去关于健身运动情境中的研究都具有一定相似性：即忽略同时考量胜任感、自主性和关联性等3 个心理需求，如Markland（1999）研究发现知觉胜任感和正向行为结果有关［27］；Wilson 等（2004）探讨自主性与健身运动动机和意图的关系［34］。相比胜任感而言，自主性和关联性等心理需求满足的研究也是较为缺乏的［12］。过去以自我决定理论检验体育运动行为，之所以会忽略全面的心理需求满足，其最主要的原因是由于研究者缺乏一个具有信效度、多向度健身心理需求的测量工具（Wilson et al，2006）［37］。因此，Wilson等正式以自我决定理论的胜任感、自主性与关联性作为编制PNSE 量表的主要依据［37］。今后，如研究直接引用国外或不同情境的测量工具来进行测量，可能会存在文化及背景差异等潜在问题，而以结合不同工具的分量表测量，可能无法完全符合自我决定理论的心理基本需求架构。健身运动情境有其特殊性，故修订中文版健身运动心理需求满足感的测量工具，有其必要性。

随着老龄化社会进程的进一步加快，老年人口数量越来越庞大，他们的生活品质与幸福感成为社会关注的焦点，而生活质量与幸福感有着必然的联系。老年人的幸福感来源于他们对生活满意度的认知评价以及所获得的情绪体验［7］。其中，运动健身是其生活中不可或缺的组成部分，根据2007年我国城乡居民参加体育锻炼现状调查公报显示：在20～69岁年龄段，呈现出随年龄增长，经常锻炼的人数比例逐步上升的趋势；中老年人经常锻炼的群体比例高［4］。了解运动所产生的心理需求，无论对于老年体育健身效率的提升，还是提高老年群体生活幸福感，都具有其重要推动作用。因此，本研究以从事健身运动的中老年群体为样本建立一套中文版的健身运动心理需求满足感量表。

2 研究对象与方法

2.1 研究对象

本研究以杭州、上海、武汉3 市在自由闲暇时间会主动参与健身的中老年人为对象（主要参加广场舞、门球、太极等集体项目）。其中，第1、第2 阶段研究共发出750 份问卷，有效问卷为684 份（男324 人，女360人），有效回收率为91.2%，参与者平均年龄为55.0±10.16岁。第3阶段共发出4 800 份问卷，有效问卷4 519 份（男2 108人、女2 411人），有效回收率为94.1%，参与者平均年龄为57.3±12.08岁。本研究步骤包含3 个阶段：第1 阶段是量表的初编、预试以及确定正式量表题目，第2 阶段是以正式样本进行验证式因素分析，第3阶段是建立常模。

2.2 研究方法

2.2.1 问卷编制的理论基础

Deci和Ryan（1985）认为：“自我决定是指个体具有能力去做选择，而这些行为并非由此增强的偶发行为，或是来自任何外在的压力，自我决定不只是一种能力且是一种需求，是个体天生的、基本的倾向”［16］。Deci等（1992）并将自我决定的定义整合如下：自我决定的行为是指所从事的活动完全基于自己的希望、选择及个人认可。当个体能自我决定时，其行为与其期望是一致的。研究者认为，自我决定就是指个体从事行为时，是依据自己的自由意志行动，不受其他外界信息所控制［13］。他们提出：个体以内在动机从事活动，会依照自己的选择，且在愉悦的心情下以自我决定的态度监控自己的行为；然而，以外在动机从事活动的个体，在受到事件的种种外部情况影响时，也会产生内化并且以自我决定的知觉来督导自己执行行为［16］。他们还指出，个体为了满足心理需求与满足感，内在心理机制有3种重要的心理因素，包含胜任感、自主性与关联性［14，16］。

胜任感（perceived competence）是指个体对外在环境感觉到能够操控与掌握的程度，个体觉得自己的能力是否能有效地因应外界的需求，换言之，就是所谓的能力知觉（White，1959）［33］。能力知觉即是一种个体对本身能力的主观认知，这种主观认知在成就情境中与工作选择、工作持续性、工作强度以及个人努力等有很重要的关系。个体会为了获取足够的胜任感，而挑选那些他们认为挑战程度适中的工作或任务。例如：个体会选择自己较擅长的运动项目来健身，而不会选择自己完全不会的运动当作健身运动项目。

自主性（autonomy）是指个体对其行为之掌控程度的知觉，当个体认为行为是出自于个人的自由意志，而非被命令、被逼迫时，便能对其所选择的目标产生允诺及追求的意愿（DeCharms，1968）［15］；换言之，个体是行动的发起者，拥有自由选择的意念，对于外在的行为与思想都是自我统一的。自主性的概念应用于个体，并赋予它非常广泛的含义，包含个人的自我决定、自我规范、做自己的主人等等。自我决定理论在运动健身中，指个体可以依照自己的兴趣与意愿自由选择喜爱的健身运动类型，不受任何外力影响。

关联性（relatedness）是指个体在行为过程中，涉及情感上是否能与他人产生联结的程度，尤其当环境提供足够的接纳、关怀与温暖的情感力量时，更能够促使个体接受各种困难与挑战，而达到心理成长的目的。Baumeister等（1995）指出，心理需求关联性的观念是指社会环境中一种有意义的社会关系，也就是说，在个体所生存的特定社会情境下，可以感觉到归属感且与他人有所联接，是一种共有的感觉或与他人间的亲密感［9］。因此，根据自我决定理论，当环境越能够提供或满足这些心理需求，也越能够激发个体后续的行为动机。例如：个体如果在健身运动情境中认识了很多志同道合的好朋友则会增加参与健身运动的动机；反之，个体在健身运动时如果总是一个人，可能会因此降低参与健身运动的动机。

2.2.2 研究工具

本研究所使用的主要测量工具为“健身运动心理需求满足感量表”，是Wilson等（2006）所编制。此量表是在健身运动情境下，经过严谨的质化与量化研究程序，符合自我决定理论的胜任感、自主性和关联性等心理需求的理论架构。本研究预试题目首先经由研究者与外语学院的从事英语教学的专家进行题目翻译编写，再由从事运动心理学研究的5位专家逐题讨论、修饰题目后完成初编，随后进行小样本意见调查，聘请12 位从事运动健身的教练员针对此量表的意义与语句进行验证，提出修改意见并试做量表，以作为研究者选择与修改题目的参考依据。回收参考意见后进行修正，最后完成预试量表。量表的题目尽量符合原意及我国的文化特征。在测量健身运动情境时，参与者知觉到的胜任感（例句：我觉得我有能力完成挑战自我的健身运动）、自主性（例句：我可以决定我要做什么健身运动）和关联性（例句：我感受到健身运动中同伴的友爱，因为我们有着相同的目的）等3 个维度的满意程度。预试量表的题目共计18题，每个因素各有6题。题目的量尺为Likert－type7点量表，由1分“非常不同意”到7分“非常同意”，得分越高，表示健身运动心理需求满足感越高，反之则越低。

2.2.3 实施调查程序

研究者先联络不同运动场地的健身活动团体负责人或成员，向其说明研究目的，并邀请参与研究。随后，进入参与者活动场地，向其说明研究目的，在取得参与者同意之后，再发给研究问卷，说明填答方式及回答参与者问题后施测，所需时间约为15min。

2.2.4 资料处理方法

问卷回收后，先进行有效问卷的筛选，共取得有效样本684份，利用SPSS 12.0 统计软件对数据进行分析，第1批调查样本用于进行探索性因素分析；利用AMOS20.0对数据进一步整理分析，第2批样本用于进行验证性因素分析，Kline（2005）建议，每个项目和参与者的比率至少在1∶10 以上，本研究2个样本数分别为226 人和458 人，皆符合Kline所提出的基本人数要求［24］。

3 研究结果

3.1 量表的初编和预试

3.1.1 预测对象

本研究以230名从事健身运动的中老年人参与预试题本的填答。为增加调查问卷回收率以及调查填答意愿，利用中老年人集中锻炼时进行量表施测，并在量表指导语上说明量表的目的是调查他们的运动经验，答案无所谓对错，而且所填写的资料仅作为研究之参考。预试题本回收后，除了详细检查填答者的作答情况，将所有答案保持一致、空白问卷、过多题目未填答者的问卷予以剔除，有效问卷226份（男性108名，女性118 名；平均年龄54±10.25岁，；平均从事运动年限为8.65年）。

3.1.2 预试量表的题目分析

本研究将预试所得资料以套装统计软体SPSS 12.0版进行试题分析。试题分析包括项目分析和探索式因素分析两部分。在分析之前，先就样本的资料进行常态分布检验。Kline（2005）认为，变项分配的态势绝对值大于3，就被视为是极端偏态，峰度绝对值大于10 则被视为是有问 题［24］。然而，本研究观察所得变项偏态为－1.28～－0.24，峰度为－0.8～2.69，由此得知，资料基本符合基本假设，故可以进行下列分析。

3.1.2.1 项目分析

本研究以t检验方法来比较高分组（前27%）和低分组（后27%）在每一题项上的差异（critical ratio，CR），若CR大于3，表示该题项具有鉴别度。项目分析研究结果CR值（t值）介于4.747至9.445之间且均达到0.001 的显著水平（表1），所有题目符合标准予以全部保留。

表1 本研究226名被试样本项目分析CR值一览表Table 1 Analysis of CR Value 226Sample Project（tvalue）

3.1.2.2 探索性因素分析

进行探索性因素分析以考验量表的因素结构，以主轴因子（principal axis method）promax 法进行转轴及特征值大于1 等方法来进行因素的萃取，删除跨越因素及因素负荷量差距的绝对值小于0.3的题项，得出初步探索性因素分析结果（表2）。

表2 初步探索性因素分析结果摘要一览表Table 2 The Preliminary Results of Exploratory Factor Analysis

表2显示，共得到3 个因素，题项没有出现跨因素问题，只有部分题项不符合Kiaser（1974）对于因素数目的选择建议，即题目共同性最好在0.7 以上。另外，在量表的编制时，1个因素仅包含2个题目是可以接受的，3 个题目更好，4个题目最好，而5个题目以上就显得有些多余［23］。研究者考虑在探索性因素分析结果比较理想的基础上，仅删除共性较低的第6、7题和第13题，经逐步删除题目后，得到探索性因素分析和内部一致性（Cronbachα）分析结果（表3）。

表3显示，探索性因素分析和内部一致性分析共抽取3个因素、15个题项，总解释变异量为79.12%，分量表的内部一致性分别为：自主性α＝0.95，胜任感α＝0.94，关联性α＝0.93，全量表的内部一致性系数为α＝0.93。由此结果得知，探索性因素分析有不错的因素结构，显示该量表有良好信度。

表3 探索性因素分析和内部一致性分析摘要一览表Table 3 Summary of Exploratory Factor Analysis and Internal Consistency Analysis

3.2 验证性因素分析

3.2.1 研究对象

研究验证性因素分析的样本有458人（男性为216人，女性为242人），男性平均年龄＝56.38±10.21岁，女性平均年龄＝54.07±10.24岁，平均从事运动年限7.86年。

3.2.2 验证性因素分析前的资料检核

将正式样本的资料以非指定因素个数的方式进行因素分析显示，特征值大于1的因素共有3个，KMO 值0.93，因素负荷量都大于0.60，因素可解释之总变异量为78.67%，所有因素及题项分配与量表的初编以及预试研究完全相同，且内部一致性良好（α＝0.93），显示量表具有稳定的结构。

3.2.3 模式选定

以一阶模式及二阶模式做比较（表4），各项指标二阶模型均比一阶良好，因此，以二阶模型进行验证式因素分析。

3.2.4 二阶模型验证分析

3.2.4.1 整体适配指标检验

在整体适配指标检验方面，整体适配度指标呈现于表4。绝对适配指标：χ2／df＝2.69＜3，RMSEA＝0.062，数值介于0.08到0.10之间。依据Browne等（1993）的看法［21］，此值并未超过0.1，所以，模式依然可以被接受。SRMR＝0.023，＜0.08，也显示模式可以接受。相对适配指标显示，NFI＝0.923，CFI＝0.909，都大于0.90，表示模式适配相当好。简效适配指标显示，PNFI＝0.802，大于0.5，显示模式是可以被接受的；整体而言，三类型适配指标，皆通过所要求的接受值，表示二阶模型可以接受，因此，本模式是一个有效度的模式。

表4 一阶与二阶模型整体模式适配度考验指数摘要一览表Table 4 Order and Two Order Modes of Overall Model Fit Test Index

3.2.4.2 组成信度的检验

在组成信度的检验方面，表5显示，3个因素的组成信度值介于0.89～0.90 之间，全都大于接受值0.6，表示3个因素的信度良好。整体的建构信度值0.82，大于接受值0.6，显示整体的建构信度相当好。整体的平均变异数抽取变异量0.59大于0.5接受值，显示3个因素皆具有良好的信度。

表5 健身运动心理需求满足感量表之建构信度与平均变异数抽取变异量摘要一览表Table 5 Exercise Psychological Need Satisfaction Construct Reliability Scale and Average Variance Extracted Variance

3.2.4.3 区别效度的检验

表6呈现胜任感、自主性及关联性三因素，两两之间设定相关系数为1时，成对因素受限模式与未受限模式卡方差Δχ2必须达3.84，可以显示两者之间相关系数不是1而达区别效度，胜任感、自主性，自主性、关联性，胜任感、关联性3组Δχ2值均大于3.84，显示胜任感、自主性及关联性有良好的区别效度，这些结果显示，本模式的区别效度获得支持。

3.2.4.4 聚合效度的检验

表7和图1显示，系数值可以用来检定聚合效度。结果显示，15个题项的标准化系数值介于0.70～0.82 之间（标准为0.70以上），系数值相当高且皆达到显著水平，显示这些观察变项能够有效地聚合在其所归属的因素上，所以，此量表具有相当好的聚合效度。

图1 健身运动心理需求满足感量表结构系数图Figure 1.Psychological Needs Exercise Satisfaction Scale Structure Coefficient

3.2.4.5 测量不变性分析

表8显示，性别在健身运动心理需求满足感量表χ／df2、GFI、SRMR、RMSEA、NFI、CFI、PNFI等数值呈现一致性。

4 常模的建立

以健身运动心理需求满足感量表各分量表与总量表得分为因变量，以性别与年龄为自变量［这里把年龄分为中年群体（45～59岁）和老年群体（60～70岁以上），通过多元方差分析后得出（表9）：中年群体心理需求满足感得分高于老年群体，男性群体心理需求满足感得分高于女性群体，且均呈现显著地差异性（P＜0.001），性别与年龄的交互作用也呈现出显著差异性（P＜0.001）。因此，本研究制定了沪、杭、武三地中老年群体健身运动心理需求满足感的性别和年龄常模（表10～表13）。

表8 一阶与二阶模型整体模式适配度考验指数摘要一览表Table 8 Order and Two Order Modes of Overall Model Fit Test Index

表9 沪、杭、武三地中老年健身运动心理需求满足感量表多元方差分析一览表Table 9 Satisfaction Scale Multivariate ANOVA Analysis of Elderly Fitness Sports Psychological Needs in Shanghai，Hangzhou and Wuhan （n＝4 519）

表10 沪、杭、武三地中年男性（45～59岁）健身运动心理需求满足感量表常模一览表Table 10 The Middle－Aged Men（45～59years old）Exercise Psychological Need Satisfaction Norm in Shanghai，Hangzhou and Wuhan （n＝1 080）

表11 沪、杭、武三地中年女性（45～59岁）健身运动心理需求满足感量表常模一览表Table 11 The Middle－Aged Women（45～59years old）Exercise Psychological Need Satisfaction Norm in Shanghai，Hangzhou and Wuhan （n＝1 156）

表12 沪、杭、武三地老年男性（60～70岁以上）健身运动心理需求满足感量表常模一览表Table 12 The Elderly Men（60～70years old）Exercise Psychological Need Satisfaction Norm in Shanghai，Hangzhou and Wuhan （n＝1 028）

表13 沪、杭、武三地老年女性（60～70岁以上）健身运动心理需求满足感量表常模一览表Table13 The Elderly Women（60～70years old）Exercise Psychological Need Satisfaction Norm in Shanghai，Hangzhou and Wuhan（n＝1 255）

5 讨论

本研究所有参与者都是来自群体健身运动情境的运动参与者，为真正具有健身运动习惯的健身运动者，以此参与者来修订健身运动心理需求满足感量表，具有重要实际意义。此外，研究结果显示，修订的量表具有良好的信效度，可以提供给研究同行进行相关研究，后续研究者可以利用本量表，进行运动行为研究，以探讨心理需求满足感对运动行为及行为结果的影响。本研究之目的在于，修订中文版健身运动心理需求满足感量表，经过一系列严谨的分析过程后呈现下列结果：在探索性因素分析中，研究者以主轴法萃取因子，以promax 法进行转轴，取特征值大于1的因素。虽探索性因素分析有良好的结果，但考虑D到第6、7、13 题的共同性值较低，故将3个题项删除，最后分析结果获得3个因素与15个题项，经分析结果显示，有不错的总解释变异量与良好的内部一致性。随后，以第2份样本进行验证性因素分析，初步测量模式的验证性因素分析显示，模式各项指标二阶均比一阶良好，因此，以二阶模型进行验证式因素分析。

5.1 整体适配指标

本模式评鉴之适配指标乃是采用多元指标来评鉴。绝对适配指标上，采用χ／df2、GFI、SRMR、RMSEA。由于likelihood－ratioχ2的显著性受到样本量影响极大，因此，采用χ／df2，此值必须小于3；GFI其值介于0与1之间，其值需大于0.9，模式方可接受。SRMR其值必须小于0.08（Hu et al，1999）［21］。RMSEA 的值越小越好，但研究指出，超过0.1不合理，0.05～0.08合理，小于0.05最佳（Browne et al，1993）［10］。相对适配指标采用NFI及CFI，这两项指标值介于0～1 之间，其值需大于0.9，模式方可接受。简效适配指标则是采用PNFI，其值需大于0.5。

5.2 组成信度、平均变异抽取量

组成信度（composite reliability，CR）是由衡量同一个潜在变项的所有测量变项组成的信度，目的在于衡量同一个潜在变项的所有测量变项之间是否具有一致性，Bagozzi等（1988）建议，至少需大于或等于0.6［8］。平均变异抽取量：潜在变项的平均变异抽取量（average variance extracted，AVE）是计算潜在变项之各测量变项对该潜在变项的平均变异解释力，Fornell等（1981）建议至少需大于或等于0.5［17］。

5.3 区别效度与聚合效度

区别效度（discriminant validity）则是采用两两因素间相关设定为1.00 的模式间的卡方值差异来检定。当卡方值差异Δχ2超过3.84 就表示虚无假设是错的，因素间不是完全相关，表示这两个因素可以区别的（Anderson et al，1988；Jöreskog et al，1989）［6，22］。聚合效度（convergent validity）的检验采用观察变项在其所反映的因素之系数必须达到0.7以上统计的显著水平（P＜0.05）为标准（Anderson et al，1988）［6］。

5.4 测量不变性

所谓测量不变性（measurement invariance）是指，测量结果不会因为不同的条件而有所差异（Cheung et al，2002）［11］，对于PNSE 量表编制的进一步发展，以性别组别作为测量不变性的差异分析，是一个重要且有意义的考虑因素（Hoyle et al，1994）［20］。经过统计分析证实，中文版健身运动心理需求满足感量表不会因为性别不同而有所差异。

5.5 建立量表常模

经过SPSS多元方差分析，中老年健身运动心理需求满足感存在年龄与性别方面的显著性差异.所以，本研究分别制订了沪、杭、武三地中老年健身运动心理需求满足感的性别常模和年龄常模。本量表常模的建立，基于5 分制标准分数，即从1～5把积点区分为相等的5 个标准，以3.0为平均数，1.0为一个标准差。也可以认为，标准分数3为平均数；2和4为中度偏差；1和5则为极度偏差［5］。所有常模都是使个体与一定相关群体有一个相关的评价标准。建立常模使得量表的应用更具有针对性，而由于标准分数应用，则使得量表的应用方便快捷。但就常模而言，本研究样本量属于小规模，尤其只以沪、杭、武三地的样本为代表。在下一步研究中，应扩大样本量并扩大样本选取的地区范围，以便建立全国常模。

6 结论

1.探索性因素分析初步支持中文版健身运动心理需求满足感量表，能够抽取出理论所涵盖的3 个潜在变项：胜任感、自主性以及关联性。以验证式因素分析检测中文版健身运动心理需求满足感量表之实测模式和理论模式，具有良好适配性。

2.通过组成信度、平均变异抽取量分析中文版健身运动心理需求满足感量表的理论测量模式具有良好的信度。

3.通过分析认为，中文版健身运动心理需求满足感量表具有良好的聚合效度与区别效度。

4.通过测量不变性，证实中文版健身运动心理需求满足感量表不会因为性别不同而有所差异。

5.通过多元方差分析，证实中文版健身运动心理需求满足感量表存在性别与年龄及二者交互作用的显著差异，建立性别与年龄常模为实际应用提供一定的参考与指导。

7 建议

1.由于本研究是直接翻译国外量表，仅进行中文版量表信效度的检验，研究的广度受到限制，所以，建议未来有必要重复相同的研究，以验证量表的稳定性。

2.本研究只采用且有健身运动习惯的中老年为样本，未来研究应该将样本范围推广到一般社会大众群体（学生、上班族、职业妇女等），以增加中文版健身运动心理需求满足感量表在其他样本中的施测效度。

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