群众体育参与动力的有效引导机制研究

陆 雯，惠悲荷，刘伶燕

研究证实，适当的体育锻炼对健康促进有积极作用（姜媛等，2018；Fan et al.，2017）。尽管如此，我国居民锻炼积极性仍然不高，体育参与动力不足（丁小燕等，2019；高鹏飞等，2019）。积极的锻炼动机是自主参加体育锻炼的重要基础，也是终身体育习惯养成的开端和前提。如何提高居民参与体育锻炼的积极主动性，是群众体育发展的重点。

2014年，国务院《关于加快发展体育产业促进体育消费的若干意见》（国发〔2014〕46号），将全民健身上升为国家战略，从国家顶层设计高度提倡全国人民积极地参与体育锻炼并不断形成健康的生活方式，最终达到改善和提高健康水平的目的（卢文云等，2018）。自主锻炼是终身体育习惯养成的先决条件，研究者们试图寻找解释率更高的变量关系来探讨促进锻炼自主动机形成的方法。目前，研究内容主要涉及3条主线：一是侧重通过局部的数据分析，讨论这一群体的动机特征、体质情况与锻炼的关系（杨剑等，2013；邹如铜，2019）；二是从理论层面探讨影响因素，更加关注社会政策制定的干预策略、教育引导对动机的影响（卢文云等，2018；彭大松，2012）；三是将研究视角转向构建模式来探讨影响因素对动机和行为的作用（朱娇等，2017）。相关锻炼动机的研究脉络已渐清晰，呈现出从描述特征到模式探索的趋势，但研究内容与方法相对局限，研究视角还需继续扩大，具体表现为：1）大多数研究只关注动机的某一侧面，研究范围相对狭窄，多数是对大学生群体锻炼动机的研究；2）研究设计拘泥于横断层面探讨变量关系，缺少纵向层面对因果关系的验证；3）忽视动机形成的复杂性，除了外部因素以外，动机还会受到个人心理需要、不同年龄等因素的影响。现有研究的局限性导致自主动机形成的实践效果并不理想。

本文结合本土化研究取向对群众体育参与动力的有效引导机制进行递进研究。首先，根据阶段转变理论的划分特征获取相关数据，了解居民的锻炼参与情况及动力特征并发现问题。其次，以自我决定理论为理论基础，从社会环境、个人需要、发展过程等角度研究自主锻炼动机的形成机制，建构一个能够预测我国居民锻炼积极性的理论模型。最后，通过纵向干预实验探讨因果关系，找到有效的引导方案实现成果向实践的转化。

1 研究内容

1.1 研究一：群众体育锻炼特征

1.1.1 研究对象

以中国行政区划为调查分类标准，于2018年1月对北京（华北）、辽宁（东北）、上海（华东）、广东（华南）、湖北（华中）、四川（西南）、陕西（西北）居民进行问卷调查，按6个年龄段多阶段分层随机抽样，每个年龄区间75份，每个地区450份，共计3 150份，最终有效问卷3 017份。

1.1.2 维度确定

跨理论模型（the trans-theoretical model，TTM）在国内外体育锻炼领域已得到有效运用（杨剑等，2014）。变化阶段作为跨理论模型的核心，被认为是认识和预测与健康有关的行为改变的理论基础（刘明静，2014；杨剑，2014）。变化阶段包含的前意向、意向、准备、行动和保持5个阶段，说明个体行为变化的过程在主观意识上希望积极主动参与体育锻炼的程度（杨敏，2012）。个体的锻炼意愿越积极，就会有越强烈的情感进入行为变化（变化阶段）的高级阶段（如保持阶段）。

以变化阶段的内容为理论基础，依照Peipert等（1998）设计的《阶段转变问卷》中对应的题项（李京诚，2009），以体现居民对未来参与体育锻炼的态度。该指标已在前人成果中得到广泛运用（范卉颖等，2017），能够有效反映各阶段运动意愿的基本特征。如前意向阶段：目前不锻炼，在未来的6个月内也没有开始规律锻炼的计划；意向阶段：目前不锻炼，但打算在未来的6个月内开始规律锻炼；准备阶段：现在偶尔锻炼打算，在未来的1个月内开始规律锻炼；行动阶段：已经开始规律性锻炼，但持续时间未到6个月；坚持阶段：进行规律的体育锻炼已经超过6个月。

年龄维度展现与个体生理变化相关的信息。它不仅是研究个体心理特征的重要指标，也是探索社会环境对行为模式影响的重要指标，更是研究行为前因较为理想的方法。本研究年龄界定依据林崇德（1995）对成年早、中、后期的划分，研究对象年龄覆盖范围为18～75岁。

1.1.3 数据来源

以《阶段转变问卷》和《锻炼动机量表》为测量工具，获取相关数据作为居民体育锻炼特征的参考信息。Ryan等（1989）编制的《锻炼动机量表》有外部调节、投射调节、认同调节和整合调节4个维度共16个题项，反映锻炼参与的动力调节方式。进行探索性因子分析，采用正交转轴，以特征值大于1为提取标准，共抽取4个因素。验证性因子分析的结果：χ2/df=3.691，RMSEA=0.062；TLI=0.922，IFI=0.916，CFI=0.913，NFI=0.891，内部一致性信度 Cronbach’s系数为0.759、0.883、0.870和0.939。

1.1.4 群众体育锻炼特征的调查结果

接近1/3（901人）的人处于前意向阶段，他们没有锻炼行为，也没有参加体育锻炼的想法；近1/3的人虽然没有锻炼行为，但是有锻炼的愿望和计划（意向阶段和准备阶段）；超过1/3的人有真正意义上的锻炼行为（行动阶段和保持阶段），而真正形成规律锻炼习惯的只有562人（保持阶段）。此外，从不锻炼的人群主要集中在18～25岁和36～45岁两个年龄段，想而不做的群体主要集中在36～45岁和56～65岁年龄段，36～45岁年龄段参与锻炼的人最少，参加体育锻炼人数最多的集中在56～75岁年龄段。各阶段的人数分布存在显著的年龄不平衡性（表1，图1）。

图1 群众体育锻炼各年龄阶段参与人数分布特征Figure 1. Distribution Characteristics of the Number of People Participating

表1 群众体育锻炼各阶段人数分布情况Table 1 Distribution of the Number of People in Each Stage of Mass Physical Exercise n=3 017

动机特征的调查可见：分布在4种动机调节方式的人数相当，但年龄差异较大。同一年龄阶段的4种调节方式相比，36～55岁年龄组的整合调节（自主特征）人数最多，18～35岁年龄组的外部调节（控制特征）人数最多，56～75岁年龄组的投射调节（控制特征）人数最多。整体来看，18～75岁各阶段分布在外部调节（控制特征）的人数呈现出明显的“U”形趋势。可见，尽管36～55岁年龄组处于前意向阶段的人数最多，但锻炼参与动机以整合调节为主要方式的人却是最多的，说明大多数人有锻炼的愿望。因此，采用有效的方法增强他们的锻炼自主性非常必要（表2，图2）。

图2 群众体育参与动力特征状况Figure 2. Dynamic Characteristics of Mass Sports Participation

表2 群众体育参与动力情况调查结果Table 2 Results of Investigation on Motivation of Mass Sports Participation n=2 116

1.2 研究二：居民自主锻炼动机形成机制

1.2.1 居民自主参与锻炼动机理论模型的构建

Deci等（2001）发现，领导的自主支持显著地预测了员工的3种心理需要和工作自主动机。孙开宏等（2010）认为，社会环境的自主支持影响小学高年级女生体育课学习动机，基本心理需要起着完全中介作用。张剑等（2017）的研究表明，3种基本需要是普适性的，当环境因素满足基本心理需要时就会促使动机内化。这为我国居民自主参与锻炼动机的转化途径模式构建提供了思路（图3）。

图3 居民自主参与锻炼动机理论模型Figure 3. Theoretical Model of Voluntary Participation Motivation

1.2.2 数据来源

以《锻炼气氛量表》《锻炼基本心理需要量表》《锻炼动机量表》为工具对调查对象（同研究一）进行测试，剔除信息不全的无效样本，收集3 017个有效样本，作为居民自主参与锻炼动机模型拟合的参考信息进行研究。

1.2.3 测量工具

1）翻译过程。对国外量表进行往返翻译和双语双答的语言等值性研究。首先，翻译并比较由2名心理学专业教师翻译的量表，形成量表初稿；请英语专业的教师回译，再与原文对比进一步修订；往返对译直到中英文一致；结合我国文化背景以及测试对象对项目文字表述的适宜程度再次修订；最终取得一名运动心理学教授的认可后投入使用。

2）信效度检验。采用Lim等（2009）编制的《锻炼气氛量表》完整版，共有6个题项，用来评价居民对于锻炼支持的感受。量表得分为所有题目的平均分，得分越高，说明感知到的支持越高。首先进行探索性因子分析，采用正交转轴，以特征值大于1为提取标准，抽取1个因素。验证性因子分析的拟合结果：χ2/df=3.791，RMSEA=0.076；TLI=0.900，IFI=0.920、CFI=0.911，NFI=0.901。内部一致性信度Cronbach’s系数为0.827。

Gunnell等（2014）编制的《SRQ-E锻炼基本需要满足量表》共有自主、能力和关系需要3个维度18个题项，用来评价锻炼支持带给居民基本心理需要的满足程度。量表得分为所有题目的平均分，得分越高，说明满足程度越高。因拟合结果不够理想，依据修正指数和模型的标准化负荷修正后，调整标准化负荷小于0.5且在其他因子修正指数不高的2个题目，重新进行探索性因子分析，采用正交转轴，以特征值大于1为提取标准，共抽取3个因素，再次拟合结果：χ2/df=3.411，RMSEA=0.072，TLI=0.952，IFI=0.935、CFI=0.902，NFI=0.923，内部一致性信度Cronbach’s系数分别为0.939、0.908、0.942。

Duan（2006）的《锻炼意向量表》由4个条目组成。对此量表进行探索性因子分析，采用正交转轴并抽取4个条目，以特征值大于1为提取标准，抽取1个因素。验证性因子分析的拟合结果：χ2/df=1.291，RMSEA=0.073，TLI=0.910，IFI=0.921、CFI=0.931，NFI=0.901，内部一致性信度Cronbach’s系数分别为0.810。

经济极限油汽比是稠油油藏热采开发中极其重要的技术经济指标［3］，是反映开发技术水平和经济效益的综合指标。其随油价而变化，也与生产成本密切相关。根据乐安油田草33区块馆陶组油藏已投产水平井的各项成本和费用，采用静态法计算出不同油价下水平井的热采经济极限累积产油量，指导开发技术界限研究。根据不同油价下测算的本区块经济极限累积产油量曲线（图2），当吨油成本25 US＄／bbl，油价50US＄／bbl时蒸汽吞吐经济极限累积产油量6 654t，极限油汽比为0.15。目前高油价下蒸汽驱经济极限油汽比应该更低，取0.12。

孙延林（2001）使用的体育活动等级量表分为强度、时间和频率3个维度，以三者乘积来评价居民的锻炼行为。探索性因子分析以特征值大于1为提取标准，抽取3个因素。验证性因子分析的拟合结果：χ2/df=1.274，RMSEA=0.069，TLI=0.924，IFI=0.924、CFI=0.921，NFI=0.911，Cronbach’s信度系数依次为0.830、0.890、0.841。

自主动机的计算方法依据Grolnick等（1989）的做法，利用外部调节×（-2）＋投射调节×（-1）＋认同调节×（＋1）+内部动机×（＋2）合为一个相对自主指数（relative autonomy index，RAI），来体现居民锻炼动机的相对自主程度（Niemieca et al.，2006）。如果结果是正向的，反映出的自主性越鲜明，相反控制性特征越突出。国外研究已证实，RAI的计算方法具有良好的结构效度，其结果与分量表的比值可以有效反映动机的相对自主程度（Grolnick et al.，1989）。

3）共同方法偏差与检验分析。为了尽可能控制共同方法偏差问题，首先，采用匿名、修改和解释容易歧义的语句等程序控制法。其次，进行统计控制，依据Podsakoff等（2003）的做法，采用Harman单因素检验共同方法偏差问题。将使用的所有量表题项进行未旋转的主成分因素分析，结果10个因子特征根值均大于1，且第一个因子解释的变异量小于40%，未超过所规定的临界值，可知共同方法变异问题并不严重。

4）参考标准。以上量表均采用liker七点计分方法，从1分“一点不同意”到7分“非常同意”进行评分。拟合结果根据吴明隆（2010）认为的“χ2/df小于5可以接受，小于 2 为良好，RMSEA 应小于 0.08（越小越好），TLI、IFI、CFI、NFI应大于0.90（越大越好）”，符合测量学的标准，可以投入使用。

1.2.4 居民自主锻炼动机模型的拟合结果

研究居民自主参与锻炼动机形成的有效干预方式，必须了解自主动机形成的内在机制。本研究以自我决定理论为基础，构建模型，对各变量之间的相互关系进行分析。模型假设锻炼支持对居民基本心理需要的满足程度，促进居民锻炼动机从外部调节（控制特征）逐步转到整合调节（自主特征）方式，最后变为内部动机（自主性最强），促进和维持锻炼行为。

Rogers等（2004）提出，如果模型变量过多，结构复杂，会对拟合的最终效果带来影响。为了获得一个有效预测居民锻炼动机的模型，本研究借鉴卞冉等（2007）的处理方法，采用主成分分析法将量表中的所有条目逐一打包处理，争取最大的公共因素方差，减少测量误差，提高获得简洁模型的概率（Cattell et al.，1975）。对各量表条目进行打包处理，将47个变为15个（表3）。

表3 各分量表所需合成组合条目数Table 3 Number of Merging Entry Required by Subscales n=3 017

拟合可见，各项指数都达到了理想水平。锻炼支持对基本心理需要的预测路径都呈显著性，解释了57%自主动机的方差。Modle 1～5因素模型预测居民参与锻炼动机的合理性得到验证。锻炼支持可以作为激发居民锻炼自主动机干预手段的假设得到支持，为进一步的纵向研究提供了理论前提。

运用Amos 17.0提出的中介效应检验程序，先进行总体效应和个别效应的检验，最后计算经由基本需要的中介强度。中介效应与总效应的比值作为中介强度的评价指标，反映的是中介效应的大小。由采用bootstrap方法得出的估计值及其误差参数图可见，总体中介效应的估计值为0.021（P＜0.05），锻炼支持对自主动机的总体效应是显著的。对于自主需要中介效应的估计：锻炼支持到自主感（a1=0.620，P＜0.05）、自主感到动机（b1=0.440，P＜0.05）两个路径系数都显著，且自主感中介效应为0.620×0.440=0.273（P＜0.05），说明自主感在锻炼支持和动机中间起显著中介作用；锻炼支持到动机（d=0.051，P＞0.05），路径系数不显著，说明自主需要属于完全显著中介效应。同理，锻炼支持到能力感（a2=0.630，P＜0.05），能力感到动机（b2=0.460，P＜0.05），这两个路径系数都显著，且能力感中介效应为0.630×0.460=0.290（P＜0.05），说明能力感在锻炼支持和动机中间起显著中介作用，锻炼支持到动机（d=0.051，P＞0.05），路径系数不显著，说明能力需要属于完全显著中介效应。关系感中介效应的估计：锻炼支持到关系感（a3=0.430，P＜0.05），关系感到动机（b3=0.021，P＞0.05），有一个路径系数不显著需要继续做Sobel检验，通过Sobel检验，检验公式为：

a3=0.430，Sa3=0.053，Sb3=0.075，b3=0.020，得检验系数Za3b3=0.507，P＞0.05，说明关系需要在锻炼支持和动机中间的中介效应不显著。

用Amos 17.0中的bootstrap方法进行直接、间接和总效应的估计，基本达到统计显著性水平（表4）。锻炼支持经由三条路径对动机产生间接影响。第一条路径为锻炼支持→自主需要→动机，其中介强度为48.0%。第二条路径为锻炼支持→能力需要→动机，其中介强度为51.0%，占总效应的一半以上，中介强度最大。第三条路径为锻炼支持→关系需要→动机，其中介强度最弱，为1.6%。

表4 锻炼支持对自主动机预测的总效应和各间接效应Table 4 The Total and Indirect Effects of Exercise Support on the Prediction of Autonomous Motivation

对加入锻炼意向和锻炼行为变量的Modle 2～7因素模型进行拟合，可见，基本心理需要共同解释了57%自主动机的方差、62%锻炼意向的方差、77%锻炼行为的方差。基本需要是有效预测自主动机的变量，能够很好地预测锻炼意向和锻炼行为的有效变量。这也提示了自主动机是促进和保持锻炼行为的直接动力和源泉（图4），说明自主特征高的锻炼支持（a1=0.62，P＜0.00）会导致较高自主需要满足（b1=0.63，P＜0.00），自主特征高锻炼支持（a2=0.44，P＜0.00）会带来较高能力需要满足（b2=0.46，P＜0.00）。锻炼者的自主需要、能力需要会进一步形成高的自主动机（e=0.780，P＜0.00），促使其锻炼意向的产生，最后变成维持和促进锻炼行为的动力（表5）。

表5 群众参与锻炼动力模型拟合结果Table 5 Fitting Results of Motivation Model of Mass Physical Exercise n=3 017

图4 Modle 2～7因素模型的路径系数Figure 4. Path Coefficient of Model 2-7 Factors

1.3 研究三：有效引导居民自主参与锻炼动机的形成

1.3.1 数据来源

向18～25岁、36～45岁和56～65岁共210名研究参与者发放《锻炼动机量表》，回收199份有效问卷。其中，18～25岁组77人，36～45岁组69人和56～65岁组53人。16周后进行第二次测试（表6）。

表6 不同年龄特征组及其干预措施Table 6 Characteristics of Different Age Groups and Their Interventions

1.3.2 研究设计

采用准实验的纵向研究设计，将每组随机分为干预组与对照组，为3个干预组提供锻炼支持并进行干预。2018年9月正式开始16周的干预实验。实验前发送提醒信息，2019年1月底结束干预并将数据用于研究分析（图5）。

图5 居民自主锻炼动机的干预流程Figure 5.Intervention Process of Residents ofAutonomous Motivation

1.3.3 锻炼支持对居民自主参与锻炼动机的影响

干预后，获得181个有效样本数据用于统计分析。性别及年龄分布在各组中基本平衡，缺失情况相当，不影响干预效果。干预前后不同年龄干预组和对照组样本信息的描述性结果见表7。

表7 锻炼干预前后各组情况的统计结果Table 7 Statistical Results of Each Group Before andAfter Exercise Intervention

1）18～25岁年龄组自主动机的干预效果分析。采用协方差分析对3个年龄组干预后的锻炼自主动机进行统计。其中，锻炼自主动机是因变量，组别是自变量，前测锻炼自主动机是协变量。协方差分析的前提条件是各组斜率要相等。本研究选用I型方差分析模型（Type I）分别检验各组别、各组锻炼自主动机的主效应以及3个组别×各组前测锻炼自主动机的交互作用，显示：18～25岁组别×前测锻炼自主动机（F=4.078，P＞0.05）、36～45岁组别×前测锻炼自主动机（F=1.745，P＞0.05）、56～65岁锻炼自主动机×组别的交互作用（F=1.134，P＞0.05）都未呈现显著性，说明斜率一致，符合预分析的基本要求，可以继续进行协方差分析。

具备协方差分析的前提条件得到验证后，去掉交互项并选用III型（Type III）方差分析模型继续检验两组修正均数的差异性。表明，18～25岁与36～45岁两个组的组别与前测锻炼自主动机都对后测锻炼自主动机有影响，56～65岁组的组别与前测锻炼自主动机对锻炼自主动机影响不显著。具体为：检验调整协变量之后各年龄组的对照组与干预组间均值的比较结果是否具有统计学意义。18～25岁年龄组间比较结果（F=72.894，P＜0.01），见表8。36～45岁年龄组间（F=18.812，P＜0.01）呈显著性（表9）。56～65岁年龄组间（F=0.757，P＞0.05）干预效果未呈显著性（表10）。

表8 18～25岁年龄组自主动机的协方差正式分析Table 8 FormalAnalysis of Covariance ofAutonomous Motivation in 18～25Age Group n=72

表9 36～45岁年龄组自主动机变量的协方差正式分析结果Table 9 Results of FormalAnalysis of Covariance of Autonomous in 36～45Age Group n=69

表10 56～65岁年龄组自主动机变量的协方差正式分析结果Table 10 Results of Formal Analysis of Covariance of Autonomous in 36～65Age Group n=44

由干预后的锻炼自主动机修正均数与置信区间结果可得，18～25岁干预组的自主动机均值高于对照组。修正均数的方差分析结果表明，排除协变量对干预效果的影响后，组间的锻炼自主动机仍然存在显著性差异（P＜0.05），锻炼支持对18～25岁年龄组自主性锻炼动机的影响是有效的（表11）。

表11 18～25岁年龄组自主动机的修正均数的方差分析结果Table 11 Anova Results of Modified Mean of Autonomous Motivation in 18～25Age Group n=72

2）36～45岁年龄组自主动机的干预效果分析。由干预后的锻炼自主动机修正均数与置信区间比较结果可得，36～45岁干预组的自主动机均值高于对照组的。排除协变量对干预效果的影响后，组间的锻炼自主动机仍然存在显著性差异（P＜0.05）。干预组的锻炼自主动机明显高于对照组的均值，锻炼支持对36～45岁组自主动机的影响是有效的（表12）。

表12 36～45岁年龄组自主动机的修正均数的方差分析结果Table 12 Anova Results of Modified Mean of Autonomous Motivation in 36～45Age Group n=69

3）56～65岁年龄组自主性锻炼动机的干预效果分析。比较干预后的组间锻炼自主动机修正均数与置信区间结果，发现56～65岁干预组的锻炼自主动机均值虽高于对照组的，但方差分析显示，排除协变量对干预效果的影响后，组间自主动机不存在显著性差异（P＞0.05）。锻炼支持对56～65岁年龄组自主动机的影响不显著（表13）。

表13 56～65岁年龄组自主动机修正均数的方差分析结果Table 13 Anova Results of Modified Mean of Autonomous Motivation in 56～65Age Group n=44

2 讨论

2.1 群众体育参与特征分析

从我国居民体育锻炼基本特征可以看出，全民健身工程的推进已初见成效。但还应该看到研究参与者中有1/3的人是处于思想意识中的“锻炼”，只想不做；901人处于前意向阶段，根本没有锻炼的想法。这说明，要想实现全民积极地参与体育锻炼，还需要进一步提高居民锻炼的主动性。

锻炼人群存在明显的年龄差异，参与者以中老年人为主，中年群体参与率最低。这与杨永钟等（2017）的研究基本一致。但杨永钟等（2017）在分析各年龄阶段锻炼人数的分布情况后又继续调查了不同性别、职业等维度的人数分布特征。本研究认为，只有进一步了解各年龄阶段居民的锻炼动机特征，才能够针对内在原因找到激发自主动机的有效措施。随年龄的增加，分布在外部调节上（控制性强）的人数呈现“U”形特征趋势，可见年龄阶段两端参与动机的控制特征较强。尽管青年和老年在参加体育锻炼的人数上多于中年，但就动机特征而言，分布在外部调节上（控制性强）的人数最多，所以表现为参与锻炼的人数多但锻炼动机呈现更多的控制性而非自主性。这或许是因为青年群体的锻炼行为部分来自体能测试、教师监督、体育达标等控制特征的外因，这支持了杨永钟等（2017）的研究。老年群体的锻炼动机具有较强的控制性，可能是因为他们虽然更重视健康但又担心意外受伤等。36～45岁的中年群体，虽然处于前意向阶段（从不锻炼）的人数最多，但是锻炼动机处于外部调节（控制特征）上的人数分布最少。可见中年人群虽然锻炼参与人数少，但动机并不完全来自控制动机，如由于工作繁忙和各种外部压力等无暇锻炼。不能控制自己的行为，也就削弱了行为的意愿，这符合计划行为理论的核心观点。

中青年群体是参与者中有待提高锻炼积极性的重要部分。只有根据不同群体动机特点来激发其锻炼积极性，才能让更多的居民参与到健身活动中来，实现全民族身体素质整体提高的终极目标。因此，进一步激发广大群众积极参与体育锻炼的动机，理应受到全社会的关注和支持。

2.2 有效引导居民自主参与动机形成过程的分析

以自我决定理论为基础建立的模型可以很好地解释居民锻炼自主动机的形成过程，也进一步阐明有效引导自主动机形成的具体环节。锻炼支持对居民锻炼自主动机的作用是通过满足三大基本需要（自主需要、能力需要和关系需要）实现的，并使其成为激发自主动机形成的原始力量。这提示，通过锻炼支持最大化地满足人们的心理需求是十分重要的。

从环境心理学角度分析，人的行为不仅是环境刺激和诱发的产物，更是通过知、情、意等心理活动的改变而产生变化。Markland等（2016）认为，支持是一种能够理解和接受他人的观点，提供指导建议，并能够使他们获得指导和鼓励的方式。锻炼支持表现为以自主而非控制特征为主的干预方式，印证了自主性的锻炼支持方式不仅为锻炼者提供了良好的氛围，也对锻炼者的知、情、意等心理和行为具有重要的启动和指示作用。这种作用是锻炼者多次进入自主性的锻炼环境时，通过环境氛围释放的支持信息来实现的。可见，锻炼支持不仅是行为主义所述的条件反射或示范作用，更是环境心理学解释的锻炼支持信息对锻炼者基本心理需要的调整、改变和满足，进而促进锻炼主动性和坚持性。

本研究中，能力需要起最大强度的完全中介作用，这与Deci等（2000）的研究结果完全一致。从形成过程来看，锻炼支持的干预方式让锻炼参与者感受到能力与自我价值的体现。本研究支持能力和自主需要是锻炼者一种普遍性的需要，能力与自主需要满足作为中介的作用是符合情理的。

对关系需要的研究与彭春政（2018）有所不同，本研究选取的是普通群众而非某一特殊领域的工作人员，对于关系需要的认知程度不同也符合实际情况。Teixeira等（2018）对153名健身房使用者进行横断调查，中介模型结果显示，基本心理需要与运动的积极，情绪体验相关，情绪越积极，越容易激起自主性动机。建议专业人士应创造心理上的支持环境，识别与需要相关的运动行为，从而增强对运动的自主性动机。可见，社会性支持行为、基本心理需要与内在动机的关系可能远比我们想象的要复杂得多，锻炼支持对三大基本心理需要的影响会随着锻炼者、环境等因素的变化而发生变化。这也是未来深入研究的一个方向所在。

2.3 有效引导居民自主参与锻炼动机的研究

自主动机模型的拟合结果很好地解释变量之间的相互关系，为锻炼支持作为促进居民自主动机有效干预手段提供了支持。锻炼支持是一种自主性强而控制性低的社会支持方式，能够让锻炼者通过获得不同程度的指导和鼓励促使其锻炼自主动机的形成。这符合行为主义理论对此假设的解释，即在自主氛围中，如果一个人做出的某种反应反复地导致阳性强化，那么这种反应就会巩固下来，甚至变成习惯性行为。可知，行为有可能通过自主环境等条件反射使主动锻炼成为习惯。

Fenton等（2020）通过3个月社会支持的心理干预并量身定制锻炼计划对风湿性关节炎（RA）患者进行干预发现，患者积极配合的意识增强，锻炼动机有所提升，锻炼行为也发生转变。虽然与本研究选择的样本不同，但是道理相同，锻炼支持让参与者有了更多的选择和鼓励。因此，锻炼支持干预方式能够有效地引导自主性的形成，最终成为维持锻炼行为的内部力量是合乎逻辑的。

纵向的干预实验验证了锻炼支持对自主动机形成影响的有效性，也验证了锻炼支持对不同年龄锻炼者干预效果的不同。此与近期的一项研究（Sanchez-Oliva et al.，2020）结果一致。对1 259名12～16岁学生锻炼自主性的研究发现，基本需要不仅可以预测主动从事课外锻炼的意图和动机，还在促进自主动机方面，男生比女生受益更多。不同年级的学生，需求满意度与自主动机之间的联系也不同。所以，锻炼支持方式对18～25岁和36～45岁两个年龄阶段效果显著，对55～65岁年龄阶段的干预效果并不显著，年龄具有调节效应。

18～25岁属于青年锻炼者，自我意识较强烈，喜欢自主地确定计划与目标，厌倦控制性的命令和外在压力。在理论层面，青年群体对环境给予的支持更加敏感，更容易接纳这种锻炼支持方式，积极参与体育锻炼。

36～45岁的中年锻炼者大多自我意识明确，自制力强，能够以客观现实为立足点决定自己的言行举止，这是此阶段特有的心理特征。他们知道健康的重要性，但多数又承受着社会和家庭的双重压力，不坚持锻炼或者退出体育锻炼往往是时间和空间不能自控的结果，体育锻炼就蜕变为思想意识中的锻炼。锻炼支持能在某种程度上缓解他们精神与现实生活中的压力，研究证明这一干预方式对他们是有效的。

锻炼支持对于56～65岁的老年人锻炼自主动机的影响不显著，或许是因为这个年龄阶段的人较难正确接收外界信息，行为态度固守习惯化了的方式，甚至容易误解指导者的劝解干预。Arnautovska等（2019）对老年人的体育活动及相关影响因素进行了2周的跟踪调查，自我报告后分析结果可见：锻炼自主动机与意图更多地受态度和感知行为控制的调节，而不受主观规范的调节。另外，由于身心功能衰退和社会关系疏远造成的心理不稳定，以及受传统观念的影响把家务劳动放到首位、担心受伤等，都是难以改变老年人心理活动的固守原因。

因此，锻炼支持对于居民自主锻炼动机的引导效果是显著的，但在引导过程中要充分考虑不同年龄居民的关注点，以便有效地促进自主锻炼动机的形成。

3 研究的不足

本研究在前人的基础上做了进一步的探索，完成了纵向研究，但由于集中进行干预确实存在许多现实困难，同时考虑到干预过程中有一些样本流失，锻炼者年龄分布在各组别的人数差别较大，所以将本想采用的干预匹配、不匹配和无干预改为同种干预和不干预两种。再者，除年龄改变自主支持对自主动机产生影响以外，可能还有许多因素，如性格、性别等，作为未来继续探讨的研究方向。未来研究中，还需要对干预方式进行细化，加大样本量进行各年龄阶段的干预，继续检验自我决定理论的研究假设。

4 结论与建议

4.1 结论

全民健身已有成效，但仍然存在锻炼各阶段人数分布不均、年龄不平衡的问题。整体来看，36～45岁年龄组参与锻炼的人最少。锻炼自主动机模型能够很好地解释和预测研究参与者自主动机的形成过程。锻炼支持是通过自主需要和能力需要的满足来促进自主动机的形成的。其有效地引导了不同年龄阶段锻炼者自主动机的形成。对18～25岁年龄组与36～45岁年龄组的自主动机引导效果显著。年龄具有调节作用。

4.2 建议

锻炼支持的干预方式有利于引导中青年锻炼者自主参与锻炼动机的形成。各类社会组织、团体和单位应重视锻炼支持的强大引导作用，推行以锻炼支持为中心的“自主型”健康干预理念和方式，引导过程中要考虑不同年龄段的任务和关注点，重点加大对满足能力和自主需要方式的改进来促进自主动机的形成。只要政府和社会真正重视与支持群众体育活动的发展，很好地履行各自的社会责任，群众性体育活动必将得以蓬勃发展。