青少年自主体育锻炼相关变量的结构关系模型构建

陈金鳌，张 林，刘红存，郭建强

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

青少年自主体育锻炼相关变量的结构关系模型构建

陈金鳌1，2，张 林2，刘红存1，郭建强1

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

运用相关量表对16～19岁青少年自主体育锻炼的心理需求、自我决定动机、锻炼满意度和幸福愉悦感进行测量，构建各相关变量间的结构关系模型。结果发现：1）以青少年自主体育锻炼相关变量构建的结构关系模型成立；2）青少年心理需求对内部动机和外部动机均有正向影响，对缺乏动机有负向影响；其中，对内部动机影响最大的是自主性，对外部动机影响最大的是关系感；3）青少年内部动机对锻炼满意度有正向影响，外部动机和缺乏动机对锻炼满意度均无影响；4）青少年锻炼满意度对幸福愉悦感有正向影响；其中，放松和心理满意度对幸福愉悦感的影响最大，其次是社会和生理满意度，而教育和审美满意度对幸福愉悦感均无影响。

青少年；体育锻炼；心理需求；自我决定动机；锻炼满意度；幸福愉悦感

16～19周岁的青少年正处于树立健康观念，笃实体质基础，养成终身体育习惯的黄金期。然而，近年来，我国青少年的身体素质处于持续下降态势，引起了政府和社会的广泛关注。促进青少年自主体育锻炼行为并使之养成规律运动的习惯，无疑是有效提高青少年体质健康水平的关键。

自我决定是指人们有自主选择和决定行为的能力与机会，而非由外在压力、义务或胁迫驱使产生个体行为，其原型是内部决定动机。根据自我决定理论，规律参与体育锻炼习惯的形成主要依赖于由运动经验转化而成的内部决定动机，而行为动机则源自个体对基本需求得以满足的渴望。人最基本的3种心理需求分别是自主性、胜任感和关系感［16］。自主性即是个体出于自我意愿而对行为进行取舍与决定的空间；胜任感意指行为主体对自身应付外界需求的自我能力的感知；关系感即个体在与团队成员紧密联系时，自身所感应到的群体归属感，且集体关怀下的温暖与支持能促进个人在逆境中面对挑战的心理承受力［16］。个体所感知的自主性、胜任感和关系感可作为对所受社会环境支持或阻碍的区分，将自我决定动机分为内部动机、外部动机以及缺乏动机3类，内外环境均能影响行为主体对自身决定动机的调节。个体整合自身的能力越强，则内化与调节自我动机的能力就越强，行为也更具自我决定性［16］。

锻炼满意度是青少年在从事体育锻炼时产生的正向知觉或感受。班杜拉认为，个体对某一行为的满意度是决定该行为是否继续行使的重要指标［13］。锻炼满意度和动机均是以心理需求为起点，当个人信念和参与锻炼的预期结果失去平衡时，目标和动机都会降低；若参与体育锻炼能够获得正面回馈，则有助于增强其自我参与的动机及后续锻炼行为。不同的自我决定动机形态对行为主体得到的正向感受、满意度均有重要影响。当动机形态是较高自我决定程度的内部动机时，个体一般会有较高的满意度与正向感受；而对于较低自我决定程度的外部动机形态，个体的情绪可能不受显著影响；负向感受则往往在缺乏动机时出现，其结果又将影响个体后续行为的发生［2，20］。

幸福愉悦感是体育锻炼后，人在心灵上获得的愉快、满足和幸福感。相关研究表明，幸福愉悦感对体育锻炼参与具有积极作用，且幸福愉悦感是长期参与规律锻炼的主要预测因子［3，15］。

基于此，以自我决定理论为基础，构建16～19周岁青少年自主参与体育锻炼的心理需求、自我决定动机、锻炼满意度、幸福愉悦感等相关变量的结构关系模型，并验证提出的变量间假设关联及模型整体适配程度，以期为有效促进青少年积极参与体育运动，养成自主锻炼习惯提供参考。

1 研究对象与方法

1.1 样本来源

在苏南城区随机选取6所高级中学进行分层抽样，对身心健康的16～19岁青少年发放调查问卷，内容主要包括：心理需求、自我决定动机、锻炼满意度和幸福愉悦感。发放问卷共630份，剔除无效问卷后得到610份有效问卷，有效回收率96.8%。

1.2 研究模型

构建青少年自主体育锻炼相关变量结构关系模型［4］，如图1所示，并对各变量间的潜在关系提出研究假设，再用调研样本的数据进行模型拟合度验证。图中箭头所示H1～H7代表两变量之间假设的关联性。

H1：心理需求会正向影响内部动机。

H2：心理需求不会影响外部动机。

H3：心理需求会负向影响缺乏动机。

H4：内部动机会正向影响锻炼满意度。

H5：外部动机不会影响锻炼满意度。

H6：缺乏动机会负向影响锻炼满意度。

H7：锻炼满意度会正向影响幸福愉悦感。

1.3 测量工具

1.3.1 心理需求量表

参照于春艳（2013）［9］对Wilson和Rogers等人（2006）编制的“PNSE量表”（Psychological Need Satisfaction in Exercise Scale）［21］的翻译与修订方法，通过探索性因素分析，建立了适合我国青少年的含有胜任感、自主性、关系感共3个向度的中文版“体育锻炼心理需求量表”，每个分量表各有5题，共计15个题项。以Likert 7级评分法记分，要求受访者按重视程度分别从“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”进行评分，得分越高，表示自主性/胜任感/关系感越高，反之则越低。验证性因素分析显示，有3个特征值＞1的因子，KMO＝0.863（P＜0.01），各因子负荷量＞0.78，可解释的变异量分别为53.96%、15.32%、12.81%，因子解释的总变异量为82.67%，即量表效度佳；内部一致性检验结果显示，3个分量表“自主性、胜任感、关系感”的信度系数Cronbach’s α 分别为：0.90、0.93、0.95，总量表为0.92，即量表信度佳。

1.3.2 自我决定动机量表

为衡量青少年在体育锻炼中不同程度的自我决定动机，将Markland和Tobin编制的“体育锻炼行为调节量表（BREQ-2）”［18］翻译并修订为含有内部动机、外部动机、缺乏动机共3个向度19个条目的中文版“体育锻炼自我决定动机量表”［8］。以Likert 7级评分法记分，要求受访者按重视程度分别从“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”进行评分，得分越高，表示相应的动机越强，反之则越弱。验证性因素分析显示，有3个特征值＞1的因子，KMO＝0.897（P＜0.01），各因子负荷量大于0.67，可解释的变异量分别为37.65%、13.19%、10.06%，因子解释的总变异量为75.14%，即量表效度佳；内部一致性检验结果显示，3个分量表“内部动机、外部动机、缺乏动机”的信度系数 Cronbach’s α 分别为：0.88、0.86、0.78，总量表为0.81，即量表信度佳。

1.3.3 锻炼满意度量表

为衡量青少年体育锻炼的满意度，将Beard和Ragheb编制的“休闲满意度量表”［14］翻译并修订为含有心理、生理、社会、放松、教育、审美共6个向度24个条目的中文版“体育锻炼满意度量表”［10，11］。以Likert 7级评分法记分，要求受访者按重视程度分别从“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”进行评分，得分越高，表示相应的满意度越高，反之则越低。验证性因素分析显示，有6个特征值＞1的因子，KMO＝0.850（P＜0.01），各因子负荷量大于0.80，可解释的变异量介于49.12%～8.53%，因子解释的总变异量为83.75%，即量表效度佳；内部一致性检验结果显示，6个分量表“心理、生理、社会、放松、教育、审美”的信度系数Cronbach’s α 分别为：0.91、0.89、0.86、0.87、0.85、0.83，总量表为0.90，即量表信度佳。

1.3.4 幸福愉悦感量表

为衡量青少年体育锻炼的幸福愉悦感，参考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“运动愉悦感量表”［19］，以幸福愉悦感为向度，建立了适合我国青少年的含有5个条目的中文版“体育锻炼幸福愉悦感量表”［22］。以Likert 7级评分法记分，要求受访者按重视程度分别从“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”进行评分，得分越高，表示幸福愉悦感越强，反之则越弱。验证性因素分析显示，有1个特征值＞1的因子，KMO＝0.802（P＜0.01），因子负荷量大于0.63，解释的变异量为75.28%，即量表效度佳；内部一致性检验结果显示，量表的信度系数 Cronbach’s α 为：0.88，即量表信度佳。

1.4 数据统计及处理

采用SPSS 19.0软件对数据进行因子分析、信度分析、描述性统计分析以及方差分析；采用AMOS 22.0软件对数据进行验证性因子分析和结构方程模型分析检验研究假设，并验证模型的整体适配程度；显著性水平取 α＝0.05。

2 研究结果

2.1 描述性统计结果

抽取的610份青少年样本各变量的得分情况见表1，其中，心理需求以自主性得分最高，为5.05±1.21，其次是关系感，胜任感得分最低；自我决定动机以内部动机得分最高，为4.56±1.35，其次是外部动机，缺乏动机得分最低；锻炼满意度以放松得分最高，为4.43±1.28，其次是心理、社会、生理、教育、审美；样本整体的幸福愉悦感得分为4.15±1.08。

表1 青少年自主体育锻炼相关变量得分情况Table 1 Scores of Variables Related to Independent Physical Exercise of Adolescents

2.2 结构关系模型拟合验证

基于青少年样本获得的数据，对构建的结构关系模型进行拟合度验证。运用结构方程模型（SEM）探索各级潜变量间的关系［6］，并采用MLE法（Maximum Likelihood Estimation）来计算模型参数。由验证性因素分析的相关指标可以评价模型的拟合性：χ2/df 越接近1越好（＜2良好，＜3合理）；RMSEA、SRMR越接近0越好（＜0.05优良，＜0.08良好）；GFI、AGFI、NFI、TLI、CFI 及 IFI 等指标越接近1，拟合性越好；若这些指标＞0.90，则表示数据支持构念假设。

结果显示，因子载荷的绝对值皆＞0.5，验证性因素分析各个指标的数值见表2。根据结构关系模型的拟合标准，拟合优度指数 χ2/df ＜2，SRMR与RMSEA皆＜0.05，AGFI、GFI、TLI、NFI、IFI和CFI皆＞0.9而＜1，表明本研究模型的适配性良好，可以接受。

表2 结构关系模型拟合指标Table 2 Fit Indices of Structural Relationship Model

采用结构方程模型的路径系数β（标准化）和通过Bootstrap抽样法（95%置信区间水平上，自抽样1 000次）得到的CR值（t 值）来验证研究假设。关于心理需求对自我决定动机不同维度的影响，由图2可知：心理需求对内部动机有明显的正向影响（β＝0.90，t＝9.94，P＜0.05），研究假设H1成立；心理需求对外部动机有明显的正向影响（β＝0.52，t＝7.01，P＜0.05），研究假设H2不成立；心理需求对缺乏动机有明显的负向影响（β＝-0.41，t＝-5.39，P＜0.05），研究假设H3成立；关于自我决定动机不同维度对锻炼满意度的影响，由图2可知：内部动机对锻炼满意度有明显的正向影响（β＝0.83，t＝10.02，P＜0.05），研究假设H4成立；外部动机对锻炼满意度无明显影响（β＝0.11，t＝0.78，P＞0.05），研究假设H5成立；缺乏动机对锻炼满意度无明显影响（β＝0.09，t＝0.36，P＞0.05），研究假设H6不成立；关于锻炼满意度对幸福愉悦感的影响，由图2可知：锻炼满意度对幸福愉悦感有明显的正向影响（β＝0.45，t＝6.72，P＜0.05），研究假设H7成立。

图2 结构关系模型拟合示意图 （* P＜0.05）Figure 2. Sketch Diagram of Structural Relationship Model Fitting

图3 心理需求不同维度与动机关系模型拟合示意图 （* P＜0.05）Figure 3. Model Fitting of Relationship between Different Dimensions of Psychological Needs and Motivation

图4 锻炼满意不同维度与幸福愉悦感关系模型拟合示意图 （* P＜0.05）Figure 4. Model Fitting of Relationship between Different Dimensions of Exercise Satisfaction and Sense of Euphoria

为进一步探讨心理需求不同维度对内部动机和外部动机的影响，另构建如图3的结构关系模型，结合图中χ2/ df、RMSEA、SRMR、AGFI、GFI、NFI、TLI、CFI和IFI等模型拟合指标的数值，判断模型适配性较好，可以接受。模型的路径系数β（标准化）结果显示：对内部动机影响最大的是自主性（β＝0.93，P＜0.05），其次是关系感（β＝0.85，P＜0.05）和胜任感（β＝0.80，P＜0.05）；对外部动机影响最大的是关系感（β＝0.56，P＜0.05），其次是自主性（β＝0.45，P＜0.05）和胜任感（β＝0.42，P＜0.05）。

为进一步探讨锻炼满意不同维度对幸福愉悦感的影响，另构建如图4的结构关系模型，结合图中χ2/df、RMSEA、SRMR、AGFI、GFI、NFI、TLI、CFI和IFI等模型拟合指标的数值，判断模型适配性较好，可以接受。模型的路径系数β（标准化）结果显示：对幸福愉悦感影响最大的是放松满意度（β＝0.56，P＜0.05），其次是心理和社会满意度，影响最小的是生理满意度（β＝0.27，P＜0.05），而教育满意度（β＝0.06，P＞0.05）和审美满意度（β＝-0.02，P＞0.05）均对幸福愉悦感无明显影响。

3 分析与讨论

以青少年自主体育锻炼的心理需求、自我决定动机、锻炼满意度、幸福愉悦感等4项变量为基础构建结构关系模型，并对各变量相互间的潜在关系提出H1～H7的研究假设。通过量表测评，运用AMOS统计软件对所获得的青少年样本数据进行结构关系模型拟合度的验证，考察各潜在变量间假设的关联性。

研究发现，构建的青少年自主体育锻炼相关变量的结构关系模型的拟合度较好，且研究假设中所提出的各项潜变量之间的关系验证结果显示：1） 青少年心理需求对内部动机具有明显的正向影响，表明锻炼者的自我决定动机会随着自主性、胜任感、关系感等需求的逐渐满足而相应提升；反之，当心理需求满足不了时，则会导致自我决定动机降低，进而影响后续锻炼行为的发生。朱姣等人也观察到心理需求的满足能够促进青少年的自主锻炼动机［12］，而本研究更进一步证实，心理需求有利于维持并激发内部动机，且自主性对内部动机的影响最大。从两者的测量变量上分析，说明青少年在自我情感、态度和功能上的选择自由，对其参与体育锻炼的趣味感、吸引力、成就感以及能力体验均有较大帮助，提示，只有充分尊重青少年自身的意愿，才能有效提高其在锻炼过程中的良好感受与体认。此外，还显示关系感对内部动机的影响略高于胜任感，提示在团队合作的体育活动中，青少年通过与同伴互相交流沟通所引发的集体归属感与从属感，对提升参与体育锻炼内部动机的效果，并不亚于个体主观上对自身运动能力与行为的认知感。叶丽琴等人也发现，自我决定动机可藉由自主性及胜任感进行正向预测［8］。因此，增强青少年对体育的自主性、胜任感和关系感，有助于内在锻炼动机的提高。2） 青少年心理需求对外部动机有明显的正向影响，而过去曾有文献报道，心理需求对外部动机有负向影响［8］。进一步从本研究中心理需求不同维度对外部动机的影响结果来看，关系感对外部动机的影响最大。故分析认为，当个体在锻炼行为过程中与他人有所联结，并获得群体从属感和归属感的满足时，能够自我激发期望受到外部接纳与认同的锻炼动机［5］，进而产生后续行为。3） 青少年心理需求对缺乏动机均具有明显的负向影响。以往针对青年运动员的研究报道也显示，个人内心对运动训练的渴望或需求水平越低，参与运动训练意愿的缺乏程度就会越高［7］。

自我决定动机与锻炼满意度关系的结果显示，1） 青少年的内部动机对锻炼满意度具有明显的正向影响。这表明，当锻炼者的自我决定动机型态是以内部动机为主要特征时，其体现出的满意度较高。由此可见，与外在环境因素的强迫、干预或诱导相比，运动项目本身蕴含的丰富内容、趣味化练习方式以及活力感受等，更容易提高青少年对体育活动的满意度，进而有助于养成自主参与体育锻炼的习惯。2） 青少年的外部动机和缺乏动机这两种自我决定动机型态对锻炼满意度均无明显影响。与本研究结果不同，陈彦宏在大学生休闲动机与满意度的关系中发现，外在规范（即：外部动机）和无动机（即：缺乏动机）皆与休闲满意各维度呈显著性负相关［1］。分析认为，即便个体对锻炼本身及结果不在意或受外界因素制约而参与锻炼，但伴随这种锻炼机会和次数的不断累积，尽管外部动机和缺乏动机不如内部动机引发锻炼满意的程度高，锻炼者也依然可以从体育活动中体会到锻炼带来的一部分健康效益，而不会对锻炼满意度造成负面影响。

结果还显示，个体锻炼满意度对幸福愉悦感有明显的正向影响，说明青少年从身体锻炼中获得的正面情绪或满足感越强，越能体会到快乐、放松的感受，其对自身生活质量的整体性评估也就越积极［1］。研究进一步发现，对幸福愉悦感影响最大的是放松和心理满意度，最小的是生理满意度，无明显影响的是教育、审美满意度。分析认为，青少年人群普遍肩负着繁重的学业，尤其是面临高考竞争的16～19岁高中生，在来自家庭和学校的双重压力下，极易产生烦躁易怒、紧张不安、焦虑失眠以及神经衰弱等负面情绪，故在体育锻炼过程中，他们更容易在心理压力降低和情绪放松上得到满足，其次才是同伴交流和体质健康上的满足。因此，针对学校体育，在课程内容及教学方式的设计上，首先应重点关注体育锻炼对青少年心理健康水平的辅助改善与提高效用，将游戏性和趣味性充分融入到运动项目之中；其次，关注团队合作性质的体育活动对青少年社群交往能力的发展；最后，依据青少年身体素质发展的自然规律，在体育活动中科学合理地安排锻炼强度、锻炼频率和锻炼时间。

4 结论与建议

4.1 结论

1.对青少年自主体育锻炼的心理需求、自我决定动机、锻炼满意度以及幸福愉悦感等相关变量构建的结构关系模型成立。

2. 青少年心理需求对内部动机和外部动机均有正向影响，对缺乏动机有负向影响；其中，对内部动机影响最大的是自主性，对外部动机影响最大的是关系感。

3. 青少年内部动机对锻炼满意度有正向影响，外部动机和缺乏动机对锻炼满意度均无影响。

4.青少年锻炼满意度对幸福愉悦感有正向影响；其中，放松和心理满意度对幸福愉悦感的影响最大，其次是社会和生理满意度，而教育和审美满意度对幸福愉悦感均无影响。

4.2 建议

1.切实关注青少年对体育锻炼的多维心理需求，尊重他们自主锻炼的意愿，通过开展团队合作性的体育活动来培养他们的归属感与从属感，以提高青少年积极参与体育锻炼的内在动机。

2.尽量避免外在环境因素对体育锻炼的强迫、干预或诱导，而应更多地通过锻炼内容与练习方式的多元化来提高青少年在体育活动中的畅快感与满意度，以使他们最终养成自主参与体育锻炼的习惯。

3. 在课程内容及教学方式的设计上，首先应重点关注体育锻炼对青少年心理健康水平的辅助改善与提高效用，将游戏性和趣味性充分融入到运动项目之中；其次，关注团队合作性质的体育活动对青少年社群交往能力的发展；最后，依据青少年身体素质发展的自然规律，在体育活动中科学合理地安排锻炼强度、锻炼频率和锻炼时间。

［1］ 陈彦宏.大学生休闲动机、休闲满意度与主观幸福感的关系［D］.成都：四川师范大学，2008.

［2］ 冯玉娟，毛志雄.高中生身体活动意向和行为的促进策略：自我决定动机对TBP的贡献［J］.体育科学，2014，34（8）：64-69.

［3］ 郭文，曹蕾，陈志鹏.不同运动干预对体质健康突出问题大学生体质健康、运动愉悦感与规律运动的影响［J］.武汉体育学院学报，2012，46（3）：91-96.

［4］ 金青云.休闲体育参加者的休闲动机与主观幸福感的关系［J］.体育学刊，2011，18（5）：31-37.

［5］ 梁青，杜江.青少年运动员群体规范对团队认同影响初探［J］.沈阳体育学院学报，2016，35（6）：54-58.

［6］ 林嵩.结构方程模型原理及AMOS应用［M］.武汉：华中师范大学出版社，2008：108-112.

［7］ 孙国晓，张力为.自我决定动机影响运动员心理疲劳：横向与纵向研究的证据［J］.体育科学，2013，33（7）：21-28.

［8］ 叶丽琴，叶丽珠.自我决定理论在健身运动领域之验证［J］.大专体育学刊，2012，14（2）：188-196.

［9］ 于春艳.中老年人健身运动心理需求满足感量表初步修订［J］.体育科学，2013，33（7）：88-96.

［10］ 张晓秋，易芳.小学高年级学生休闲参与、休闲阻碍与休闲满意度的关系［J］.沈阳体育学院学报，2013，32（4）：69-74.

［11］ 赵俊红，方敏.城市居民休闲体育参与和休闲体育满意度与生活质量的关系［J］.体育与科学，2013，34（4）：112-115.

［12］ 朱姣，殷小川.重要他人的自主支持感与青少年锻炼行为的关系——基于自我决定理论［J］.中国运动医学杂志，2017，36（1）：48-55.

［13］ BANDURA A. Social cognitive theory of self-regulation ［J］. Organi Behav Hum Decis Process，1991，50（2）：248-287.

［14］ BEARD J G，RAGHEB M G. Measuring leisure satisfaction ［J］. J Leis Res，1983，15（3）：219-228.

［15］ BERGER B G，PARGMAN D，WEINBERG R S. Foundations of exercise Psychology ［M］. Morgantown，WV：Fitn Inform Technol，2007：371.

［16］ DECI E L，RYAN R M. Handbook of Self-determination Research ［M］. New York：University Rochester Press，2002.

［17］ DIENER E，EMMONS R A，LARSEN R J，et al. The satisfaction with life scale ［J］. J Pers Assess，1985，49（1）：71-75.

［18］ MARKLAND D，TOBIN V. A modification to the behavioural regulation in exercise questionnaire to include an assessment of a motivation ［J］. J Sport Exe Psychol，2004，26（2）：191-196.

［19］ MOTL R W，DISHMAN R K，SAUNDERS R，et al. Measuring enjoyment of physical activity in adolescent girls ［J］. Am J Prev Med ，2001，21（2）：110-117.

［20］ VALLERAND R J. Deci and Ryan’s self-determination theory：A view from the hierarchical model of intrinsic and extrinsic motivation ［J］. Psychol Inq，2000，11（4）：312-318.

［21］ WILSON P M，ROGERS W T，RODGERS W M，et al. The psychological need satisfaction in exercise scale ［J］. J Sport Exe Psychol，2006，28（3）：231-251.

［22］ WU C H，YAO G. Analysis of factorial invariance across gender in Taiwan version of the satisfaction with life scale ［J］. Pers Indi vid Diff，2006，40（6）：1259-1269.

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

国家社会科学基金项目 （13BTY014）。

陈金鳌 ，男， 副教授，在读博士研究生，研究方向为体力活动促进模式与评价，Tel：（0519）86330312，E-mail：437126472@qq.com。

1. 常州大学 体育学院，江苏 常州 213164；2. 苏州大学体育学院，江苏 苏州 215021

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