運動項目和習(xí)慣對大學(xué)生運動動機影響的交互效應(yīng)

肖韜，姚潔，任占兵

(1.深圳大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院，廣東 深圳 518061；2.深圳大學(xué) 體育學(xué)院，廣東 深圳 518061；3.哈爾濱工業(yè)大學(xué)(深圳) 人文與社會科學(xué)學(xué)院，廣東 深圳 518055)

自我決定理論認為，驅(qū)動個人行為的動機由弱到強分成無動機、外在動機、內(nèi)在動機這3 個狀態(tài)。研究認為，當一個人的行為越由內(nèi)部動機驅(qū)動，或者越由自主性而不是被動性因素所驅(qū)動時，這個人的行為就越屬于“自我決定”型行為，他們就越有一種自愿和自我支持的意識來從事這項行為。因此，基于自我決定理論的動機可被有效用于預(yù)測運動活動水平以及用于設(shè)計運動干預(yù)手段。內(nèi)在動機驅(qū)動的體育活動更具有持久性和幸福感。對于體育活動來說，“自我決定”程度的最高等級發(fā)生在運動完全由這個人的內(nèi)在動機驅(qū)動的時候，比如在運動時可以獲得快樂以及在運動時可以滿足對挑戰(zhàn)的追求。另外，自我決定理論的核心子理論包括能力需求、自主需求和關(guān)系需求3 個方面，只有把體育活動作為樂趣、挑戰(zhàn)和與人交往時，體育活動對于人心理健康的良好效應(yīng)才能得以充分顯示。

自我決定理論在改進健康相關(guān)行為方面，尤其是促進體力活動方面可以起到重要作用。在運動促進領(lǐng)域，基于自我決定理論的干預(yù)方式在于促進人對運動的內(nèi)在興趣和享受。過去研究表明，較強的運動動機可以有效促進鍛煉行為和強度，競爭性、運動活動水平等因素對運動動機有顯著影響。因此，強化學(xué)生參與體育活動的內(nèi)部動機可以促進鍛煉水平并進而提高學(xué)生的心理健康水平，且不同運動習(xí)慣特征的中小學(xué)生參與不同運動項目或者不同運動強度的體育鍛煉時心理效應(yīng)和運動愉悅感會存在差異，不同運動項目的大中學(xué)生運動員的運動動機也有顯著差異。但之前文獻中罕見不同運動項目體育課對不同運動習(xí)慣特征大學(xué)生在運動動機改變上的綜合比較研究。

為了探索運動項目和習(xí)慣對大學(xué)生運動動機影響的交互效應(yīng)，擬基于運動動機和自我決定理論中的基本心理需求理論，選取乒乓球和排球這2 個運動項目體育課進行深入研究。在采集運動動機數(shù)據(jù)的同時也采集與自主需求、能力需求、關(guān)系需求這3 個基本心理需求密切關(guān)聯(lián)的3 種個體運動習(xí)慣特征數(shù)據(jù)(即“運動習(xí)慣”“先前運動經(jīng)驗”“是否有固定球伴”)，并將這些特征因素在數(shù)據(jù)分析中進行綜合考量，從實證研究的角度對以下2 個問題進行探討：(1)大學(xué)生運動動機指標與其所選體育課項目的類別以及大學(xué)生運動習(xí)慣特征數(shù)據(jù)之間是否具有關(guān)聯(lián)性；(2)大學(xué)體育課項目類別和大學(xué)生運動習(xí)慣相關(guān)特征是否會對大學(xué)生運動動機變化帶來差異化影響。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

研究對象的目標總體為運動習(xí)慣穩(wěn)定的大學(xué)生在學(xué)期初和學(xué)期末的運動動機及其變化量。研究樣本來自廣東省某高校公共體育課選項乒乓球和排球的大二男生。對該校大二學(xué)生來說，乒乓球項目的運動強度較低(梅脫值大概為 4)且相對熟悉，而排球項目的運動強度較高(梅脫值大概為 6)且相對不熟悉。根據(jù)G*Power 對所需樣本量的計算，要滿足需要能檢測到的效應(yīng)值差異為0.15、第1 類統(tǒng)計錯誤發(fā)生概率控制為小于0.05，統(tǒng)計效能大于0.85、多變量線性回歸的自變量個數(shù)為10 個的最嚴格條件，所需樣本量至少為63。學(xué)期初發(fā)放前測問卷67 份，回收有效問卷67 份。學(xué)期末發(fā)放后測問卷67 份，去除隨意作答、學(xué)生傷病等因素的問卷，回收實際有效完成問卷64 份（排球課34 份、乒乓球課 30 份）。因此收集的樣本量滿足用G*Power 樣本量計算軟件計算出的樣本量需求。

1.2 測量工具

1)鍛煉行為調(diào)節(jié)問卷-3。

自我決定理論對鍛煉動機的測量使用Markland等提出的以鍛煉行為調(diào)查量表(Behavioral Regulation in Exercise Questionarie，BREQ)為基礎(chǔ)的《鍛煉行為調(diào)節(jié)問卷-3》，包含自我決定理論提出的 6 個動機維度，一共有24 道題。問卷選用5 點計分，計分標準為“完全不符合”記為0，“比較不符合”記為1，“不確定”記為2，“基本符合”記為3，“完全符合”記為4。由于該問卷變量過多，作者提出將鍛煉動機進行匯總計算成1 個單一的自主動機指標計算公式：自主動機程度=3×內(nèi)部動機+2×整合動機+認同調(diào)節(jié)-內(nèi)攝調(diào)節(jié)-2×外在調(diào)節(jié)-3×無動機。該計算結(jié)果的自主動機指標越高，代表該對象的動機自主性越強。朱姣采用此方法，通過實驗發(fā)現(xiàn)自主動機模型的擬合效果達到了理想標準。樊雯針對大學(xué)生群體對該問卷進行了修訂，將具有爭議的第19 題刪除，然后再進行驗證性因素分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)刪除第19 題后的23 題版本擬合結(jié)果更佳，各項合指標均達到了統(tǒng)計學(xué)標準，內(nèi)部一致性達0.81，分半信度達0.88。這說明修訂后的量表信度很好，針對國內(nèi)大學(xué)生的測量將會更準確。

2)鍛煉心理滿足量表。

自我決定理論對運動基本心理需要的測量以Wilson 編制的鍛煉心理滿足量表(Psychological Need Satisfaction in Exercise Scale，PNESE)為代表，該量表包含3 個類目：能力需求、自主需求和關(guān)系需求。該量表依據(jù)3 種需求分為3 個維度，每個維度共有6 道題目，共18 題。采用6 點計分，計分標準為“完全不符合”記為1 分，“完全符合”記為6 分，2～5 的區(qū)間是代表“完全不符合”與“完全符合”之間的不同程度。朱姣等對量表進行中文修訂，修訂量表的內(nèi)部一致性信度達到 0.942，分半信度則為 0.923。陸雯在大學(xué)生群體中驗證了該量表的信效度良好，且3 個維度的內(nèi)部一致性都達到0.90 以上。

1.3 實施過程

研究數(shù)據(jù)采集的實施過程分為3 個階段：前測(學(xué)期初)、干預(yù)(學(xué)期進行中)、后測(學(xué)期末)。對選取的一名作為主測試研究生進行培訓(xùn)，讓其對問卷的各個題目都了解并嚴格按照規(guī)定程序進行，不能擅自更改。在暑假過后的學(xué)期初收集大學(xué)生在運動動機和心理需要方面的基準數(shù)據(jù)，然后在學(xué)期末進行后測，用同樣量表再次收集關(guān)于運動動機和心理需要的數(shù)據(jù)，前后測隔約4 個月。考慮到與運動動機和心理需求變量有密切關(guān)系的因素影響，本研究還搜集學(xué)生的3 種特征信息，即在學(xué)期初的問卷中收集每個學(xué)生的先前運動習(xí)慣信息以及跟所選項目對應(yīng)的先前技巧信息，在學(xué)期末問卷中收集每個學(xué)生在該學(xué)期進行中在所選項目上是否有固定球伴等信息。

1.4 統(tǒng)計分析

研究的統(tǒng)計樣本量由G*Power 樣本量計算軟件得出，統(tǒng)計分析在軟件Stata 16 中完成，并使用統(tǒng)計分析軟件 R 4.1.1 輔助對所有回歸模型的擬合度和統(tǒng)計模型假設(shè)的正確性進行驗證。第 1 部分的分析分別考察學(xué)期初和學(xué)期末的運動動機指標與大學(xué)生各特征變量之間的關(guān)聯(lián)性。鑒于學(xué)期初和學(xué)期末4 種運動動機指標得分可被認為是具有連續(xù)分布的隨機變量，因此可以采用線性回歸模型，以各個運動動機指標作為線性回歸模型的結(jié)果變量，以大學(xué)生各特征變量作為線性回歸模型的預(yù)測變量，探索預(yù)測變量可能的非線性形式及其相互之間交互效應(yīng)的不同組合，確定擬合度最高的線性回歸模型的最終形式，并通過對線性回歸模型最終形式中預(yù)測變量的回歸系數(shù)進行假設(shè)檢驗的方法來對運動動機與大學(xué)生各特征變量之間的關(guān)系進行統(tǒng)計推斷。第2 部分的分析考察運動動機指標從學(xué)期初到學(xué)期末的變化值與大學(xué)生各特征變量之間的關(guān)聯(lián)性。計算出每個學(xué)生在這4 種運動動機指標的變化值(即用學(xué)期末的值減去學(xué)期初的值)，并按排球課和乒乓球課進行分組統(tǒng)計。鑒于這4 種運動動機指標的變化值也可被認為是具有連續(xù)分布的隨機變量，因此依然采用線性回歸模型來對這些運動動機指標的變化值與大學(xué)生各特征變量之間的關(guān)系進行統(tǒng)計推斷。回歸模型涉及的4 個預(yù)測變量均為屬性型變量，因此對這些預(yù)測變量都進行啞變量編碼。將這些屬性型預(yù)測變量各自的基準級別和非基準級別(及模型公式中對應(yīng)該非基準級別的啞變量名稱)列出如下。“課程項目類別”：排球課(基準級別)，乒乓球課(PingPong)。“先前運動習(xí)慣”：一個月1 次及以下(基準級別)，一個月 2～3 次(Exercise1)，每周 1～2 次(Exercise2)，每周3 次及以上(Exercise3)。“先前技巧”：無經(jīng)驗(基準級別)，有經(jīng)驗(Skill)。“學(xué)期中是否有固定球伴”：無固定球伴(基準級別)，有固定球伴(Partner)。

2 結(jié)果與分析

2.1 運動動機和學(xué)生特征的描述性統(tǒng)計

根據(jù)要建立的多變量回歸模型各結(jié)果變量的預(yù)估均值幅度，可以將最小檢測效應(yīng)值差異設(shè)為0.15。在多變量線性回歸模型中有4 個預(yù)測變量，算上需要檢測的交互效應(yīng)，多變量線性回歸模型中最多會有 10個變量(包括交互變量)。表 1 中給出排球課和乒乓球課兩個班學(xué)生在學(xué)期初和學(xué)期末4 項運動動機指標的均值和標準差。表2 中給出這兩個班學(xué)生的3 個特征變量屬性分布情況，以及這3 個特征變量屬性分布在2個班學(xué)生中是否有差異的Pearson卡方統(tǒng)計量假設(shè)檢驗結(jié)果。可以看出，選排球課的學(xué)生在先前水平(P＜0.001)和先前運動習(xí)慣(P=0.041)的分布上和選乒乓球課的學(xué)生有顯著差異(比如，在乒乓球課中有先前乒乓球運動經(jīng)驗的學(xué)生比例比排球課中有先前排球運動經(jīng)驗的學(xué)生比例明顯要高)。

表1 自主動機、能力需求、自主需求、關(guān)系需求指標在學(xué)期初和學(xué)期末的得分情況()

表2 不同運動項目班學(xué)生的特征變量屬性分布情況

2.2 學(xué)期初和學(xué)期末運動動機與大學(xué)生各特征變量之間的關(guān)聯(lián)性

分別將大學(xué)生在學(xué)期初的4 個運動動機指標作為結(jié)果變量(記為Y)，將“體育課項目類別”“先前運動習(xí)慣”和“先前運動水平”作為預(yù)測變量，最終建立的線性回歸模型如公式(1)所示，其中下角標i 表示對應(yīng)于第i 個大學(xué)生，假設(shè)該線性回歸模型滿足“殘差項為彼此獨立的標準正態(tài)分布”的模型假設(shè)。

使用 R 軟件的模型假設(shè)檢測圖(殘差對比擬合值圖和QQ 圖)對這4 個線性回歸模型的模型假設(shè)進行驗證，總體來看未發(fā)現(xiàn)這些線性回歸模型的假設(shè)有明顯問題。

表3 給出這4 個線性回歸模型的擬合結(jié)果。從表3 可以看到，各預(yù)測變量前的回歸系數(shù)均沒有顯著不為 0，這說明在學(xué)期初大學(xué)生的各項運動動機指標與“體育課項目類別”“先前運動習(xí)慣”“先前運動水平”這幾個因素均沒有顯著關(guān)系。

表3 大學(xué)生學(xué)期初的運動動機指標與各特征變量之間的關(guān)聯(lián)性

分別將大學(xué)生在學(xué)期末的4 個運動動機指標作為結(jié)果變量(記為Y)，將“體育課項目類別”“先前運動習(xí)慣”“先前運動水平”和“學(xué)期中固定球伴”作為預(yù)測變量，最終建立的線性回歸模型如公式(2)所示，其中下角標 i 表示對應(yīng)于第 i 個大學(xué)生，假設(shè)該線性回歸模型滿足“殘差項為彼此獨立的標準正態(tài)分布”的模型假設(shè)。

使用 R 軟件的模型假設(shè)檢測圖(殘差對比擬合值圖和QQ 圖)對這4 個線性回歸模型的模型假設(shè)進行驗證，總體來看未發(fā)現(xiàn)這些線性回歸模型的假設(shè)有明顯問題。表4 給出這4 個線性回歸模型的擬合結(jié)果。從表4 可以看到，在控制其他因素的情況下，學(xué)期末所測的4 項運動動機指標的高低均和運動習(xí)慣的好壞呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。比如，在針對每個運動動機指標的線性回歸模型中，β到β的估值都為正值且依次升高，且針對所有運動動機指標的β系數(shù)都顯著不為 0，以及針對自主動機指標和關(guān)系需求指標的β顯著不為0。

表4 大學(xué)生學(xué)期末運動動機指標與各特征變量之間的關(guān)聯(lián)性

2.3 乒乓球課和排球課對不同運動習(xí)慣特征學(xué)生運動動機提升效果的差異

對于每一個學(xué)生，計算每一項運動動機指標體育課干預(yù)導(dǎo)致的學(xué)期初到學(xué)期末的變化量δ。表5 中給出排球課和乒乓球課2 個班學(xué)生4 項運動動機指標的變化量δ 的均值和標準差。

表5 自主動機、能力需求、自主需求、關(guān)系需求干預(yù)前后得分變化量(δ )

分別將大學(xué)生在學(xué)期初的4 個運動動機指標的干預(yù)前后變化量δ 作為結(jié)果變量，將“體育課項目類別”“先前運動習(xí)慣”“先前運動水平”和“是否有固定球友”作為預(yù)測變量，并引入“體育課項目類別”分別和“先前運動習(xí)慣”“先前運動水平”“是否有固定球友”這3 個特征變量之間的交互項來考察不同學(xué)生特征在這2 個不同運動項目體育課中是否會對運動動機指標的變化量產(chǎn)生不同影響。最終建立的線性回歸模型公式如(3)所示，其中下角標 i 表示對應(yīng)于第 i 個大學(xué)生，假設(shè)該線性回歸模型滿足“殘差項為彼此獨立的標準正態(tài)分布”的模型假設(shè)。

使用 R 軟件的模型假設(shè)檢測圖(殘差對比擬合值圖和QQ 圖)對這4 個線性回歸模型的模型假設(shè)進行驗證，總體來看未發(fā)現(xiàn)這些線性回歸模型的假設(shè)有明顯問題。線性回歸模型的參數(shù)估計結(jié)果如表6 所示。

表6 比較不同運動項目體育課的回歸系數(shù)的參數(shù)估計

表6 中與4 個運動動機指標變化量對應(yīng)的這4 個線性回歸模型擬合結(jié)果中顯著不等于0 的所有回歸系數(shù)的量化解釋如下。β：對于先前運動習(xí)慣為一個月運動1 次及以下、無先前排球運動經(jīng)驗、學(xué)期進行中沒有固定球伴的學(xué)生群體來說，其上完一學(xué)期排球課后，4 項運動動機指標均出現(xiàn)顯著下降。其中，自主動機指標平均顯著降低16.028(95%CI：-23.751，-8.306；P≤0.001)，能力需求指標平均降低3.355(95%CI：-4.958，-1.752；P≤0.001)，自主需求指標平均顯著降低3.098(95%CI：-4.509，-1.686；P≤0.001)，關(guān)系需求指標平均顯著降低2.822(95%CI：-4.528，-1.117；P=0.002)。β：對先前運動習(xí)慣為一個月運動1 次及以下、無先前排球運動經(jīng)驗、學(xué)期進行中沒有固定球伴的這個特征的學(xué)生群體來說，上完一學(xué)期乒乓球課比上完一學(xué)期排球課在干預(yù)前后自主動機指標的變化量上平均要顯著高出 16.006(95%CI：4.160，27.851；P=0.009)，在能力需求指標的變化量上平均要顯著高出4.648(95%CI：2.189，7.107；P≤0.001)，在自主需求指標的變化量上平均要顯著高出 3.524(95%CI：1.359，5.690；P=0.002)。

β：在其他因素保持不變的情況下，上完一學(xué)期的排球課后在干預(yù)前后能力需求指標的變化量上，運動習(xí)慣為“一個月運動2～3 次”的特征群體比運動習(xí)慣為“一個月運動1 次及以下”的特征群體平均顯著高出2.885(95%CI：1.170，4.601；P=0.001)；在其他因素保持不變的情況下，上完一學(xué)期排球課后在干預(yù)前后自主需求指標的變化量上，運動習(xí)慣為“一個月運動2～3 次”的特征群體比運動習(xí)慣為“一個月運動1 次及以下”的特征群體顯著高出1.712(95%CI：0.201，3.223；P=0.027)。β：在以上這2 個特征群體的能力需求指標干預(yù)前后變化量的差別上，上完一學(xué)期乒乓球課的學(xué)生比上完一學(xué)期排球課后的學(xué)生平均顯著降低4.538(95%CI：-6.837，-2.239；P≤0.001)；在以上這2 個特征群體的自主需求指標干預(yù)前后變化量的差別上，上完一學(xué)期乒乓球課的學(xué)生比上完一學(xué)期排球課后的學(xué)生平均顯著降低2.822(95%CI：-4.847，-0.797；P=0.007)。β：在其他因素保持不變的情況下，上完一學(xué)期的排球課后在干預(yù)前后能力需求指標的變化量上，運動習(xí)慣為“每周運動1～2 次”的特征群體比運動習(xí)慣為“一個月運動1 次及以下”的特征群體平均顯著高出 2.367(95%CI：0.669，4.065；P=0.007)；在其他因素保持不變的情況下，上完一學(xué)期的排球課后在干預(yù)前后自主需求指標的變化量上，運動習(xí)慣為“每周運動 1～2 次”的特征群體比運動習(xí)慣為“一個月運動1 次及以下”的特征群體平均顯著高出1.555(95%CI：0.060，3.051；P=0.042)。β：在以上這 2 個特征群體能力需求指標干預(yù)前后變化量的差別上，上完一學(xué)期乒乓球課的學(xué)生比上完一學(xué)期排球課后的學(xué)生平均顯著降低3.439(95%CI：-5.557，-1.320；P=0.002)；在以上這2 個特征群體自主需求指標干預(yù)前后變化量的差別上，上完一學(xué)期乒乓球課的學(xué)生比上完一學(xué)期排球課后的學(xué)生平均顯著降低2.465(95%CI：-4.332，-0.599；P=0.011)。

β：在其他因素保持不變的情況下，上完一學(xué)期的排球課后在干預(yù)前后能力需求指標的變化量上，運動習(xí)慣為“每周運動3 次及以上”的特征群體比運動習(xí)慣為“一個月運動1 次及以下”的特征群體平均顯著高出 2.877(95%CI：1.508，4.245；P≤0.001)；在其他因素保持不變的情況下，上完一學(xué)期的排球課后在干預(yù)前后自主需求指標的變化量上，運動習(xí)慣為“每周運動3 次及以上”的特征群體比運動習(xí)慣為“一個月運動 1 次及以下”的特征群體平均要高2.028(95%CI：0.557，3.500；P=0.008)；在其他因素保持不變的情況下，上完一學(xué)期的排球課后在干預(yù)前后關(guān)系需求指標的變化量上，運動習(xí)慣為“每周運動3 次及以上”的特征群體比運動習(xí)慣為“一個月運動1 次及以下”的特征群體平均顯著高出 2.144(95%CI：0.383，3.905；P=0.018)。β：在以上這 2 個特征群體能力需求指標干預(yù)前后變化量的差別上，上完一學(xué)期乒乓球課的學(xué)生比上完一學(xué)期排球課后的學(xué)生平均顯著降低3.876(95%CI：-6.223，-1.529；P=0.002)；在以上這 2個特征群體自主需求指標干預(yù)前后變化量的差別上，上完一學(xué)期乒乓球課的學(xué)生比上完一學(xué)期排球課后的學(xué)生平均顯著降低 3.267(95%CI：-5.334，-1.200；P=0.003)。β：在其他因素保持不變的情況下，上完一學(xué)期排球課后在干預(yù)前后自主動機指標的變化量上，“有固定球伴”的特征群體比“無固定球伴”的特征群體平均顯著高出 9.973(95%CI：1.999，17.947；P=0.015)；在其他因素保持不變的情況下，上完一學(xué)期排球課后在干預(yù)前后自主需求指標的變化量上，“有固定球伴”的特征群體比“無固定球伴”的特征群體平均顯著高出1.695(95%CI：0.237，3.153；P=0.024)。

圖1 給出4 種不同運動習(xí)慣大學(xué)生在學(xué)期初和學(xué)期末能力需求和自主需求指標的變化情況，可以看出，不同運動習(xí)慣大學(xué)生人群運動動機的變化趨勢在2 種不同運動項目體育課中有顯著不同：上過一學(xué)期排球課后相對于運動習(xí)慣好的大學(xué)生，平時基本不怎么運動的大學(xué)生的運動動機出現(xiàn)了明顯下降，而運動習(xí)慣好的大學(xué)生的能力需求和自主需求指標有緩慢上升；上過一學(xué)期乒乓球課后，平時基本不怎么運動的大學(xué)生的能力需求和自主需求指標的上升幅度反而比運動習(xí)慣好的大學(xué)生明顯要大。

圖1 排球課和乒乓球課中不同運動習(xí)慣大學(xué)生的能力需求和自主需求變化

以下評估課程項目類型在解釋運動動機變化量上貢獻率的大小。從公式(3)中的模型中移除了所有跟課程項目類型相關(guān)的預(yù)測變量，并對4 個運動動機指標重新擬合這種簡化后的線性回歸模型如公式(4)所示。

對4 個運動動機指標建立包含課程項目類型變量的模型(3)和不包含課程項目類型變量的模型(4)后，得到線性回歸模型校正決定系數(shù)(adjusted R)的數(shù)值在表7 中列出。可看出，包含課程項目類型變量的線性回歸模型的校正決定系數(shù)大幅高于不包含課程項目類型變量的線性回歸模型(除了在關(guān)系需求指標上之時略有升高外)，這也從另一個角度說明學(xué)生的運動習(xí)慣不能完全解釋運動動機提升，實際上體育課也明顯存在一定貢獻，不同運動項目體育課對大學(xué)生運動動機指標帶來的變化有明顯不同。

表7 用校正決定系數(shù)檢驗體育課類型對運動動機改變的作用情況

3 討論

采集廣東省某高校排球和乒乓球這2 個典型項目公共體育課學(xué)生在學(xué)期初和學(xué)期末的運動動機樣本數(shù)據(jù)，通過多變量線性回歸模型首次驗證大學(xué)生從公共體育課中獲得運動動機提升的效果會受到運動項目和運動習(xí)慣的交互影響。

研究基于所采集的學(xué)期初和學(xué)期末數(shù)據(jù)進一步細化發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生在學(xué)期初的運動動機并沒有和先前運動習(xí)慣(運動頻率)之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，只有學(xué)期末的運動動機才與先前運動習(xí)慣呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，這可能部分歸因于大學(xué)生在暑假期間并沒有保持先前的運動習(xí)慣(比如因沉溺于網(wǎng)絡(luò)游戲而久坐少動)，造成學(xué)期初的運動動機不高且不匹配其之前的運動習(xí)慣。在經(jīng)過一學(xué)期的正常化規(guī)律化學(xué)習(xí)生活后，大學(xué)生才能普遍恢復(fù)其之前的運動習(xí)慣和與之相關(guān)聯(lián)的運動動機。總體而言，研究結(jié)果和前人觀點吻合，即大學(xué)生的運動動機與其運動習(xí)慣之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。另外，之前研究也已證實，大學(xué)生所選體育課類型與大學(xué)生本身特征會交互影響大學(xué)生運動動機的改變趨勢。通過側(cè)重考察大學(xué)生所選的公共體育課運動項目與其運動習(xí)慣特征之間的交互作用，基于所采集的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，對于平時不怎么運動、無先前相關(guān)項目運動經(jīng)驗、且無固定球伴的大學(xué)生，像上排球課這樣相對陌生和高挑戰(zhàn)性的體育課反而會跟大學(xué)生的運動動機減弱相關(guān)聯(lián)。這可能歸因于排球課這種較高難度體育課并不能給這種特征的學(xué)生帶來運動興趣，反而可能帶來挫敗感。研究還發(fā)現(xiàn)在排球課中，具有更好運動習(xí)慣大學(xué)生運動動機(集中在能力需求和自主需求這兩個指標上)的降低值會顯著低于平時不怎么運動的大學(xué)生運動動機降低值，這可能歸因于高挑戰(zhàn)性的排球課給運動習(xí)慣好的大學(xué)生帶來的挫敗感相對于運動習(xí)慣不好的大學(xué)生來說會更小。此外，研究還發(fā)現(xiàn)排球課大學(xué)生中，有固定球伴會比沒有固定球伴更能正面促進學(xué)生的運動動機(集中在自主動機和自主需求這兩個指標上)。與排球課相比發(fā)現(xiàn)，乒乓球課有著以下顯著不同：對于平時不怎么運動、無先前相關(guān)項目運動經(jīng)驗、且無固定球伴的大學(xué)生來說，乒乓球課不會像排球課那樣帶來對這個特征學(xué)生群體運動動機的減弱；而且，乒乓球課對平時不怎么運動的大學(xué)生在運動動機上的正面促進作用反而高于具有更好運動習(xí)慣的大學(xué)生。這個現(xiàn)象可能歸因于難度較低的乒乓球項目能更好調(diào)動平時不怎么運動的大學(xué)生的運動興趣，卻難以對平時運動習(xí)慣好的大學(xué)生的運動動機產(chǎn)生類似的正面影響。

結(jié)合研究結(jié)果，對在大學(xué)中開設(shè)公共體育課提出以下建議：對運動習(xí)慣欠佳的學(xué)生，應(yīng)該鼓勵其參加挑戰(zhàn)性更低或者熟悉程度更高的體育課。否則，上體育課的過程反而會大大降低這些學(xué)生的運動動機。對運動習(xí)慣優(yōu)良的學(xué)生，可以鼓勵其參與挑戰(zhàn)性高或者相對不太熟悉的體育課程。公共體育課教師在開始一學(xué)期的體育課之前，可以對班上選課學(xué)生的運動習(xí)慣做一個摸底調(diào)查，并根據(jù)調(diào)查結(jié)果來合理安排課程的難度和強度。學(xué)校可以探索在公共體育課的選課系統(tǒng)中，增加運動習(xí)慣調(diào)查問卷并依據(jù)調(diào)查結(jié)果和相應(yīng)算法對大學(xué)生選課給出項目匹配建議。大學(xué)生在學(xué)期間假期中，其通常運動習(xí)慣會被打亂，導(dǎo)致大學(xué)生在學(xué)期初的心肺耐力水平和運動動機水平普遍偏低。因此，在學(xué)期初的體育課授課階段應(yīng)盡量采用難度較低的訓(xùn)練方式，避免在大學(xué)生運動習(xí)慣未恢復(fù)前挫傷大學(xué)生的運動動機。

研究局限主要體現(xiàn)在：首先，由于是基于自主選擇體育課的學(xué)生樣本的觀察性研究，因此對不同運動項目體育課的提升效果的結(jié)論不宜作因果性解釋而只宜作相關(guān)性解釋。其次，沒有對大學(xué)生進行長期跟蹤和隨訪，因此所做的關(guān)于運動動機改變的結(jié)論不具有長期性。最后，因研究條件所限且樣本量中等，因此依統(tǒng)計自由度只在回歸模型中引入3 個與運動動機心理需求密切相關(guān)的特征變量，而沒有考察相關(guān)文獻中提到的可能對大學(xué)生運動動機改變造成影響的其他因素。因為上述局限性，期望未來研究能基于大樣本隨機對照實驗進一步深入考察不同類型及教學(xué)方式的公共體育課對不同特質(zhì)大學(xué)生在運動動機促進上的長期影響。

我國大學(xué)生是未來中國特色社會主義現(xiàn)代化建設(shè)的中堅力量。在我國大學(xué)中普遍開設(shè)的公共體育課通常只被視為促進大學(xué)生在大學(xué)緊張學(xué)習(xí)期間進行身體素質(zhì)鍛煉的一種“授人以魚”式的教學(xué)手段，而研究如何能善用這些大學(xué)公共體育課的授課契機，以“因材施教”且“授人以漁”的方式來促進這些未來主要從事腦力勞動的大學(xué)生逐步發(fā)展出保持自身終身體育運動動機，則不管是對大學(xué)生終身“美好生活”的生活目標，還是對其“為祖國健康工作50 年”的工作目標來說，都具有更為深遠的現(xiàn)實意義。