孫曉東，馮文寬，孫 璞

青少年時(shí)期是一個(gè)人身心健康發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期，政府高度重視青少年的體質(zhì)健康，截止2014年，國(guó)家體育總局、教育部先后開(kāi)展了7次青少年體質(zhì)與健康調(diào)研工作，但目前青少年的體質(zhì)健康形式依然嚴(yán)峻。體育鍛煉能夠讓青少年從繁重的學(xué)習(xí)中得到放松，促進(jìn)青少年體魄強(qiáng)健，提高青少年對(duì)于自身健康的滿(mǎn)意感，間接地促進(jìn)自身學(xué)習(xí)的效率，提高學(xué)習(xí)滿(mǎn)意感，最終促進(jìn)青少年的生活滿(mǎn)意感。

主觀幸福感 (subject well-being)指?jìng)€(gè)體對(duì)自己生活質(zhì)量的綜合評(píng)價(jià)[1]，由一般生活滿(mǎn)意度、相對(duì)高水平的積極情感和相對(duì)低水平的消極情感構(gòu)成[2]。鍛煉動(dòng)機(jī)是青少年參與體育鍛煉的重要?jiǎng)恿εc保障因素，對(duì)于青少年堅(jiān)持體育鍛煉具有重要影響，而青少年參與體育鍛煉能夠促進(jìn)其對(duì)于身體健康、學(xué)習(xí)效果以及生活的滿(mǎn)意感，因此，探究青少年體育鍛煉動(dòng)機(jī)與主觀幸福感之間的關(guān)系具有十分重要的意義。

1 研究綜述及假設(shè)提出

1.1 鍛煉動(dòng)機(jī)與鍛煉承諾

動(dòng)機(jī)分為內(nèi)部動(dòng)機(jī)和外部動(dòng)機(jī)，其理論基礎(chǔ)主要包括健康信念模型理論[3]、自我效能理論[4]以及自我決定理論[5]，是人們參加體育鍛煉的原因和動(dòng)力之一。根據(jù) Frederick和Ryan的研究，可將鍛煉動(dòng)機(jī)分為樂(lè)趣動(dòng)機(jī)、能力動(dòng)機(jī)、外貌動(dòng)機(jī)、健康動(dòng)機(jī)和社交動(dòng)機(jī)5個(gè)維度[6]。鍛煉承諾是指渴望與決心繼續(xù)鍛煉參與的一種心理狀態(tài)。 姜媛[7]研究了鍛煉動(dòng)機(jī)對(duì)于大學(xué)生情緒效應(yīng)的影響，結(jié)果表明鍛煉動(dòng)機(jī)對(duì)于大學(xué)生情緒效應(yīng)模型的影響是有效的?；谝陨戏治觯岢霰疚牡难芯考僭O(shè)：①初中生鍛煉動(dòng)機(jī)與鍛煉承諾呈正相關(guān)；②初中生鍛煉動(dòng)機(jī)與主觀幸福感呈正相關(guān)。

1.2 主觀幸福感與鍛煉承諾

主觀幸福感作為積極心理學(xué)研究極其關(guān)注的中心之一,它不僅可以評(píng)估一個(gè)人的生活質(zhì)量,而且可以衡量一個(gè)人的心理健康狀況和心理發(fā)展水平[9]。對(duì)于體育鍛煉與主觀幸福感的研究主要包括：(1)身體鍛煉與主觀幸福感情感維度的研究，主要集中于身體鍛煉對(duì)焦慮和抑郁的作用[10-12]；(2)身體鍛煉與主觀幸福感認(rèn)知維度的研究,集中于身體鍛煉與老年人和特殊人群的一般生活滿(mǎn)意感關(guān)系的研究[13-14]；(3)身體鍛煉與主觀幸福感總貌的研究，兩者之間存在關(guān)系[15]?；谝陨戏治觯岢霰狙芯考僭O(shè)：③初中生鍛煉承諾與主觀幸福感呈正相關(guān)?；阱憻挸兄Z對(duì)于鍛煉動(dòng)機(jī)和主觀幸福感的影響，提出本研究假設(shè)：④初中生鍛煉承諾在鍛煉動(dòng)機(jī)和主觀幸福感之間起中介效應(yīng)。

1.3 運(yùn)動(dòng)友誼

運(yùn)動(dòng)友誼是促進(jìn)青少年鍛煉堅(jiān)持性的外在資源。作為友誼的一種特質(zhì)狀態(tài)，運(yùn)動(dòng)友誼折射了主體從同伴獲得的接納與認(rèn)可、親密感與信任感、陪伴與支持等[32]。運(yùn)動(dòng)友誼存在著多個(gè)包括積極和消極的維度特征[19-20]，影響青少年的運(yùn)動(dòng)動(dòng)機(jī)、運(yùn)動(dòng)技能學(xué)習(xí)等。高巖[25]的研究表明，同伴運(yùn)動(dòng)友誼能夠有效預(yù)測(cè)青少年運(yùn)動(dòng)動(dòng)機(jī)；張歡等[22]的研究表明運(yùn)動(dòng)友誼是鍛煉堅(jiān)持的前因變量,對(duì)鍛煉堅(jiān)持有直接顯著影響。基于上述分析,提出本研究假設(shè)：⑤初中生運(yùn)動(dòng)友誼字鍛煉動(dòng)機(jī)與主觀幸福感之間起調(diào)節(jié)作用。

2 調(diào)查對(duì)象與方法

2.1 調(diào)查對(duì)象

隨機(jī)選取北京市海淀區(qū)、西城區(qū)、東城區(qū)、朝陽(yáng)區(qū)、大興區(qū)、門(mén)頭溝6個(gè)城區(qū)各1所學(xué)校作為調(diào)查學(xué)校，每所學(xué)校發(fā)放問(wèn)卷100份，對(duì)身心健康的600名初中生進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，最終有效問(wèn)卷582份，內(nèi)容主要包括鍛煉動(dòng)機(jī)、主觀幸福感、鍛煉承諾、運(yùn)動(dòng)友誼幾個(gè)變量。

2.2 研究方法

為降低共同方法偏差，本研究采用程序控制和Harman單因素檢驗(yàn)考察施測(cè)的共同方法偏差。(1)程序控制：設(shè)計(jì)問(wèn)卷時(shí)，問(wèn)卷引導(dǎo)語(yǔ)著重標(biāo)注“調(diào)查僅為科研使用”，跟調(diào)查對(duì)象反復(fù)強(qiáng)調(diào)測(cè)試數(shù)據(jù)的保密性和匿名性，以減少社會(huì)稱(chēng)許性行為干擾；在各量表中設(shè)計(jì)反向題項(xiàng)，施測(cè)形式采用現(xiàn)場(chǎng)答疑、當(dāng)場(chǎng)回收；(2)Harman單因素檢驗(yàn)：對(duì)所有題項(xiàng)進(jìn)行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析，有 21個(gè)因子特征根值>1，而且，第1因子解釋變異率為18.462%(<臨界值40%)，表明測(cè)量的共同方法偏差可以接受[23]。

2.3 測(cè)量工具

2.3.1 鍛煉動(dòng)機(jī)量表 參照陳善平(2006)[32]對(duì)Frederick和Ryan 1997年編制的《身體活動(dòng)動(dòng)機(jī)測(cè)量》量表的翻譯與修訂方法，通過(guò)探索性因素分析，建立適合初中生的含有樂(lè)趣動(dòng)機(jī)、能力動(dòng)機(jī)、外貌動(dòng)機(jī)、健康動(dòng)機(jī)、社交動(dòng)機(jī)5個(gè)維度的中文版的“初中生體育鍛煉動(dòng)機(jī)量表”。每個(gè)分量表有3個(gè)題項(xiàng)，共15個(gè)題項(xiàng)。采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，要求調(diào)查者按照感受從“1=沒(méi)有”到“5=非常強(qiáng)烈”進(jìn)行評(píng)分，得分越高，說(shuō)明調(diào)查者的鍛煉動(dòng)機(jī)越強(qiáng)。探索性因素分析表明，測(cè)得各題項(xiàng)偏度絕對(duì)值 0.115～1.124，峰度絕對(duì)值 0.056～1.234，標(biāo)準(zhǔn)差最小值 0.721。總量表的α信度系數(shù)為0.743，分量表的信度系數(shù)α在0.728～0.911之間，說(shuō)明量表的信度佳。驗(yàn)證性因素分析顯示，χ2/df=2.45,NNFI=0.94,CFI=0.91,NFI=0.95,RMSEA=0.06。

2.3.2 主觀幸福感量表 參照陳作松(2007)[25]編制的《高中生主觀幸福感量表》，對(duì)調(diào)查對(duì)象進(jìn)行研究，通過(guò)探索性因素分析，測(cè)得各題項(xiàng)偏度絕對(duì)值 0.165～1.324，峰度絕對(duì)值 0.076～1.574，標(biāo)準(zhǔn)差最小值 0.721?？偭勘淼摩列哦认禂?shù)為0.843，分量表的信度系數(shù)α在0.788～0.921之間，說(shuō)明量表的信度佳。驗(yàn)證性因素分析顯示，χ2/df=2.88，NNFI=0.91,CFI=0.92,NFI=0.92,RMSEA=0.05。

2.3.3 鍛煉承諾量表 參照陳善平(2006)[26]修訂的測(cè)量工具，編制《初中生鍛煉承諾量表》，通過(guò)探索性因素分析，測(cè)得各題項(xiàng)偏度絕對(duì)值0.236～1.564，峰度絕對(duì)值0.086～1.674，標(biāo)準(zhǔn)差最小值 0.821。該量表包括5個(gè)維度，總量表的信度系數(shù)α為0.913，各分量表的信度系數(shù)α在0.681～0.922之間，說(shuō)明量表的信度好。通過(guò)驗(yàn)證性因素分析，χ2/df=2.68,NNFI=0.96,CFI=0.91,NFI=0.94,RMSEA=0.07。

2.3.4 運(yùn)動(dòng)友誼量表 參照韓桂鳳(2011)[27]編制的《青少年運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量量表》，對(duì)調(diào)查對(duì)象進(jìn)行研究，通過(guò)探索性因素分析，測(cè)得各題項(xiàng)偏度絕對(duì)值 0.221～1.724，峰度絕對(duì)值 0.056～1.362，標(biāo)準(zhǔn)差最小值 0.624。該量表包括5個(gè)維度，總量表的信度系數(shù)α為0.901，各分量表的信度系數(shù)α在0.761～0.932之間，說(shuō)明量表的信度好。通過(guò)驗(yàn)證性因素分析，χ2/df=2.89,NNFI=0.92,CFI=0.93,NFI=0.95,RMSEA=0.08。

2.4 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)及處理

運(yùn)用SPSS20.0和AMOS20.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析、信效度檢驗(yàn)及回歸分析，并進(jìn)行中介效和調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)，顯著性水平取α=0.05。

3 結(jié)果與分析

3.1 變量間的相關(guān)分析

從表1可以看出，初中生鍛煉動(dòng)機(jī)與鍛煉承諾呈顯著正相關(guān)(r=0.148，P<0.01)，初中生鍛煉動(dòng)機(jī)與運(yùn)動(dòng)友誼呈顯著正相關(guān)(r=0.212，P<0.01)，初中生鍛煉承諾與運(yùn)動(dòng)友誼呈顯著正相關(guān)(r=0.414，P<0.01)，滿(mǎn)足進(jìn)行中介效應(yīng)、調(diào)節(jié)效應(yīng)的前提條件[28]。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析(n=582)

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001

3.2 初中生鍛煉動(dòng)機(jī)、主觀幸福感及鍛煉承諾回歸分析

本研究采用多元復(fù)回歸分析法來(lái)研究初中生鍛煉動(dòng)機(jī)、主觀幸福感及鍛煉承諾之間的關(guān)系，可以減少第一型錯(cuò)誤的發(fā)生概率，并可以采用后續(xù)檢驗(yàn)對(duì)任一預(yù)測(cè)變量對(duì)任一因變量的獨(dú)特貢獻(xiàn)值進(jìn)行評(píng)估[29]。通過(guò)計(jì)算，本研究所有的方差膨脹系數(shù)均小于4，說(shuō)明自變量之間無(wú)共線(xiàn)性。德賓-沃森檢驗(yàn)(D-W檢驗(yàn))結(jié)果均在1.2～2.4之間，說(shuō)明自變量之間無(wú)自我相關(guān)。

從表2可以看出，鍛煉動(dòng)機(jī)能夠預(yù)測(cè)主觀幸福感，但預(yù)測(cè)能力較弱，R2僅為0.001，具體看來(lái)，外貌動(dòng)機(jī)(β=0.375,P<0.001)>健康動(dòng)機(jī)(β=0.342,P<0.001)>能力動(dòng)機(jī)(β=0.110,P<0.01)；鍛煉承諾能夠預(yù)測(cè)主觀幸福感，但預(yù)測(cè)能力較弱，R2僅為0.003，具體看來(lái)，承諾(β=0.136，P<0.001)>樂(lè)趣(β=0.014)；鍛煉動(dòng)機(jī)能夠預(yù)測(cè)鍛煉承諾，但預(yù)測(cè)能力較弱，R2僅為0.02，具體看來(lái)，健康動(dòng)機(jī)(β=0.149,P<0.01)>能力動(dòng)機(jī)(β=0.138,P<0.01)>樂(lè)趣動(dòng)機(jī)(β=0.011)。

表2 初中生鍛煉動(dòng)機(jī)、主觀幸福感和鍛煉承諾的回歸分析

注：*表示P<0.05;**表示P<0.01;***表示P<0.001

3.3 鍛煉承諾的中介效應(yīng)分析

本研究采用Hayes[30]編制的SPSS宏(http://www.afhayes.com)，通過(guò)抽取2 000個(gè)樣本估計(jì)中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間，進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。如果中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間不包括0，表示中介效應(yīng)顯著；反之，則表示中介效應(yīng)不顯著。本研究的中介效應(yīng)檢驗(yàn)控制了年齡、性別、城區(qū)等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。

表3 鍛煉承諾在鍛煉動(dòng)機(jī)和主觀幸福感之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)的回歸分析

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001，以上變量均經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化處理后帶入回歸方程

3.3.1 中介效應(yīng)檢驗(yàn)的回歸分析 從表3可以看出，鍛煉動(dòng)機(jī)能夠顯著正向預(yù)測(cè)鍛煉承諾(β=0.148,P<0.001)；當(dāng)鍛煉動(dòng)機(jī)和鍛煉承諾同時(shí)預(yù)測(cè)主觀幸福感時(shí)，兩者具有正向預(yù)測(cè)作用，鍛煉動(dòng)機(jī)具有顯著正向預(yù)測(cè)作用(β=0.036,P<0.001)，鍛煉承諾具有顯著正向預(yù)測(cè)作用(β=0.010,P<0.001)；同理，從表3可以看出，鍛煉動(dòng)機(jī)與鍛煉承諾對(duì)正性情感、負(fù)性情感、生活滿(mǎn)意感、學(xué)習(xí)滿(mǎn)意感以及身體滿(mǎn)意感的預(yù)測(cè)作用，鑒于篇幅原因，在此不再陳述。

3.3.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)的Bootstrap分析 從表4 可以看出，鍛煉承諾產(chǎn)生的間接總效應(yīng)的Bootstrap 95%置信區(qū)間不含0值，說(shuō)明，鍛煉承諾的在鍛煉動(dòng)機(jī)和主觀幸福感之間存在顯著的中介效應(yīng)。由于鍛煉動(dòng)機(jī)對(duì)于主觀幸福感的直接效應(yīng)顯著，因此，鍛煉承諾在鍛煉動(dòng)機(jī)和鍛煉承諾之間起部分中介作用。

從表5可以看出，鍛煉承諾產(chǎn)生的總間接效應(yīng)地Bootstrap 95%置信區(qū)間不含0值,說(shuō)明鍛煉承諾在鍛煉動(dòng)機(jī)和正性情感之間存在顯著的中介效應(yīng)，可以解釋正性情感43.1%的變異。同理，從表5可以看出鍛煉承諾對(duì)負(fù)性情感、學(xué)習(xí)滿(mǎn)意感起顯著中介作用，而鍛煉承諾對(duì)生活滿(mǎn)意感、身體滿(mǎn)意感不起中介作用，鑒于篇幅原因，在此不再陳述。

表4 對(duì)鍛煉承諾在鍛煉動(dòng)機(jī)與主觀幸福感之間中介效應(yīng)檢驗(yàn)的Bootstrap分析

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001，以上變量均經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化處理后帶入回歸方程

表5 鍛煉承諾在鍛煉動(dòng)機(jī)與主觀幸福感(各維度)之間中介效應(yīng)檢驗(yàn)的Bootstrap分析

續(xù)表5

影響路徑標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)值占總效應(yīng)之比/%Boot標(biāo)準(zhǔn)誤95%置信區(qū)間下限上限顯著性5.總效應(yīng)0.210.050.0130.463?? 直接效應(yīng)-0.05727.140.03-0.0860.241 總間接效應(yīng)-0.15372.860.01-0.2570.235 鍛煉動(dòng)機(jī)…鍛煉承諾…身體滿(mǎn)意感-0.15372.860.01-0.2570.235

3.4 運(yùn)動(dòng)友誼的調(diào)節(jié)作用分析

從表6可以看出，初中生的運(yùn)動(dòng)友誼與鍛煉動(dòng)機(jī)(ΔR2=0.002,P<0.05)交互項(xiàng)的R2變化量達(dá)到了顯著水平，說(shuō)明初中生運(yùn)動(dòng)友誼調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在。具體看來(lái)，初中生運(yùn)動(dòng)友誼與能力動(dòng)機(jī)(ΔR2=0.029,P<0.01)的交互項(xiàng)的R2變化量達(dá)到了顯著水平，說(shuō)明初中生運(yùn)動(dòng)友誼調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在，能力動(dòng)機(jī)每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，運(yùn)動(dòng)友誼對(duì)主觀滿(mǎn)意感的斜率會(huì)增加0.043個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。同理，從表6可以看到運(yùn)動(dòng)友誼對(duì)外貌動(dòng)機(jī)、健康動(dòng)機(jī)、樂(lè)趣動(dòng)機(jī)、社交動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)作用，鑒于篇幅原因，在此不再陳述。說(shuō)明運(yùn)動(dòng)友誼在初中生鍛煉動(dòng)機(jī)與主觀幸福感之間起調(diào)節(jié)作用，且調(diào)節(jié)作用的強(qiáng)度依次為：能力動(dòng)機(jī)>健康動(dòng)機(jī)>外貌動(dòng)機(jī)>樂(lè)趣動(dòng)機(jī)>社交動(dòng)機(jī)。

表6 初中生鍛煉動(dòng)機(jī)(各維度)、運(yùn)動(dòng)友誼和主觀幸福感的分層回歸分析結(jié)果

續(xù)表6

動(dòng)機(jī)預(yù)測(cè)變量BSEβR2ΔR24.樂(lè)趣動(dòng)機(jī)第一步0.047??樂(lè)趣動(dòng)機(jī)0.511??0.0980.212??運(yùn)動(dòng)友誼0.039?0.0170.094?第二步0.050??0.003??樂(lè)趣動(dòng)機(jī)0.510???0.0980.212???運(yùn)動(dòng)友誼0.037?0.0190.089?樂(lè)趣動(dòng)機(jī)×運(yùn)動(dòng)友誼0.0030.0130.0115.社交動(dòng)機(jī)第一步0.023??社交動(dòng)機(jī)0.267??0.0760.145??運(yùn)動(dòng)友誼0.039?0.0170.093?第二步0.026??0.003??社交動(dòng)機(jī)0.268??0.0760.146??運(yùn)動(dòng)友誼0.038?0.0180.092?社交動(dòng)機(jī)×運(yùn)動(dòng)友誼0.0010.0090.0056.鍛煉動(dòng)機(jī)第一步0.005?鍛煉動(dòng)機(jī)0.032?0.0240.056?運(yùn)動(dòng)友誼0.036?0.0180.086?第二步0.007?0.002?鍛煉動(dòng)機(jī)0.0250.0240.044運(yùn)動(dòng)友誼0.045?0.0190.109?鍛煉動(dòng)機(jī)×運(yùn)動(dòng)友誼0.004?0.0030.066?

注：*表示P<0.05;**表示P<0.01;***表示P<0.001

4 討 論

4.1 變量間相關(guān)性分析

鍛煉動(dòng)機(jī)是運(yùn)動(dòng)員參與體育鍛煉的內(nèi)在動(dòng)力，對(duì)于初中生的鍛煉參與以及鍛煉堅(jiān)持具有促進(jìn)作用，進(jìn)而影響初中生的鍛煉效果，最終促進(jìn)初中生身體以及心理等方面的健康效益。從表1可以看出，初中生鍛煉動(dòng)機(jī)與鍛煉承諾呈顯著正相關(guān)(r=0.148，P<0.01),證明假設(shè)1成立，與前人研究結(jié)論一致[8]；鍛煉動(dòng)機(jī)與主觀幸福感呈顯著正相關(guān)(r=0.037，P<0.01),證明假設(shè)2成立，與前人研究結(jié)論一致[18]；鍛煉承諾與主觀幸福感呈顯著正相關(guān)(r=0.015，P<0.05),證明假設(shè)3成立，與前人研究結(jié)論一致[16-17]。因此，鍛煉動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾、主觀幸福感三個(gè)變量之間存在顯著正相關(guān)性，這就為探究變量之間的中介效應(yīng)以及調(diào)節(jié)作用提供了基礎(chǔ)。

4.2 鍛煉承諾的中介效應(yīng)

由前述相關(guān)性分析可知，初中生鍛煉承諾與鍛煉動(dòng)機(jī)以及主觀幸福感之間存在顯著性相關(guān)，為進(jìn)一步分析鍛煉承諾的中介效應(yīng)提供了基礎(chǔ)，通過(guò)運(yùn)用Bootstrapping法對(duì)鍛煉承諾的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，鍛煉承諾在鍛煉動(dòng)機(jī)與主觀幸福感之間起部分中介效應(yīng)，證明研究假設(shè)4是正確的。具體看來(lái)，鍛煉承諾對(duì)初中生主觀幸福感的3個(gè)維度起中介效應(yīng)，分別是正性情感、負(fù)性情感以及學(xué)習(xí)滿(mǎn)意感。即鍛煉動(dòng)機(jī)是通過(guò)鍛煉承諾這一中介變量來(lái)影響主觀幸福感這一變量，促進(jìn)了學(xué)生主觀幸福感的提高。

4.3 運(yùn)動(dòng)友誼的調(diào)節(jié)作用

由表1可知，初中生運(yùn)動(dòng)友誼與鍛煉動(dòng)機(jī)以及主觀幸福感之間存在顯著正相關(guān)，為探究運(yùn)動(dòng)友誼的調(diào)節(jié)效應(yīng)提供基礎(chǔ)。本研究采用分層回歸分析，對(duì)這種調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果表明，初中生運(yùn)動(dòng)友誼在鍛煉動(dòng)機(jī)和主觀幸福感之間起調(diào)節(jié)作用，證明假設(shè)5是正確的。具體看來(lái)，運(yùn)動(dòng)友誼對(duì)于鍛煉動(dòng)機(jī)5個(gè)維度都存在調(diào)節(jié)作用，且調(diào)節(jié)作用的強(qiáng)度依次為：能力動(dòng)機(jī)>健康動(dòng)機(jī)>外貌動(dòng)機(jī)>樂(lè)趣動(dòng)機(jī)>社交動(dòng)機(jī)。

4.4 本研究的意義與局限

本研究對(duì)初中生鍛煉動(dòng)機(jī)與主觀幸福感之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，探討了兩者之間的相關(guān)性問(wèn)題，并且進(jìn)一步探究了鍛煉承諾在兩者之間的中介效應(yīng)，明晰了兩者之間的實(shí)現(xiàn)路徑，為進(jìn)一步分析影響兩者關(guān)系的因素，考察了運(yùn)動(dòng)友誼的調(diào)節(jié)作用，為提高初中生鍛煉積極性以及鍛煉效果的滿(mǎn)意感提供參考。盡管如此，本研究尚存在一定不足，并未對(duì)不同性別、年級(jí)的初中生進(jìn)行分類(lèi)探究，這需要下一步繼續(xù)研究。

5 結(jié)論及建議

5.1 結(jié) 論

(1)初中生鍛煉動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾、運(yùn)動(dòng)友誼、主觀幸福感之間存在顯著性正相關(guān)。即鍛煉動(dòng)機(jī)與鍛煉承諾、運(yùn)動(dòng)友誼、主觀幸福感之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系；鍛煉承諾與運(yùn)動(dòng)友誼、主觀幸福感之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系；運(yùn)動(dòng)友誼與主觀幸福感之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，為探究變量的中介效應(yīng)及調(diào)節(jié)作用奠定基礎(chǔ)。

(2)鍛煉承諾在初中生鍛煉動(dòng)機(jī)與主觀幸福感之間起部分中介效應(yīng)，說(shuō)明鍛煉動(dòng)機(jī)對(duì)主觀幸福感的效用部分是通過(guò)鍛煉承諾來(lái)起作用的，為今后進(jìn)行干預(yù)提供了新的視角；鍛煉承諾對(duì)主觀幸福感起中介作用，其中主要涉及的是主觀幸福感的3個(gè)維度，即正性情感、負(fù)性情感以及學(xué)習(xí)滿(mǎn)意感。

(3)運(yùn)動(dòng)友誼在初中生鍛煉動(dòng)機(jī)和主觀幸福感之間起調(diào)節(jié)作用，即運(yùn)動(dòng)友誼在鍛煉動(dòng)機(jī)影響主觀幸福感的路徑中起到部分調(diào)節(jié)作用，這為今后設(shè)計(jì)干預(yù)方案提供了新的思路及視角；運(yùn)動(dòng)友誼主要調(diào)節(jié)鍛煉動(dòng)機(jī)的5個(gè)維度，各維度調(diào)節(jié)作用的強(qiáng)度依次為：能力動(dòng)機(jī)>健康動(dòng)機(jī)>外貌動(dòng)機(jī)>樂(lè)趣動(dòng)機(jī)>社交動(dòng)機(jī)。

5.2 建 議

(1)為提高初中生的主觀幸福感，建議加強(qiáng)初中生的鍛煉動(dòng)機(jī)，促進(jìn)初中生主觀幸福感的提升；在初中生的鍛煉過(guò)程中，注重培養(yǎng)初中生的鍛煉承諾，進(jìn)一步增強(qiáng)初中生參加健身鍛煉的渴望與決心，有助于初中生主觀幸福感的提升；運(yùn)動(dòng)友誼是初中生健身鍛煉的重要?jiǎng)恿?，?duì)于初中生主觀幸福感的提升具有重要意義，因此，建議在初中生健身鍛煉過(guò)程中，進(jìn)一步開(kāi)發(fā)初中生的運(yùn)動(dòng)友誼，促進(jìn)初中生主觀幸福感的提升。

(2)鑒于鍛煉承諾對(duì)主觀幸福感的中介效應(yīng)，建議通過(guò)激發(fā)初中生的健身鍛煉動(dòng)機(jī)、提高初中生的自我效能以及提高初中生的健身鍛煉效果來(lái)增強(qiáng)初中生的鍛煉承諾，最終促進(jìn)初中生的主觀幸福感。

(3)建議學(xué)校及體育教師，針對(duì)初中生運(yùn)動(dòng)友誼的特點(diǎn)，開(kāi)展針對(duì)性的教學(xué)措施，培養(yǎng)初中生的運(yùn)動(dòng)友誼，促進(jìn)初中生主觀幸福感的提升。