高庆勇

(1.南京体育学院 体育教育与人文学院，江苏 南京 210014；2.江苏省运动与健康工程协同创新中心，江苏 南京 210014)

《健康中国行动(2019-2030年)》提出了“中小学健康促进行动”，涉及提升中小学生在校体育活动时间、营造健康生活环境、加大学校健康教育力度等举措，目的在于改善健康生活质量，促进中小学生健康成长和全面发展。合理的体力活动是提升健康水平的重要因素，在当前大力推进健康中国战略的背景下，如何协调青少年体力活动水平与健康促进的关系，大力提升健康生活质量是一项现实课题。毋庸置疑，久坐行为或过少的体育锻炼会引发青少年肥胖、2型糖尿病、心血管疾病等问题[1-4]。世界卫生组织、美国、加拿大等政府机构和组织建议青少年进行每天不少于60分钟的中等强度以上的体力活动[5-9]。同时，美国健康测量数据显示只有18.4%的青少年达到了活动标准，我国《2014全民健身活动状况调查公报》显示，完成该活动标准的青少年比例也仅为21.2%[10-11]。近年来，围绕提升青少年体力活动和体质健康的问题成为国内外研究的热点，章建成教授通过对中国8所城市的28 648名青少年参加课外体育锻炼的现状及影响因素进行调研，发现影响青少年体育参与体育活动的最重要因素为锻炼兴趣和动机[12]。Zhang et al也证实中学生的内在动机和自我认同感促进其参与课外体育锻炼，认为激发体育参与动机是促进青少年参与体育锻炼的关键[13]。本研究在参考已有成果的基础上，从期望价值模型的研究视角，探索青少年体力活动水平与健康相关生活质量的关系，以期对促进青少年身心全面发展提供参考。

1 研究对象和方法

1.1 研究对象

以青少年体力活动水平与健康相关生活质量的关系为研究对象。在南京市随机抽取8所初中，每所学校随机抽取50名学生，学生覆盖初中三个年级。各班级符合条件的学生均身体无残疾、自愿接受调查。将选取的各班级学生集中到固定教室进行统一问卷发放和填写，共发放调查问卷400份，回收386份，问卷回收率96.5%；剔除无效问卷(未选题超过5项，以及回答问卷明显乱答)24份，回收有效问卷362份，有效率为93.7%。在所有调查的学生中，共有男生187名，女生175名，平均年龄15.24±2.24岁。

1.2 研究视角

期望价值模型(expectancy-value model)有助于我们理解青少年心理动机因素以及由动机所产生的结果。该模型主要涉及青少年学生的成就动机选择，包含相关期望信念(expectancy-related beliefs)和主观任务价值(subjective task values)，期望信念主要指个人为实现不同的任务以及接下来任务表现对个人能力所做的评估，任务价值是指个人针对任务的重要性、实用性和兴趣进行选择[14]。个人期望信念和主观任务价值会决定其成就动机选择，具体路径如图1所示。根据期望价值动机模型，期望信念较高的学生往往在体育课上表现得更为活泼和积极，他们会根据同学和朋友完成任务能力的标准对自我有一定预期，从而影响其动机行为选择。

图1 成就动机期望价值模型[15]

研究证实，学生体育课参与动机与其课后体育锻炼有较强的关联性[16-17]，而有规律的体育锻炼有助于改善青少年的体质健康和心理健康，同时有助于提高青少年的健康相关生活质量[18]。健康相关生活质量(health-related quality of life,HRQOL)通常被用来评估某个人在一段时期内的身体机能、情感问题、交往问题、社会问题等多维因素的表现程度，能够比较准确地量化不同群体的综合健康状况[19]。由于HRQOL的多维性和复杂性，研究者从多维要素对其表现形式进行了验证分析，有学者从心理因素对中学生参与体育锻炼与HRQOL间的重要作用进行了研究，如Standage证明了体育课参与动机有助于提高学生的心理幸福指数[20]，证实了学生体育课堂的参与动机对HRQOL的影响具有重要意义。

本研究基于期望价值模型的视角，对青少年体育课体力活动动机、课外体力活动参与以及日常行为与HRQOL的关系进行探究，并做出以下假设：(1)学生期望信念和任务价值与课外体力活动参与以及HRQOL的各维度之间呈显著性相关；(2)学生课外体力活动与HRQOL的各维度之间显著性相关；(3)学生的期望信念和任务价值可以预测学生的体力活动参与程度；(4)学生的期望信念、任务价值以及体力活动水平可以预测学生的HRQOL。

1.3 研究工具

1.3.1 期望价值量表

期望价值量表是由Eccles&Wigfield(1995)编制，用来测量青少年的期望信念和任务价值[21]。其问卷采用七级李克特量表从1-7分别记分，共包含11个题目，其中5个题目用来测量期望信念，6个题目用来测量任务价值。通过对量表进行验证性因素分析，发现该量表的数据拟合度不能满足结构方程的模型适配度参数要求，吴明隆[22]指出，2/df应小于5尚可接受，小于2为良好，同时要求RMR小于0.05，RMSEA小于0.08，GFI、NFI、RFI、CFI、IFI等值应该大于0.9，才能达到模型的拟合标准。通过AMOS修正指数和标准化负荷进行修正，修正后拟合指数为：2/df=3.818，RMR=0.038,RMSEA=0.079, GFI=0.931，NFI=0.905,RFI=0.898,CFI=0.927,IFI=0.928，基本达到模型适配度参数要求。另外，对该量表的两个维度进行信度测验，测得两个维度的Cronbach’s α为0.856、0.861，量表整体的Cronbach’s α为0.859。以上表明，修正后的量表具有较好的信度和效度。

1.3.2 体育锻炼量表

该量表采用Godin(1985)[23]编制的业余时间体育锻炼量表，受测者需回忆过去一周(7天)空闲时间里平均超过几次15分钟的下列运动：剧烈运动、中等强度运动、微量运动，分别记为a、b、c，根据其消耗的能量代谢基本单位梅脱(又称代谢当量“Metabolic Equivalent of Energy，METs”，是指相对于人体安静状态下机体的代谢率，是运动能量的消耗单位)进行赋值，将体力活动能量消耗总分记为9a+5b+3c。

1.3.3 HRQOL量表

HRQOL量表是由Varni(2001)[24]设计，测试者需要回忆过去一周(7天)健康生活状况，该量表包含23个题目，四个维度分别是身体健康机能(包含8个题目)、同学相处问题(包含5个题目)、情感问题(包含5个题目)、学校问题(包含5个题目)，并采用五级李克特量表从1-5分别记分，并转化为百分制计分。通过对该量表的四个维度进行验证性因子分析，发现该量表的数据拟合度不够理想。通过AMOS修正指数和标准化负荷进行修正，修正后拟合指数为：2/df=1.775，RMR=0.009,RMSEA=0.052,GFI=0.994,NFI=0.988,RFI=0.965,CFI=0.995，达到模型适配度参数要求。另外，对该量表的四个维度进行信度测验，测得四个维度的Cronbach’s α依次为0.807、0.818、0.849、0.799，而量表整体的Cronbach’s α为0.906，表明该量表具有较好的信度和效度。

1.4 问卷测评过程中共同方法变异控制与检验

由于本研究采用的量表为国外研究量表，且测试对象为初中生，因此，测量过程可能存在共同方法变异(“common method variance,CMV”，指使用同类测量工具测量导致的系统性变异，是测量中潜在的效度威胁)[25]。为了减少方法变异带来的不利影响，将翻译稿问卷交与国内外学校体育领域的专家、中学体育教研员以及一线体育教师进行措辞修改，保证了内容的准确性和易于接受性。数据收集过程得到了一线体育教师的帮助，采用班级统一作答的方式，由课题组测试工作人员进行问题讲解，并现场收回，保证数据的可靠性。在数据分析过程中采用Harman单因素检验，结果显示有7个特征值大于1的因子，最大因子的解释变异量为27.27%，小于40%，说明本研究的共同方法变异不显著。

1.5 数据处理

logistic线性回归分析是研究教育现象之间关系的一个重要工具，本研究运用SPSS 22.0和AMOS 21.0对相关数据进行处理和分析。SPSS软件主要是对数据的录入、整理、变量之间的相关性分析以及回归分析。AMOS软件主要是进行验证性因子分析，采用Logistic回归分析进行因素分析，验证回归方程的可靠性，确定量表的结构效度。

2 研究结果与分析

2.1 青少年体力活动水平与健康相关生活质量的描述性相关分析

围绕期望价值量表、体育锻炼量表以及HRQOL量表的覆盖要素，对统计后的数据进行了处理和相关性分析，从期望信念、任务价值、身体机能、情感问题、相处问题、学校问题多个维度，对南京市青少年学生的期望价值动机、课外体育锻炼与HRQOL进行描述性统计与相关分析(见表1)。

从表1可以看出，被调查的南京市青少年学生平均每周业余时间锻炼最少能量消耗为65.6METs，即每周至少参加13次15分钟以上的中等强度体育锻炼或9次15分钟以上大强度体育锻炼。通过对调查的南京市青少年HRQOL的各个维度进行赋分并转换成百分制，得出身体机能(86.64±11.74)、情感问题(80.08±16.74)、相处问题(89.37±13.26)、学校问题(85.22±13.51)4个维度的得分均大于80分，说明被调查对象的HRQOL达到良好。期望价值动机、体育锻炼和HRQOL的相关矩阵显示，期望信念和任务价值对学生业余体育锻炼呈显著性相关(r=0.198～0.323，p<0.01)，期望信念和任务价值对学生HRQOL的身体机能、情感问题、相处问题和学校问题均呈显著性相关(r=0.173～0.638，p<0.01)，原假设1成立。业余体育锻炼对HRQOL的身体机能、情感问题、相处问题均呈显著性相关(r=0.148～0.194，p<0.05)，但是对HRQOL的学校问题显著不相关(r=0.098，p>0.05)，所以，学生业余体育锻炼与HRQOL的部分因素显著性相关，且相关性较低，证明原假设2不成立。

表1 学生期望价值动机、课外体育锻炼与HRQOL的描述性统计与相关分析

体育锻炼期望信念任务价值身体机能情感问题相处问题学校问题体育锻炼1期望信念.323**1任务价值.198**.638**1身体机能.194**.467**.425**1情感问题.163**.369**.344**.598**1相处问题.148*.315**.303**.469**.431**1学校问题.098.275**.173**.457**.479**.502**1M65.603.734.0486.6480.0889.3785.22SD28.280.710.6211.7416.7413.2613.51

注：**表示在 0.01 水平(双侧)上显著相关；*表示在 0.05 水平(双侧)上显著相关；M代表平均值；SD代表标准差

2.2 青少年体力活动水平与健康相关生活质量的logistic回归分析

2.2.1 期望价值动机与体育锻炼的logistic回归分析

有规律的体力活动对于青少年的健康发展至关重要，为检验南京市青少年期望价值动机对体育锻炼参与的预测作用，以期望信念和任务价值为自变量，以体育锻炼为因变量进行logistic回归分析(见表2)。

表2 学生期望价值动机与课外体育锻炼的logistic回归分析

体育锻炼βtR2F期望信念0.3314.553**任务价值-0.014-0.189期望价值动机0.10416.586**

注：**表示在0.01 水平(双侧)上显著相关；*表示在 0.05 水平(双侧)上显著相关

通过表2可以看出，期望价值动机对课外体育锻炼的预测结果R2为0.104，p<0.01,说明期望价值动机对学生体育锻炼参与呈显著正向预测作用，原假设3成立。低水平的体力活动造成个体身体素质普遍下降，期望价值动机变量因素中，期望信念对体育锻炼参与的预测作用最强，其β为0.331，p<0.01，而任务价值对体育参与呈反向预测作用，其β为-0.014，p>0.05。所以，提高学生的期望信念可以有效促进学生体育锻炼参与，引导学生形成正确的课余锻炼价值动机、增加有规律的体力活动是提升青少年健康水平的重要措施。

2.2.2 期望价值动机和体育锻炼对HRQOL的logistic回归分析

为检验南京市青少年学生期望价值动机和课外体育锻炼对健康相关生活质量的预测作用，同时以期望信念、任务价值、体育锻炼为自变量，分别以身体机能、情感问题、相处问题和学校问题为因变量逐步进行分层logistic回归分析(见表3)。

表3 学生期望价值动机、课外体育锻炼与HRQOL的logistic回归分析

因变量自变量βtR2F期望信念0.3224.644**0.24530.717**身体机能任务价值0.2013.008**体育锻炼0.0530.969期望信念0.2443.324**0.15717.609**情感问题任务价值0.1832.583**体育锻炼0.0280.491期望信念0.2242.993**0.12012.858**相处问题任务价值0.1712.368*体育锻炼-0.058-0.984期望信念0.2743.568**0.7607.755**学校问题任务价值-0.003-0.046体育锻炼0.0110.175

注：**表示在 0.01 水平(双侧)上显著相关；*表示在 0.05 水平(双侧)上显著相关

通过表3可以看出，期望信念、任务价值和体育锻炼参与对HRQOL的身体机能、情感问题、相处问题和学校问题回归分析结果R2值分别为0.245，0.157，0.120，0.760，同时p值均小于0.01，表明期望价值动机和体育锻炼参与对学生HRQOL呈正向预测作用，其中对身体机能的预测作用最强，然后依次为情感问题、相处问题和学校问题，原假设4成立。学生身体机能的预测最强的变量因素是期望信念(β=0.322，p<0.01)，然后是任务价值(β=0.201，p<0.01)，最后是体育锻炼(β=0.053，p>0.05)；学生情感问题预测最强的变量因素是期望信念(β=0.244，p<0.01)，然后是任务价值(β=0.183，p<0.01)，最后是体育锻炼(β=0.028，p>0.05)；学生相处问题预测最强的变量因素是期望信念(β=0.224，p<0.01)，然后是任务价值(β=0.171，p<0.05)，最后是体育锻炼(β=-0.058，p>0.05)；学生学校问题预测最强的变量因素是期望信念(β=0.274，p<0.01)，然后是体育锻炼(β=0.011，p>0.05)，最后是任务价值(β=-0.003，p>0.05)。因此，促进学生HRQOL水平提高的关键是提高其期望信念。

3 讨论

3.1 期望价值动机对青少年体力活动的促进作用

期望价值动机作为社会认知理论的重要组成部分，对于青少年体力活动的参与、动机选择和成就行为方面具有重要指导意义[15]。期望价值动机包含期望信念和任务价值，期望信念是指个人为实现不同的任务，并对任务的成功表现所做的预估；任务价值是通过任务的综合评估来影响自身的判断，以激发内在动机的行为。通常一个人的期望信念高时，他的任务价值就会变低，因为往往较高的期望信念会产生更加积极的参与动机，从而导致表现任务价值降低[26]。本研究的logistic回归分析结果表明，期望价值动机对初中生体力活动参与具有正向预测作用(R2=0.104，p<0.01)，其中，期望信念对体育锻炼的预测作用最强，其β为0.331，p<0.01,而任务价值对体力活动参与呈反向预测作用，其β为-0.014，p>0.01。所以，本研究结果与期望价值动机模型相一致，也证明了本研究的假设3成立。

期望信念作为重要的动机因素对于促进中高强度的体力活动呈显著相关[27-31]。如arter et al发现参与者对于自己擅长的活动往往表现出更强的参与欲望，对自我能力的认知比其自身能力更为重要[29]。Zhu et al[30]通过对美国初中生的研究发现，期望信念会直接影响学生体育课的技能成绩，而技能成绩又会影响学生课后体育锻炼参与，所以期望信念会间接影响学生课后体育锻炼参与，但是他认为任务价值对于青少年体育锻炼参与既没有直接效应也没有间接效应。Ping et al[31]通过对美国小学生的研究得出，期望信念对于学生体育课活动参与水平具有显著促进作用，但是对于体育课的价值认识没有表现出显著性关系。本研究结果与国外学者的研究对比发现，期望信念对于青少年学生体力活动具有显著预测作用，而任务价值却没有转化为应有的体力活动行为。究其原因，价值观转化为内在的身体行为受多种因素影响，班级环境、老师和同学等都会对学生的任务价值产生影响，在不同的环境中，任务价值对于体育锻炼的影响效应值也有所差异[32]。所以，在未来研究中，我们要更多地关注班级环境、老师和同学关系对学生运动参与价值观的影响，通过塑造小群体环境来增加对学生体力活动动机行为选择的认识，从而有针对性地促进学生的运动参与，塑造良性健康生活质量。

3.2 日常体力活动对青少年HRQOL的促进作用

测量HRQOL可以作为临床医生、研究人员和教师等选择健康促进策略的重要参考。Selewski et al发现青少年的肥胖与低水平的健康生活质量密切相关，肥胖青少年的身体机能、情感问题、相处问题、学校问题与健康青少年相比有显著性差异[33]。Gcw et al得出许多青少年的体质健康和心理健康受益于积极的、有规律的体力活动参与，而积极的个人生活方式更易于享受高质量的生活[34]。本研究皮尔逊相关分析表明，学生体力活动对HRQOL的身体机能、情感问题、相处问题均呈显著性相关(r=0.148～0.194，p<0.05)，但是对HRQOL的学校问题显著不相关(r=0.098，p>0.05)，所以，学生体力活动与HRQOL的部分因素显著性相关，且相关性较低，证明本研究的原假设2不成立。分析本研究结果产生的原因，可能由于HRQOL的多维特征，其健康结果受到个体心理动机因素、行为因素以及外部环境因素等多种因素的共同影响，不同外界刺激对于HRQOL影响产生的差异程度也不一样[35]。

本研究的logistic回归分析表明，期望价值动机和体育锻炼参与对学生HRQOL呈正向预测作用，R2值分别为0.245，0.157，0.120，0.760，同时p值均小于0.01，证明了原假设4成立。期望价值动机不但有助于学生HRQOL的改善，也有助于促进学生日常的体力活动参与，而体育锻炼有助于提高学生的HRQOL水平，所以，促进学生HRQOL水平提高的关键是提高其体力活动参与动机。Koka et al证实了期望动机在体育课中发挥了重要作用，动机可以提高学生的心理健康水平，并且与HRQOL呈正相关[36]。盛建国等人通过对体育锻炼、自我效能感影响心理健康进行结构方程模型构建，数据显示各变量临界比C.R.>1.96，证实了体育锻炼对于心理健康的促进作用，但是需要自我效能感在其中作为中介变量[37]。另外，外界环境也会对学生体育锻炼和HRQOL产生积极影响，如学校、家庭、社区以及同伴的影响。Bandura[38]认为，家长以及周围环境对于学生行为的影响相比较学校的影响更为显著。因此，为促进学生体育锻炼和HRQOL的提高，不但要激发其参与的动机，也要为其创造良好的外界环境条件,可以构建“学习、家庭、社区”三位一体的体力活动健康教育模式，通过校内、校外多元主体的联动，引导青少年进行积极的体力活动参与，从而全方位、系统性地促进学生体质健康的提升[39]。

3.3 期望价值动机对青少年HRQOL的促进作用

青少年健康相关生活质量(HRQOL)的提升是一项复杂工程，随着经济社会的发展和青少年生活条件的改善，HRQOL更容易受到个体行为、外部环境以及心理动机等多种因素的影响。期望价值动机强调个人信念对身体行为的感知，而身体行为受到心理动机因素的影响，从而影响青少年运动参与行为的选择[21]。计划行为理论指出，行为由意向来决定，意向由态度和主体规范来决定，而态度由信念来决定[40]。期望价值理论和计划行为理论都强调了信念的重要性。Ding et al同样证实了这一观点，他通过期望价值和情境兴趣动机对体育成绩的影响进行探究，发现期望信念和内在价值是技能测验分数变化的主要动机来源[41]。本研究皮尔逊相关性分析表明，期望信念和身体机能、情感问题、相处问题以及学校问题均呈显著性相关，而且logistic回归分析表明，期望信念在期望价值动机和体育锻炼对HRQOL预测作用最强，本研究结果符合期望价值理论和计划行为理论的观点。

期望价值模型同样强调任务价值的重要作用。Stephens et al通过对目标指向、感知能力、兴趣价值、重要性及效用价值之间关系进行探索，发现较高能力知觉和较高任务导向的人们价值感和享受感更高[42]。本研究logistic回归分析表明，任务价值在期望价值动机和一定强度的体力活动对HRQOL预测作用虽然弱于健康信念，但是，对于HRQOL的身体机能、情感问题和相处问题也发挥了重要作用，本研究结果基本符合期望价值模型的标准。同时Eccles et al指出家长的信念和行为以及环境的改变同样会影响青少年的信念、价值和身体行为。所以，促进学生HRQOL的提升不仅要强调个人因素(即期望价值信念)，还应该强调社会环境的作用，通过外在环境影响期望价值动机以促进学生体育锻炼和HRQOL的提升。因此，研究学生心理活动规律和体育参与动机，有助于体育教师或专业指导者创设学生易于支持的环境和个性化的成功标准，使学生建立和保持积极的运动能力感知，以促进学生体育锻炼参与和积极生活方式的养成。

4 结论与建议

4.1 结论

(1)青少年期望价值动机与体力活动以及HRQOL呈显著相关，日常体力活动参与程度对青少年的身体机能、情感问题、相处问题呈显著相关，期望信念和任务价值对青少年业余体育锻炼呈显著相关，青少年的业余体育锻炼与HRQOL的部分因素呈显著相关，但是对学校问题显著不相关。

(2)青少年的期望价值动机对体力活动参与呈正向预测作用，其中，期望信念对体力活动与的预测作用最强，青少年相处问题预测最强的变量因素是期望信念，然后是体育锻炼，而任务价值对体力活动参与呈反向预测作用。

(3)期望价值动机和课外体育锻炼对青少年身体机能、情感问题、相处问题和学校问题呈正向预测作用，其中对身体机能的预测作用最强，然后依次为情感问题、相处问题和学校问题，提高期望信念能力可以促进青少年的体力活动参与和HRQOL水平的提高。

(4)期望信念作为重要的动机因素对于促进中高强度的体力活动显著相关，外界环境也会对学生体育锻炼和HRQOL会产生积极影响，期望价值动机有助于学生HRQOL的改善，促进青少年日常的体力活动参与并提高其HRQOL水平。

4.2 建议

(1)加强对青少年运动期望动机的引导，大力实施核心素养运动能力教育。体育课堂教学要重视学生运动能力的获得，通过开展学生自主选择体育项目的形式，在青少年日常的课程中融入体育学科核心素养相关知识，培养学生感知、评价运动的意识和基本能力，引导学生形成良好的运动习惯，提高学生对健康人生的规划能力。

(2)关注青少年健康行为的养成和体育品德的习得。加强对青少年的健康行为教育，强化体育课堂中的意志、规则、抗挫折等身体素养教育，鼓励青少年积极参与各项体育活动，促进其形成良好的自我管理能力，从而塑造良好的人格素养和健康的生活方式。

(3)强化运动期望信念教育，引导青少年形成正确的课余锻炼价值动机。深入开展对青少年体育课动机的培养，学校、社区、家庭要协同营造良好的体育锻炼环境，共同培养青少年掌握体育知识和运动技术能力的自信心，通过增加有规律的体力活动发展青少年的体育核心素养，提高健康生活质量。