青少年自主體育鍛煉相關變量的結構關系模型構建

陳金鰲，張 林，劉紅存，郭建強

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

青少年自主體育鍛煉相關變量的結構關系模型構建

陳金鰲1，2，張 林2，劉紅存1，郭建強1

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

運用相關量表對16～19歲青少年自主體育鍛煉的心理需求、自我決定動機、鍛煉滿意度和幸福愉悅感進行測量，構建各相關變量間的結構關系模型。結果發(fā)現(xiàn)：1）以青少年自主體育鍛煉相關變量構建的結構關系模型成立；2）青少年心理需求對內部動機和外部動機均有正向影響，對缺乏動機有負向影響；其中，對內部動機影響最大的是自主性，對外部動機影響最大的是關系感；3）青少年內部動機對鍛煉滿意度有正向影響，外部動機和缺乏動機對鍛煉滿意度均無影響；4）青少年鍛煉滿意度對幸福愉悅感有正向影響；其中，放松和心理滿意度對幸福愉悅感的影響最大，其次是社會和生理滿意度，而教育和審美滿意度對幸福愉悅感均無影響。

青少年；體育鍛煉；心理需求；自我決定動機；鍛煉滿意度；幸福愉悅感

16～19周歲的青少年正處于樹立健康觀念，篤實體質基礎，養(yǎng)成終身體育習慣的黃金期。然而，近年來，我國青少年的身體素質處于持續(xù)下降態(tài)勢，引起了政府和社會的廣泛關注。促進青少年自主體育鍛煉行為并使之養(yǎng)成規(guī)律運動的習慣，無疑是有效提高青少年體質健康水平的關鍵。

自我決定是指人們有自主選擇和決定行為的能力與機會，而非由外在壓力、義務或脅迫驅使產生個體行為，其原型是內部決定動機。根據自我決定理論，規(guī)律參與體育鍛煉習慣的形成主要依賴于由運動經驗轉化而成的內部決定動機，而行為動機則源自個體對基本需求得以滿足的渴望。人最基本的3種心理需求分別是自主性、勝任感和關系感［16］。自主性即是個體出于自我意愿而對行為進行取舍與決定的空間；勝任感意指行為主體對自身應付外界需求的自我能力的感知；關系感即個體在與團隊成員緊密聯(lián)系時，自身所感應到的群體歸屬感，且集體關懷下的溫暖與支持能促進個人在逆境中面對挑戰(zhàn)的心理承受力［16］。個體所感知的自主性、勝任感和關系感可作為對所受社會環(huán)境支持或阻礙的區(qū)分，將自我決定動機分為內部動機、外部動機以及缺乏動機3類，內外環(huán)境均能影響行為主體對自身決定動機的調節(jié)。個體整合自身的能力越強，則內化與調節(jié)自我動機的能力就越強，行為也更具自我決定性［16］。

鍛煉滿意度是青少年在從事體育鍛煉時產生的正向知覺或感受。班杜拉認為，個體對某一行為的滿意度是決定該行為是否繼續(xù)行使的重要指標［13］。鍛煉滿意度和動機均是以心理需求為起點，當個人信念和參與鍛煉的預期結果失去平衡時，目標和動機都會降低；若參與體育鍛煉能夠獲得正面回饋，則有助于增強其自我參與的動機及后續(xù)鍛煉行為。不同的自我決定動機形態(tài)對行為主體得到的正向感受、滿意度均有重要影響。當動機形態(tài)是較高自我決定程度的內部動機時，個體一般會有較高的滿意度與正向感受；而對于較低自我決定程度的外部動機形態(tài)，個體的情緒可能不受顯著影響；負向感受則往往在缺乏動機時出現(xiàn)，其結果又將影響個體后續(xù)行為的發(fā)生［2，20］。

幸福愉悅感是體育鍛煉后，人在心靈上獲得的愉快、滿足和幸福感。相關研究表明，幸福愉悅感對體育鍛煉參與具有積極作用，且幸福愉悅感是長期參與規(guī)律鍛煉的主要預測因子［3，15］。

基于此，以自我決定理論為基礎，構建16～19周歲青少年自主參與體育鍛煉的心理需求、自我決定動機、鍛煉滿意度、幸福愉悅感等相關變量的結構關系模型，并驗證提出的變量間假設關聯(lián)及模型整體適配程度，以期為有效促進青少年積極參與體育運動，養(yǎng)成自主鍛煉習慣提供參考。

1 研究對象與方法

1.1 樣本來源

在蘇南城區(qū)隨機選取6所高級中學進行分層抽樣，對身心健康的16～19歲青少年發(fā)放調查問卷，內容主要包括：心理需求、自我決定動機、鍛煉滿意度和幸福愉悅感。發(fā)放問卷共630份，剔除無效問卷后得到610份有效問卷，有效回收率96.8%。

1.2 研究模型

構建青少年自主體育鍛煉相關變量結構關系模型［4］，如圖1所示，并對各變量間的潛在關系提出研究假設，再用調研樣本的數據進行模型擬合度驗證。圖中箭頭所示H1～H7代表兩變量之間假設的關聯(lián)性。

H1：心理需求會正向影響內部動機。

H2：心理需求不會影響外部動機。

H3：心理需求會負向影響缺乏動機。

H4：內部動機會正向影響鍛煉滿意度。

H5：外部動機不會影響鍛煉滿意度。

H6：缺乏動機會負向影響鍛煉滿意度。

H7：鍛煉滿意度會正向影響幸福愉悅感。

1.3 測量工具

1.3.1 心理需求量表

參照于春艷（2013）［9］對Wilson和Rogers等人（2006）編制的“PNSE量表”（Psychological Need Satisfaction in Exercise Scale）［21］的翻譯與修訂方法，通過探索性因素分析，建立了適合我國青少年的含有勝任感、自主性、關系感共3個向度的中文版“體育鍛煉心理需求量表”，每個分量表各有5題，共計15個題項。以Likert 7級評分法記分，要求受訪者按重視程度分別從“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”進行評分，得分越高，表示自主性/勝任感/關系感越高，反之則越低。驗證性因素分析顯示，有3個特征值＞1的因子，KMO＝0.863（P＜0.01），各因子負荷量＞0.78，可解釋的變異量分別為53.96%、15.32%、12.81%，因子解釋的總變異量為82.67%，即量表效度佳；內部一致性檢驗結果顯示，3個分量表“自主性、勝任感、關系感”的信度系數Cronbach’s α 分別為：0.90、0.93、0.95，總量表為0.92，即量表信度佳。

1.3.2 自我決定動機量表

為衡量青少年在體育鍛煉中不同程度的自我決定動機，將Markland和Tobin編制的“體育鍛煉行為調節(jié)量表（BREQ-2）”［18］翻譯并修訂為含有內部動機、外部動機、缺乏動機共3個向度19個條目的中文版“體育鍛煉自我決定動機量表”［8］。以Likert 7級評分法記分，要求受訪者按重視程度分別從“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”進行評分，得分越高，表示相應的動機越強，反之則越弱。驗證性因素分析顯示，有3個特征值＞1的因子，KMO＝0.897（P＜0.01），各因子負荷量大于0.67，可解釋的變異量分別為37.65%、13.19%、10.06%，因子解釋的總變異量為75.14%，即量表效度佳；內部一致性檢驗結果顯示，3個分量表“內部動機、外部動機、缺乏動機”的信度系數 Cronbach’s α 分別為：0.88、0.86、0.78，總量表為0.81，即量表信度佳。

1.3.3 鍛煉滿意度量表

為衡量青少年體育鍛煉的滿意度，將Beard和Ragheb編制的“休閑滿意度量表”［14］翻譯并修訂為含有心理、生理、社會、放松、教育、審美共6個向度24個條目的中文版“體育鍛煉滿意度量表”［10，11］。以Likert 7級評分法記分，要求受訪者按重視程度分別從“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”進行評分，得分越高，表示相應的滿意度越高，反之則越低。驗證性因素分析顯示，有6個特征值＞1的因子，KMO＝0.850（P＜0.01），各因子負荷量大于0.80，可解釋的變異量介于49.12%～8.53%，因子解釋的總變異量為83.75%，即量表效度佳；內部一致性檢驗結果顯示，6個分量表“心理、生理、社會、放松、教育、審美”的信度系數Cronbach’s α 分別為：0.91、0.89、0.86、0.87、0.85、0.83，總量表為0.90，即量表信度佳。

1.3.4 幸福愉悅感量表

為衡量青少年體育鍛煉的幸福愉悅感，參考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“運動愉悅感量表”［19］，以幸福愉悅感為向度，建立了適合我國青少年的含有5個條目的中文版“體育鍛煉幸福愉悅感量表”［22］。以Likert 7級評分法記分，要求受訪者按重視程度分別從“1＝完全不同意”至“7＝完全同意”進行評分，得分越高，表示幸福愉悅感越強，反之則越弱。驗證性因素分析顯示，有1個特征值＞1的因子，KMO＝0.802（P＜0.01），因子負荷量大于0.63，解釋的變異量為75.28%，即量表效度佳；內部一致性檢驗結果顯示，量表的信度系數 Cronbach’s α 為：0.88，即量表信度佳。

1.4 數據統(tǒng)計及處理

采用SPSS 19.0軟件對數據進行因子分析、信度分析、描述性統(tǒng)計分析以及方差分析；采用AMOS 22.0軟件對數據進行驗證性因子分析和結構方程模型分析檢驗研究假設，并驗證模型的整體適配程度；顯著性水平取 α＝0.05。

2 研究結果

2.1 描述性統(tǒng)計結果

抽取的610份青少年樣本各變量的得分情況見表1，其中，心理需求以自主性得分最高，為5.05±1.21，其次是關系感，勝任感得分最低；自我決定動機以內部動機得分最高，為4.56±1.35，其次是外部動機，缺乏動機得分最低；鍛煉滿意度以放松得分最高，為4.43±1.28，其次是心理、社會、生理、教育、審美；樣本整體的幸福愉悅感得分為4.15±1.08。

表1 青少年自主體育鍛煉相關變量得分情況Table 1 Scores of Variables Related to Independent Physical Exercise of Adolescents

2.2 結構關系模型擬合驗證

基于青少年樣本獲得的數據，對構建的結構關系模型進行擬合度驗證。運用結構方程模型（SEM）探索各級潛變量間的關系［6］，并采用MLE法（Maximum Likelihood Estimation）來計算模型參數。由驗證性因素分析的相關指標可以評價模型的擬合性：χ2/df 越接近1越好（＜2良好，＜3合理）；RMSEA、SRMR越接近0越好（＜0.05優(yōu)良，＜0.08良好）；GFI、AGFI、NFI、TLI、CFI 及 IFI 等指標越接近1，擬合性越好；若這些指標＞0.90，則表示數據支持構念假設。

結果顯示，因子載荷的絕對值皆＞0.5，驗證性因素分析各個指標的數值見表2。根據結構關系模型的擬合標準，擬合優(yōu)度指數 χ2/df ＜2，SRMR與RMSEA皆＜0.05，AGFI、GFI、TLI、NFI、IFI和CFI皆＞0.9而＜1，表明本研究模型的適配性良好，可以接受。

表2 結構關系模型擬合指標Table 2 Fit Indices of Structural Relationship Model

采用結構方程模型的路徑系數β（標準化）和通過Bootstrap抽樣法（95%置信區(qū)間水平上，自抽樣1 000次）得到的CR值（t 值）來驗證研究假設。關于心理需求對自我決定動機不同維度的影響，由圖2可知：心理需求對內部動機有明顯的正向影響（β＝0.90，t＝9.94，P＜0.05），研究假設H1成立；心理需求對外部動機有明顯的正向影響（β＝0.52，t＝7.01，P＜0.05），研究假設H2不成立；心理需求對缺乏動機有明顯的負向影響（β＝-0.41，t＝-5.39，P＜0.05），研究假設H3成立；關于自我決定動機不同維度對鍛煉滿意度的影響，由圖2可知：內部動機對鍛煉滿意度有明顯的正向影響（β＝0.83，t＝10.02，P＜0.05），研究假設H4成立；外部動機對鍛煉滿意度無明顯影響（β＝0.11，t＝0.78，P＞0.05），研究假設H5成立；缺乏動機對鍛煉滿意度無明顯影響（β＝0.09，t＝0.36，P＞0.05），研究假設H6不成立；關于鍛煉滿意度對幸福愉悅感的影響，由圖2可知：鍛煉滿意度對幸福愉悅感有明顯的正向影響（β＝0.45，t＝6.72，P＜0.05），研究假設H7成立。

圖2 結構關系模型擬合示意圖 （* P＜0.05）Figure 2. Sketch Diagram of Structural Relationship Model Fitting

圖3 心理需求不同維度與動機關系模型擬合示意圖 （* P＜0.05）Figure 3. Model Fitting of Relationship between Different Dimensions of Psychological Needs and Motivation

圖4 鍛煉滿意不同維度與幸福愉悅感關系模型擬合示意圖 （* P＜0.05）Figure 4. Model Fitting of Relationship between Different Dimensions of Exercise Satisfaction and Sense of Euphoria

為進一步探討心理需求不同維度對內部動機和外部動機的影響，另構建如圖3的結構關系模型，結合圖中χ2/ df、RMSEA、SRMR、AGFI、GFI、NFI、TLI、CFI和IFI等模型擬合指標的數值，判斷模型適配性較好，可以接受。模型的路徑系數β（標準化）結果顯示：對內部動機影響最大的是自主性（β＝0.93，P＜0.05），其次是關系感（β＝0.85，P＜0.05）和勝任感（β＝0.80，P＜0.05）；對外部動機影響最大的是關系感（β＝0.56，P＜0.05），其次是自主性（β＝0.45，P＜0.05）和勝任感（β＝0.42，P＜0.05）。

為進一步探討鍛煉滿意不同維度對幸福愉悅感的影響，另構建如圖4的結構關系模型，結合圖中χ2/df、RMSEA、SRMR、AGFI、GFI、NFI、TLI、CFI和IFI等模型擬合指標的數值，判斷模型適配性較好，可以接受。模型的路徑系數β（標準化）結果顯示：對幸福愉悅感影響最大的是放松滿意度（β＝0.56，P＜0.05），其次是心理和社會滿意度，影響最小的是生理滿意度（β＝0.27，P＜0.05），而教育滿意度（β＝0.06，P＞0.05）和審美滿意度（β＝-0.02，P＞0.05）均對幸福愉悅感無明顯影響。

3 分析與討論

以青少年自主體育鍛煉的心理需求、自我決定動機、鍛煉滿意度、幸福愉悅感等4項變量為基礎構建結構關系模型，并對各變量相互間的潛在關系提出H1～H7的研究假設。通過量表測評，運用AMOS統(tǒng)計軟件對所獲得的青少年樣本數據進行結構關系模型擬合度的驗證，考察各潛在變量間假設的關聯(lián)性。

研究發(fā)現(xiàn)，構建的青少年自主體育鍛煉相關變量的結構關系模型的擬合度較好，且研究假設中所提出的各項潛變量之間的關系驗證結果顯示：1） 青少年心理需求對內部動機具有明顯的正向影響，表明鍛煉者的自我決定動機會隨著自主性、勝任感、關系感等需求的逐漸滿足而相應提升；反之，當心理需求滿足不了時，則會導致自我決定動機降低，進而影響后續(xù)鍛煉行為的發(fā)生。朱姣等人也觀察到心理需求的滿足能夠促進青少年的自主鍛煉動機［12］，而本研究更進一步證實，心理需求有利于維持并激發(fā)內部動機，且自主性對內部動機的影響最大。從兩者的測量變量上分析，說明青少年在自我情感、態(tài)度和功能上的選擇自由，對其參與體育鍛煉的趣味感、吸引力、成就感以及能力體驗均有較大幫助，提示，只有充分尊重青少年自身的意愿，才能有效提高其在鍛煉過程中的良好感受與體認。此外，還顯示關系感對內部動機的影響略高于勝任感，提示在團隊合作的體育活動中，青少年通過與同伴互相交流溝通所引發(fā)的集體歸屬感與從屬感，對提升參與體育鍛煉內部動機的效果，并不亞于個體主觀上對自身運動能力與行為的認知感。葉麗琴等人也發(fā)現(xiàn)，自我決定動機可藉由自主性及勝任感進行正向預測［8］。因此，增強青少年對體育的自主性、勝任感和關系感，有助于內在鍛煉動機的提高。2） 青少年心理需求對外部動機有明顯的正向影響，而過去曾有文獻報道，心理需求對外部動機有負向影響［8］。進一步從本研究中心理需求不同維度對外部動機的影響結果來看，關系感對外部動機的影響最大。故分析認為，當個體在鍛煉行為過程中與他人有所聯(lián)結，并獲得群體從屬感和歸屬感的滿足時，能夠自我激發(fā)期望受到外部接納與認同的鍛煉動機［5］，進而產生后續(xù)行為。3） 青少年心理需求對缺乏動機均具有明顯的負向影響。以往針對青年運動員的研究報道也顯示，個人內心對運動訓練的渴望或需求水平越低，參與運動訓練意愿的缺乏程度就會越高［7］。

自我決定動機與鍛煉滿意度關系的結果顯示，1） 青少年的內部動機對鍛煉滿意度具有明顯的正向影響。這表明，當鍛煉者的自我決定動機型態(tài)是以內部動機為主要特征時，其體現(xiàn)出的滿意度較高。由此可見，與外在環(huán)境因素的強迫、干預或誘導相比，運動項目本身蘊含的豐富內容、趣味化練習方式以及活力感受等，更容易提高青少年對體育活動的滿意度，進而有助于養(yǎng)成自主參與體育鍛煉的習慣。2） 青少年的外部動機和缺乏動機這兩種自我決定動機型態(tài)對鍛煉滿意度均無明顯影響。與本研究結果不同，陳彥宏在大學生休閑動機與滿意度的關系中發(fā)現(xiàn)，外在規(guī)范（即：外部動機）和無動機（即：缺乏動機）皆與休閑滿意各維度呈顯著性負相關［1］。分析認為，即便個體對鍛煉本身及結果不在意或受外界因素制約而參與鍛煉，但伴隨這種鍛煉機會和次數的不斷累積，盡管外部動機和缺乏動機不如內部動機引發(fā)鍛煉滿意的程度高，鍛煉者也依然可以從體育活動中體會到鍛煉帶來的一部分健康效益，而不會對鍛煉滿意度造成負面影響。

結果還顯示，個體鍛煉滿意度對幸福愉悅感有明顯的正向影響，說明青少年從身體鍛煉中獲得的正面情緒或滿足感越強，越能體會到快樂、放松的感受，其對自身生活質量的整體性評估也就越積極［1］。研究進一步發(fā)現(xiàn)，對幸福愉悅感影響最大的是放松和心理滿意度，最小的是生理滿意度，無明顯影響的是教育、審美滿意度。分析認為，青少年人群普遍肩負著繁重的學業(yè)，尤其是面臨高考競爭的16～19歲高中生，在來自家庭和學校的雙重壓力下，極易產生煩躁易怒、緊張不安、焦慮失眠以及神經衰弱等負面情緒，故在體育鍛煉過程中，他們更容易在心理壓力降低和情緒放松上得到滿足，其次才是同伴交流和體質健康上的滿足。因此，針對學校體育，在課程內容及教學方式的設計上，首先應重點關注體育鍛煉對青少年心理健康水平的輔助改善與提高效用，將游戲性和趣味性充分融入到運動項目之中；其次，關注團隊合作性質的體育活動對青少年社群交往能力的發(fā)展；最后，依據青少年身體素質發(fā)展的自然規(guī)律，在體育活動中科學合理地安排鍛煉強度、鍛煉頻率和鍛煉時間。

4 結論與建議

4.1 結論

1.對青少年自主體育鍛煉的心理需求、自我決定動機、鍛煉滿意度以及幸福愉悅感等相關變量構建的結構關系模型成立。

2. 青少年心理需求對內部動機和外部動機均有正向影響，對缺乏動機有負向影響；其中，對內部動機影響最大的是自主性，對外部動機影響最大的是關系感。

3. 青少年內部動機對鍛煉滿意度有正向影響，外部動機和缺乏動機對鍛煉滿意度均無影響。

4.青少年鍛煉滿意度對幸福愉悅感有正向影響；其中，放松和心理滿意度對幸福愉悅感的影響最大，其次是社會和生理滿意度，而教育和審美滿意度對幸福愉悅感均無影響。

4.2 建議

1.切實關注青少年對體育鍛煉的多維心理需求，尊重他們自主鍛煉的意愿，通過開展團隊合作性的體育活動來培養(yǎng)他們的歸屬感與從屬感，以提高青少年積極參與體育鍛煉的內在動機。

2.盡量避免外在環(huán)境因素對體育鍛煉的強迫、干預或誘導，而應更多地通過鍛煉內容與練習方式的多元化來提高青少年在體育活動中的暢快感與滿意度，以使他們最終養(yǎng)成自主參與體育鍛煉的習慣。

3. 在課程內容及教學方式的設計上，首先應重點關注體育鍛煉對青少年心理健康水平的輔助改善與提高效用，將游戲性和趣味性充分融入到運動項目之中；其次，關注團隊合作性質的體育活動對青少年社群交往能力的發(fā)展；最后，依據青少年身體素質發(fā)展的自然規(guī)律，在體育活動中科學合理地安排鍛煉強度、鍛煉頻率和鍛煉時間。

［1］ 陳彥宏.大學生休閑動機、休閑滿意度與主觀幸福感的關系［D］.成都：四川師范大學，2008.

［2］ 馮玉娟，毛志雄.高中生身體活動意向和行為的促進策略：自我決定動機對TBP的貢獻［J］.體育科學，2014，34（8）：64-69.

［3］ 郭文，曹蕾，陳志鵬.不同運動干預對體質健康突出問題大學生體質健康、運動愉悅感與規(guī)律運動的影響［J］.武漢體育學院學報，2012，46（3）：91-96.

［4］ 金青云.休閑體育參加者的休閑動機與主觀幸福感的關系［J］.體育學刊，2011，18（5）：31-37.

［5］ 梁青，杜江.青少年運動員群體規(guī)范對團隊認同影響初探［J］.沈陽體育學院學報，2016，35（6）：54-58.

［6］ 林嵩.結構方程模型原理及AMOS應用［M］.武漢：華中師范大學出版社，2008：108-112.

［7］ 孫國曉，張力為.自我決定動機影響運動員心理疲勞：橫向與縱向研究的證據［J］.體育科學，2013，33（7）：21-28.

［8］ 葉麗琴，葉麗珠.自我決定理論在健身運動領域之驗證［J］.大專體育學刊，2012，14（2）：188-196.

［9］ 于春艷.中老年人健身運動心理需求滿足感量表初步修訂［J］.體育科學，2013，33（7）：88-96.

［10］ 張曉秋，易芳.小學高年級學生休閑參與、休閑阻礙與休閑滿意度的關系［J］.沈陽體育學院學報，2013，32（4）：69-74.

［11］ 趙俊紅，方敏.城市居民休閑體育參與和休閑體育滿意度與生活質量的關系［J］.體育與科學，2013，34（4）：112-115.

［12］ 朱姣，殷小川.重要他人的自主支持感與青少年鍛煉行為的關系——基于自我決定理論［J］.中國運動醫(yī)學雜志，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

國家社會科學基金項目 （13BTY014）。

陳金鰲 ，男， 副教授，在讀博士研究生，研究方向為體力活動促進模式與評價，Tel：（0519）86330312，E-mail：437126472@qq.com。

1. 常州大學 體育學院，江蘇 常州 213164；2. 蘇州大學體育學院，江蘇 蘇州 215021

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