體育自主支持感與青少年主觀活力：基本心理需要的中介作用

項明強+丁華麗

積極心理學認為健康不僅是沒有疼痛和疾病，而是個體機能得到充分發揮的自我實現狀態[1]。主觀活力是指個體對自我機能發揮水平的知覺，可為自我提供積極心理能量，是健康幸福的關鍵評價指標[2]。Ryan和Deci[3]研究表明若個體缺乏主觀活力，其可能處在不健康狀態。圍繞著基本心理需要理論（basic psychology needs theory，BPNT），不少研究者探討了在體育鍛煉領域如何提升個體主觀活力。BPNT認為人類天生擁有自主、能力和關系3種需要以滿足個體成長和發展[4-5]。自主需要是指個體期望行為可自由選擇和決定，而不受他人控制。能力需要是指個體與社會環境相互作用時，渴望體驗到勝任感。關系需要指個體希望得到他人的理解和支持，體驗到歸屬感。研究表明3種基本心理需要的滿足有利于提升個體主觀活力[4-5]。應指出的是，BPNT是在西方文化背景下獲得的，該理論是否適用于我國青少年體育鍛煉領域尚待檢驗。

雖然3種基本心理需要是個體成長的滋養品，但它們地位不一，BPNT特別強調自主需要的重要性，其次是能力需要，最后是關系需要。然而，Vlachopoulos等[6]研究發現3種基本心理需要地位順序在不同文化背景中存有差異。例如朱曉娜等[7]通過訪談發現，我國運動員將能力需要排在第一，其次是關系需要，最后是自主需要，這一結果與BPNT的排序不同。需說明的是，朱曉娜等是以運動員為研究對象，由于運動員參加體育運動大多數以獲得名次為目標，而青少年參加體育鍛煉大多數是以提升健康幸福為目標。因此，青少年參加體育鍛煉的3種基本心理需要地位順序可能不同于以往研究。

此外，BPNT也強調滿足基本心理需要的自主支持環境的促進作用。“自主支持環境”是指權威人物（比如體育教師）能夠站在對方視角去考慮問題，為對方提供有意義信息和選擇機會，并鼓勵自行決定。有研究表明體育教師（或教練）若提供自主支持環境，那么會促進個體基本心理需要滿足，進而提升個體主觀活力[8-9]。概括而言，基本心理需要在體育自主支持感與主觀活力之間起中介作用。然而，研究者在探討具體哪幾種基本心理需要起中介作用時卻存有分歧。例如Reinboth等[8]以青少年運動員為研究對象，發現在3種基本心理需要中，只有自主和能力兩種需要在自主支持感與主觀活力之間起部分中介作用；而Adie等[9]采用縱向研究卻證實了自主和關系兩種需要起部分中介作用。相比國外研究，國內對該領域研究有待加強，尤其是鮮見基于BPNT來探討體育自主支持感與健康幸福的關系。雖然楊劍等[10]驗證了基本心理需要在中學生體育課堂的適用性，但未細致探討3種基本心理需要的順序和各自中介作用。鑒于此，本研究提出假設：1）3種基本心理需要均可正向預測青少年主觀活力，但3種基本心理需要的地位不一；2）體育自主支持感可正向預測青少年主觀活力；3）3種基本心理需要在自主支持感與主觀活力之間均起部分中介作用。為驗證上述3個假設，本研究擬探討我國文化背景下如何提升青少年主觀活力，以期為學校體育教育提供理論指導和行動策略。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

在廣東省選取4所中學，除了1所中學未抽取高二年級外，其他3校每個年級隨機抽取一個班級進行調查。獲得有效問卷664份。男和女各占50%；農村378名、城鎮286名；年齡（14.86±1.997）歲。

1.2 研究方法

1）體育自主支持感量表。選用Williams和Deci[11]編制的體育自主支持感量表。該量表主要測量青少年在體育課上所體驗到的自主支持感。單一維度，共15題，采用Likert 7點計分。本研究驗證性因子分析顯示數據擬合不理想，故依據修正指數及標準化負荷進行修正，去除第14題。修正后的擬合指數為：χ2/df=4.77，RMSEA=0.075，CFI、NFI、IFI、GFI均大于0.9。本研究信度檢驗結果顯示，量表的α系數為0.93。

2）基本心理需要量表。選用Vlachopoulos等[12]編制的運動基本心理需要量表，主要測量個體體育鍛煉時所體驗到的心理需要滿足感。分自主、能力和關系需要3個維度，每維度4題，采用Likert 7點計分。本研究驗證性因子分析結果，χ2/df=3.41，RMSEA=0.07，CFI、NFI、IFI、GFI均大于0.9。各維度的α系數在0.91～0.95。

3）主觀活力量表。采用Ryan和Frederick[13]編制的主觀活力量表，單一維度量表，共7題目，采用Likert 7點計分。本研究驗證性因子分析結果，χ2/df= 4.67，RMSEA=0.074，CFI、NFI、IFI、GFI均大于0.9。量表的α系數為0.807。整體而言，經本研究驗證上述3個量表的中文版均具有較好內容效度和信度。

4）數據處理。使用SPSS17.0和Amos17.0軟件進行數據分析。

5）共同方法偏差的控制。采用自我報告法收集數據可能存在共同方法偏差（common method bias），故根據周浩和龍立榮[14]建議重點從程序方面進行控制。具體包括：1）選用信效度較高的成熟量表進行測量，并邀請2名大學英語教師進行雙向翻譯；2）采用匿名方式測量；3）對不同量表的指導語、計分方式等進行適當變換。最后采用Harman單因子檢驗。結果表明，特征值大于1的因子共有10個，且第1個因子解釋的變異量為21.09%，小于40%的臨界標準，說明本次調查的共同方法偏差不嚴重。

2 研究結果及分析

2.1 初步統計分析

表1呈現的是各變量的描述統計及其相關矩陣。從表1可知，自主支持感、自主需要、能力需要、關系需要和主觀活力兩兩變量之間在0.001水平上均存有正相關。

2.2 自主支持感和基本心理需要預測主觀活力的回歸分析

從相關矩陣可知，各變量之間存有正相關。為避免出現抑制效應[15]，在控制性別和年級的影響后，采用逐步回歸分析考察自主支持感和基本心理需要對主觀活力的預測作用。由表2可知，自主支持感、3種基本心理需要對主觀活力均有正向預測作用。進一步比較發現，在3種基本心理需要中，能力需要（β=0.56）預測力最強，其次是自主需要（β=0.50），最后是關系需要（β=0.44），分別解釋總體方差的33%、28%和22%。

1）P<0.05；2）P<0.001

2.3 三種基本心理需要在自主支持感與主觀活力關系間的中介作用

從表1可知各變量之間存有顯著相關。為更一步明確各變量之間的關系，本研究以自主支持感為前因變量，3種基本心理需要為中介變量，主觀活力為結果變量，構建中介效應理論模型，如圖1所示。

1）a、c分別為自主支持感單獨預測基本心理需要、主觀活力的回歸系數，b、c'分別為自主支持感和基本心理需要共同預測主觀活力各自的回歸系數，Sa、Sb、Sc、Sc'分別為對應的標準誤

圖1 基本心理需要的中介效應理論模型1）

為了檢驗中介效應的理論模型，依據溫忠麟等[16]的3步中介效應檢驗程序，采用逐步回歸分析來考察3種基本心理需要的中介作用。各回歸系數結果見表3（表3略去性別和年級控制變量的回歸系數）。

由表3可知，3條影響路徑中所有回歸系數c、a、b、c'均顯著，可見自主、能力和關系需要在自主支持感與主觀活力之間均起部分中介作用。依據中介效應量=a×b，總效應量=a×b+c'（其中a、b、c'為標準化回歸系數），可得自主、能力和關系需要的中介效應量分別為0.36×0.41=0.148、0.40×0.46=0.184、0.32×0.34=0.109，分別占總效應的0.148÷（0.148+0.29）=33.79%，0.184÷（0.184+0.25）=42.40%，0.109÷（0.109+0.33）=24.83%。

進一步驗證基本心理需要的中介效應，本研究采用Amos17.0構建潛變量結構方程模型（見圖2）。χ2/df=4.26、RMSEA=0.07、CFI=0.986、RFI=0.955、NFI= 0.982、IFI=0.986、GFI=0.989，該模型較好地對數據作出了擬合，證實了基本心理需要在體育自主支持感與主觀活力之間起部分中介作用。

1）P<0.05；2）P<0.001

圖2 基本心理需要中介效應的結構方程模型

3 討論

3.1 三種基本心理需要對青少年主觀活力的預測作用

回歸分析表明，能力需要對青少年主觀活力的預測能力最強，可解釋總體方差的33%。這表明相比自主和關系需要，當青少年掌握了某種體育技能（獲得能力需要滿足），可大幅度提高其主觀活力水平。該結果雖與BNPT所假設的“自主需要最重要”不同，但與國內外有關鍛煉領域研究相一致。例如Taylor等[17]縱向研究表明，能力需要對青少年體育鍛煉（包括鍛煉意向、鍛煉努力和鍛煉行為）的預測能力最強。更重要的是，本研究結果與國內朱曉娜等[7]發現“大部分運動員將能力需要排在第一位”相一致。可見，能力需要在競技體育和體育鍛煉中的地位是最重要的。需說明的是，項明強[18]發現，對青少年體育鍛煉行為的預測能力最強的是自主需要，而不是能力需要。這可能是由于受到傳統“文弱”思想以及學校升學壓力的影響，導致學生運動能力下降，使能力需要不能最強預測青少年體育鍛煉。此外，本研究發現自主和關系需要對青少年主觀活力亦有積極預測作用，雖然二者預測力不及能力需要（自主需要其次，關系需要最后），但可分別解釋總體方差的28%和22%。然而，該結果與朱曉娜等[7]發現運動員“關系需要其次，自主需要最后”不一致。原因可能是青少年可自由選擇體育鍛煉項目（自主需要）要多于運動員；而運動員與教練、隊員之間親密感（關系需要）要強于青少年，表明3種基本心理需要地位具有情境特異性。總之，3種基本心理需要均可正向預測青少年主觀活力，但它們地位不一，從而驗證了本研究假設1。

3.2 自主支持感對青少年主觀活力的預測作用

回歸分析表明，自主支持感對青少年主觀活力有正向預測作用，這表明體育教師所提供的自主支持教學環境，將會促使青少年感知到積極心理能量和充滿活力。這一結果與BPNT的自主支持感研究結果一致。例如，Adie等[9]的縱向研究表明，教練員所提供的自主支持環境，不僅與個體間的主觀活力差異存在相關，且與個體內持續的主觀活力相關。Standage等[19]以494名青少年為研究對象，結果表明體育教師所提供的自主支持教學環境可預測基本心理需要滿足，進而預測體育鍛煉的自主型動機，最終形成健康的幸福生活方式。此外，孫開宏和季瀏[20]也證實了體育自主支持感對學生鍛煉意識的預測作用。可見，自主支持是個體積極心理機能充分發揮的重要環境因素，從而驗證了假設2。

3.3 三種基本心理需要的中介作用

結構方程模型表明，基本心理需要在體育自主支持感與主觀活力之間起部分中介作用，這與BNPT相關研究一致[4-5]。逐步回歸中介效應檢驗結果顯示，自主、能力和關系3種需要在自主支持感與主觀活力之間均起部分中介作用。表明體育自主支持感一方面可直接預測青少年主觀活力，另一方面通過3種基本需要間接預測青少年主觀活力，從而驗證了假設3。應指出的是，本研究揭示了3種基本心理需要均起到部分中介作用，這一結果與國外相關研究存有差異。例如Adie等[21]研究發現，在3種基本心理需要中只有自主和能力兩種需要在自主支持感與主觀活力之間起部分中介作用。再如Reinboth等[22]和Adie等[9]以運動員為研究對象，采用縱向研究卻證實了是自主和關系需要起部分中介作用。本研究認為，導致上述不同研究結果可能受研究測量方法不同、研究對象不同、研究設計不同（橫向或縱向研究）等因素影響。提示雖然BPNT適用于我國青少年體育鍛煉，但具體3種基本心理需要的中介作用具有情境特異性。未來應采用跨文化研究取向，探討不同文化背景下不同群體體育鍛煉，以更好地揭示基本心理需要的中介機制。

3.4 對我國學校體育教育的啟示

本研究成果不但可拓展和豐富BPNT的研究領域，亦可為我國通過學校體育教育來提升青少年體質健康提供理論指導和行動策略。首先，體育教師應采用自主支持教學風格，具體策略包括：1）對學生要求的體育鍛煉提供基本原理和解釋；2）站在學生的角度思考問題和體驗情感；3）設置多種體育活動供學生選擇和鼓勵自主創新；4）減少控制行為的使用。其次，體育教師要充分關注青少年的自主、能力和關系需要的滿足。具體策略為：1）設置中等難度并具有挑戰性的體育活動來滿足能力需要；2）提供一些可供選擇的語言，而不是控制語言來滿足自主需要；3）建立良好師生關系或同學關系來滿足關系需要。

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