青少年户外运动动机对运动坚持性的影响：运动氛围的中介作用

刘微娜，周成林，孙 君

青少年户外运动动机对运动坚持性的影响：运动氛围的中介作用

刘微娜1，周成林2，孙 君2

鉴于户外运动对青少年教育和发展的重要性，提高青少年户外运动的坚持性将吸引越来越多的关注。采用探索性因素分析和验证性因素分析对自行编制的【青少年户外运动动机量表】、【青少年户外运动氛围量表】和【青少年户外运动坚持性量表】进行严格的信、效度检验，然后采用逐步回归分析对运动动机、运动氛围和运动坚持性间的关系进行检验。结果表明，3个量表都具有可靠的信、效度，可以作为测量青少年户外运动动机、运动氛围和运动坚持性的有效工具；青少年户外运动氛围（人际关联、自然关联和信息获取）在运动动机（自我突破、能力、自主选择和个人投入）对运动坚持性的预测中均起部分中介作用。

青少年；户外运动；运动动机；运动氛围；运动坚持性；中介作用

1 前言

近十年我国中学生体质调查结果显示，中学生体质呈下降趋势。从全国看，它会影响到21世纪中华民族整体素质的提高；从社会角度看，它还会产生一系列的社会问题。对此，国家有关部门已高度重视，并采取了措施。虽然如此，中学生体质下降的现象却始终没有扭转，在一些地区还有更加严重的趋势。“阳光体育”即是基于学生体质急剧下降的背景所提出的。这是中国青少年教育发展史上一项惠及2.7亿青少年学生体质健康的极具里程碑意义的群众性体育运动［23］。“阳光体育”是阳光教育的一种表现形式，也是一种先进的教育理念，通过阳光体育教育，能够使青少年学生重返大自然，沐浴阳光，锻炼身体，增进身心健康，回归体育本真［26］。

通过对发达国家青少年教育体系的比较和研究可以发现，以各类户外运动为主要内容的教育形式是这些国家青少年教育的重要组成部分［25］。广义的户外运动指人类在山河、湖海等自然环境及其他所有户外环境中开展的各类活动的总称；狭义的户外运动则指青少年群体有计划、有组织地开展以亲身实践为主要形式的，以包括定向越野、郊游、野外露营、野外生存能力训练（包括搭建帐篷、生火做饭、急救护理、危机处理）、野外物种及自然知识的学习与考察、各类体能拓展（包括一些极限运动）为主要内容的，在自然环境中开展的各类青少年教育活动［7］。

共青团中央宣传部副部长操学诚指出，大力开展户外运动是促进青少年全面发展的重要战略选择。张雅杰等研究发现，户外运动对青少年网络成瘾有较好的干预治疗作用［24］。鉴于户外运动对青少年教育和发展的重要性，提高青少年户外运动的坚持性将会吸引越来越多的关注。

锻炼坚持性指有规律地进行身体锻炼的锻炼者继续参与身体锻炼，是人们能长期自觉且有规律的参加体育锻炼的一种个人行为［22］。有研究发现，参加“阳光体育”的运动动机与锻炼坚持性间显著相关［8］。体育锻炼动机是指人们参与和维持体育锻炼行为的心理动力［6］，是体育锻炼行为的直接原因［9］。另有研究表明，锻炼氛围也是影响锻炼坚持性的重要因素［17，19］。锻炼氛围是指个体周围的人参加体育锻炼的情况以及个体所接触到的与体育有关的媒体信息。锻炼氛围具有导向性、辐射的功效［11］，良好的运动氛围对于学生参与课余锻炼有着重要的意义，能够激发起不同层次学生参与课余锻炼的积极性［17］。由此可见，运动动机和运动氛围都对运动坚持性具有预测作用；同时，运动动机对运动氛围也有影响作用［10，44］，这满足了中介效应的评判标准。鉴于此，本研究旨在编制青少年户外运动动机、运动氛围和运动坚持性量表，并在此基础上以Deci和Ryan于1985年所提出的自我决定理论（Self－Determination Theory，SDT）为依据（该理论认为，行为调节越接近内部动机和认同调节，人们的锻炼意向就越高，参与锻炼的时间也就越长［32］），探讨运动氛围在运动动机与运动坚持性间的中介作用，以期为青少年户外运动动机、运动氛围和运动坚持性提供有效的测量工具，并为三者间的关系构建清晰的模型框架。

2 研究方法

2.1 受试

2.1.1 问卷编制样本

本部分研究通过网络问卷形式募集到参与户外运动的青少年244人，对其参与户外运动动机、运动氛围和运动坚持性进行初步调查。剔除无效问卷21份，有效率为91.39%。在223份有效问卷中，男生受试为136人（60.99%），女生受试为87人（39.01%）；受试年龄范围11～20岁，平均年龄为16.8岁（SD＝2.2）；受试教育程度包括小学生13人（5.83%），初中生53人（23.77%），高中生157人（70.40%）；受试参与的户外运动类型包括水上运动64人（28.70%），定向运动52人（23.32%），滑板39人（17.49%），徒步38人（17.04%），攀岩21人（9.42%）和登山9人（4.04%）。

2.1.2 问卷调查样本

本部分研究通过网络问卷形式募集到参与户外运动的青少年680人，对其参与户外运动动机、运动氛围和运动坚持性进行正式调查。剔除无效问卷23份，有效率为96.62%。在657份有效问卷中，男生受试为307人（46.73%），女生受试为350人（53.27%）；受试年龄范围10～21岁，平均年龄为17.2岁（SD＝3.4）；受试教育程度包括小学生203人（30.90%），初中生238人（36.22%），高中生216人（32.88%）；受试参与的户外运动类型包括定向运动213人（32.42%），徒步179人（27.24%），极限运动70人（10.65%），登山48人（7.31%），模型40人（6.09%），滑板34人（5.18%），水上运动31人（4.72%），轮滑23人（3.50%）和野营19人（2.89%）。

2.2 测量工具

【青少年户外运动动机量表】含4个分量表，即自我突破、能力、自主选择和个人投入，共计16个项目。受试要对每一陈述进行作答，根据李克特5点记分法，从“1”（完全没有）到“5”（非常强烈）。

【青少年户外运动氛围量表】含5个分量表，即人际关联、自然关联、信息获取、人际阻碍和条件阻碍，共计17个项目。受试要对每一陈述进行作答，根据李克特5点记分法，从“1”（完全不同意）到“5”（非常同意）。

【青少年户外运动坚持性量表】含6个项目。探索性因素分析表明，该问卷是一个单维结构，累积方差解释率达到了64.455%，各个项目均有较大的因子负荷。受试要对每一陈述进行作答，根据李克特5点记分法，从“1”（完全不同意）到“5”（非常同意）。

探索性因素分析和验证性因素分析均表明，上述3个量表都具有可靠的信、效度。

2.3 统计分析

采用探索性因素分析对初始问卷进行项目筛选和因子提取，该过程通过SPSS 15.0统计软件完成；采用验证性因素分析对量表信、效度进行检验，并采用逐步回归分析检验运动动机、运动氛围和运动坚持性之间的关系，该过程通过EQS 6.1统计软件完成［29］。

3 研究结果

3.1 量表的编制——探索性因素分析结果

3.1.1 【青少年户外运动动机量表】

首先对由35个项目组成的初始问卷进行KMO和Bartlett球形检验。KMO＝0.893，＞0.6；Bartlett＝1 230.046，P＜0.001，表明此问卷适合做因子分析。采用主成分分析法（最大方差正交旋转法）对问卷进行探索性因素分析，抽取特征值大于1的因子共4个，可解释总变异量的59.838%。删除载荷小于0.40的项目以及在2个因素上载荷相近的项目，每删除一次项目重做一次因素分析，最后保留16个项目。4个因子分别命名为自我突破、能力、自主选择和个人投入。

3.1.2 【青少年户外运动氛围量表】

首先对由29个项目组成的初始问卷进行KMO和Bartlett球形检验。KMO＝0.796，＞0.6；Bartlett＝911.520，P＜0.001，表明此问卷适合做因子分析。采用主成分分析法（最大方差正交旋转法）对问卷进行探索性因素分析，抽取特征值大于1的因子共5个，可解释总变异量的59.341%。删除载荷小于0.40的项目以及在2个因素上载荷相近的项目，每删除一次项目重做一次因素分析，最后保留17个项目。5个因子分别命名为自然关联、人际关联、信息获取、人际阻碍和条件阻碍。

3.1.3 【青少年户外运动坚持性量表】

首先对由10个项目组成的初始问卷进行KMO和Bartlett球形检验。KMO＝0.869，＞0.6；Bartlett＝660.156，P＜0.001，表明此问卷适合做因子分析。采用主成分分析法对问卷进行探索性因素分析，抽取特征值大于1（λ＝3.867）的因子只有1个（无须进行正交旋转），可解释总变异量的64.455%。删除载荷小于0.40的项目，每删除一次重做一次因素分析，最后保留6个项目，因子载荷分别为0.813、0.744、0.639、0.551、0.502、0.438。

3.2 量表的信效度检验——验证性因素分析结果

3.2.1 量表的信度

采用克隆巴赫（Cronbach’s Alpha）一致性系数分别检验每一量表各分量表的信度指数。其中，【青少年户外运动动机量表】一致性系数范围从0.64～0.85，平均值0.71；【青少年户外运动氛围量表】一致性系数范围从0.62～0.83，平均值0.72；【青少年户外运动坚持性量表】一致性系数为0.85（表1）。上述结果表明，3个量表都具有可接受的内部一致性。

表1 本研究各分量表的内部一致性系数一览表

3.2.2 量表的效度

在验证性因素分析（CFA）的框架内，通过对协方差结构分析的迭代程序，根据Mardia［36］的标准化系数，得到了样本的多变量峰度值：【青少年户外运动动机量表】的峰度值为53.85，【青少年户外运动氛围量表】的峰度值为59.90，【青少年户外运动坚持性量表】的峰度值为14.55。由表2可知，3个量表样本数据都得到了显著的χ2值：【青少年户外运动动机量表】：χ2＝248.184，P＜0.001，χ2／df＝2.53；【青少年户外运动氛围量表】：χ2＝175.219，P＜0.001，χ2／df＝1.61；【青少年户外运动坚持性量表】：χ2＝36.402，P＜0.01，χ2／df＝4.04。【青少年户外运动动机量表】和【青少年户外运动坚持性量表】的NNFI值超过0.90，【青少年户外运动氛围量表】的NNFI值超过了0.95；3个量表的CFI值都超过0.95。虽然【青少年户外运动坚持性量表】的RMSEA值和【青少年户外运动动机量表】的90%CI值都超过了0.05，但仍然小于0.08；其余的RMSEA值、90%CI值和SRMR值都小于0.05。上述结果表明，3个量表都具有令人满意的拟合优度。

表2 本研究各分量表的拟合优度一览表（n＝657）

为进一步确认量表的结构效度，又对量表各因子的相关关系进行了检验。如表3和表4所示，【青少年户外运动动机量表】和【青少年户外运动氛围量表】各因子间相关除“信息获取”和“人际阻碍”外，都达到了显著性水平，但均未超过0.70［45］。其中，【青少年户外运动动机量表】的因子相关系数范围从0.19～0.63，平均值为0.42；【青少年户外运动氛围量表】的因子相关系数范围从0.06～0.57，平均值为0.27。上述结果表明，两量表各自的因子分别测量了青少年户外运动动机和运动氛围的独特结构。

3.3 运动氛围在运动动机与运动坚持性间的中介作用

采用Baron和Kenny所提出的三步判定中介作用的标准来检验运动氛围的中介效应：1）因变量对自变量进行回归分析，回归系数要达到显著性水平；2）中介变量对自变量进行回归分析，回归系数要达到显著性水平；3）因变量同时对自变量和中介变量进行回归分析，中介变量的回归系数要达到显著性水平，自变量的回归系数要减小［28］。然后分两种情况来判断完全中介与部分中介：当自变量的回归系数减小到不显著水平时，说明中介变量起到完全中介作用；当自变量的回归系数减小，但仍达到显著水平时，说明中介变量只起到部分中介作用（即自变量一方面通过中介变量影响因变量，同时也直接对因变量起作用）。运用逐步回归分析方法，分别以运动动机的4个维度为自变量，运动氛围的5个维度为中介变量，运动坚持性为因变量的中介作用，检验结果如图1～图4所示。

表3 【青少年户外运动动机量表】各因子的相关一览表

表4 【青少年户外运动氛围量表】各因子的相关一览表

图1 自我突破的中介模型

图2 能力的中介模型

从图1可以看出，自我突破对运动坚持性的β值为0.654（P＜0.001），对运动坚持性的预测效果显著；自我突破对运动氛围5个维度的预测效果均都显著；满足了中介效应检验的前2个条件。接着分别把自我突破和运动氛围各维度同时进入回归模型以后，自我突破对运动坚持性的β值分别下降到0.566（人际关联）、0.488（自然关联）、0.586（信息获取）、0.648（人际阻碍）和0.641（条件阻碍），5个维度均仍达到显著性水平；相应的运动氛围β值除“条件阻碍”（β＝－0.063，P＞0.05）未达到显著性水平外，其余4个维度均达到显著性水平；同时整体的R2解释变异量增加了12.5%。上述结果表明，同时以自我突破和运动氛围作为自变量，能比只有自我突破的情况下更好地预测运动坚持性。运动氛围除“条件阻碍”外，其余4个维度在自我突破对运动坚持性的预测中均起部分中介作用。

图3 自主选择的中介模型

图4 个人投入的中介模型

从图2可以看出，能力对运动坚持性的β值为0.504（P＜0.001），对运动坚持性的预测效果显著；除“人际阻碍”（β＝－0.032，P＞0.05）外，能力对运动氛围其余4个维度的预测效果均显著；满足了中介效应检验的前2个条件。接着分别把能力和运动氛围各个维度同时进入回归模型以后，能力对运动坚持性的β值分别下降到0.388（人际关联）、0.322（自然关联）、0.262（信息获取）和0.491（条件阻碍），此4个维度均仍达到显著性水平；相应的运动氛围的β值均达到显著性水平；同时整体R2解释变异量增加了11.5%。上述结果表明，同时以能力和运动氛围为自变量，比只有能力的情况下更好地预测了运动坚持性。运动氛围除“人际阻碍”外，其余4个维度在能力对运动坚持性的预测中均起部分中介作用。

从图3可以看出，自主选择对运动坚持性的β值为0.417（P＜0.001），对运动坚持性的预测效果显著；自主选择对运动氛围5个维度的预测效果均都显著；满足了中介效应检验的前两个条件。接着分别把自主选择和运动氛围的各维度同时进入回归模型以后，自主选择对运动坚持性β值分别下降到0.285（人际关联）、0.227（自然关联）、0.323（信息获取）、0.407（人际阻碍）和0.397（条件阻碍），5个维度均仍达到显著性水平；相应的运动氛围β值除“人际阻碍”（β＝－0.057，P＞0.05）未达到显著性水平外，其余4个维度均达到显著性水平；同时整体R2解释变异量增加了7.8%。上述结果表明，同时以自主选择和运动氛围为自变量，比只有自主选择的情况下更好地预测了运动坚持性。运动氛围除“人际阻碍”外，其余4个维度在自主选择对运动坚持性的预测中均起部分中介作用。

从图4可以看出，个人投入对运动坚持性的β值为0.327（P＜0.001），对运动坚持性的预测效果显著；个人投入对运动氛围的5个维度的预测效果均显著；满足了中介效应检验的前2个条件。接着分别把个人投入和运动氛围的各维度同时进入回归模型以后，个人投入对运动坚持性β值分别下降到0.274（人际关联）、0.231（自然关联）、0.240（信息获取）、0.361（人际阻碍）和0.350（条件阻碍），5个维度均仍达到显著性水平；相应的运动氛围β值均达到显著性水平；同时整体的R2解释变异量增加了9.9%。上述结果表明，同时以个人投入和运动氛围为自变量，能比只有个人投入的情况下更好地预测运动坚持性。运动氛围所有的5个维度在个人投入对运动坚持性的预测中均起部分中介作用。

4 分析与讨论

4.1 量表的编制及信、效度检验

【青少年户外运动动机量表】由自我突破、能力、自主选择和个人投入4个维度构成。“自我突破”动机指参与运动是为了发掘自身潜能和体验自我实现，该维度源自Pelletier等［40］编制的【体育运动动机量表】（Sport Motivation Scale）的“刺激体验”维度和Markland等［37］编制的《锻炼动机问卷－2》（Exercise Motivation Inventory－2）的“挑战”维度。“能力”动机指参与运动是希望获得新技能和提高自身能力，该维度源自自我决定理论的“能力需要”和Ryan和Frederick［42］修订的【身体活动动机测量量表】（Motives for Physical Activities Measure－Revised）的“能力”维度及Mallett等［35］修订的【体育运动动机量表－6】（Sport Motivation Scale－6）的“认同”维度。“自主选择”动机指参与运动是从自身和活动本身的吸引力出发，该维度源于自我决定理论的“自主需要”及运动承诺理论的“参与选择”要素。“个人投入”是个人投入到体育运动中且停止体育锻炼不能得到恢复的个人资源，通常包括个人在锻炼方面投入的时间、金钱、努力等；该维度源自运动承诺理论的“个人投入”要素和Pelletier等［40］编制的【体育运动动机量表】（Sport Motivation Scale）的“内投”维度。

【青少年户外运动氛围量表】由人际关联、自然关联、信息获取、人际阻碍和条件阻碍5个维度构成。运动氛围指由个体周围参与运动的人及其运动有关媒体构成的情境。量表的编制基于自我决定理论的“关系需要”，并参照潘秀刚等编制［16］的【体育锻炼环境量表】。该量表测量了周围环境中的3个主要方面：周围人的体育锻炼行为、群体的体育活动情况、接受的有关体育媒体信息。人际关联指参与运动过程中与周围人之间的交往互动；自然关联指户外清新优美的自然环境对参与运动的促进作用；信息获取指参与运动过程中接受的指导和反馈信息以及相关媒体信息；人际阻碍指周围人对参与户外运动的消极评价或观察周围人参与户外运动所获得的习得性无助感；条件阻碍指参与户外运动时自然环境的限制因素。

【青少年户外运动坚持性量表】基于运动承诺的理论构架，编制过程参照Morales等［38］的【锻炼坚持性量表】。运动承诺来源于心理承诺理论，其一开始应用于社会心理学和组织心理学领域。心理承诺指的是影响个体在行为过程中坚持性的因素。Scanlan等将这一概念引入了运动心理学领域，提出运动承诺的概念，即个体渴望和决心继续参加体育运动的一种心理状态［43］。研究表明，运动承诺能够很好地预测和解释锻炼行为［5］，运动承诺理论的6个要素是影响锻炼坚持性的重要因素［19］。翟一飞和亓圣华指出，应该加强在青少年身体锻炼领域中对运动承诺模型的应用，从而拓宽对青少年锻炼行为研究的思路［21］。

评价上述量表的整体拟和优度时采用了以下几个指标［33］：卡方检验（χ2）、非标准拟合指数（NNFI）、比较拟合指数（CFI）、近似平方根误差（RMSEA）及标准平方根残差（SRMR）。显著的χ2检验结果表明拟合度的缺乏，但如果样本量很大时，χ2值对模型拟合度的评价就非常保守；因此，采用χ2／df的值大于5作为可接受的标准。NNFI和CFI的值如超过0.90，表明其是可接受的，数据具有极好的模型拟合度；如果NNFI和CFI的值超过0.95，则表明模型的拟合度更佳。RMSEA和SRMR的值不超过0.05和0.08，分别代表极佳的和适宜的模型拟合度。验证性因素分析结果表明，本研究编制的3个量表都具有可靠的信、效度。

4.2 运动氛围在运动动机与运动坚持性间的中介作用

本研究分别以自我突破、能力、自主选择和个人投入为自变量，运动坚持性对4个维度的回归系数分别为0.654、0.504、0.417和0.327。结果表明，青少年户外运动动机4个维度对运动坚持性均具有显著预测作用。以往研究也表明，锻炼动机能有效预测锻炼坚持性［34］，影响锻炼行为［41，46］。高兴旺研究发现，参加“阳光体育”的能力动机与锻炼持续性显著相关［8］。Chatzisarantis等研究发现，知觉到的自主选择会影响体育活动的行为［30］。这与自我决定理论吻合，即行为调节越接近内部动机和认同调节，人们的锻炼意向就越高，参与锻炼的时间就越长，因为锻炼意向中包含着很强的主动参与和自我个人投入的情感成分［9］。运动承诺理论认为，参与选择和个人投入都是运动承诺的决定因素，进而影响到运动坚持性［19，43，48］。研究发现，自主性支持与心理需要的满足和锻炼行为的自我决定调节积极相关［31，47］。在初始参与和坚持有规律的锻炼计划之间，个体的动机焦点可能越来越多的倾向于自我决定［39］。这意味着，个体锻炼价值的内在化程度决定了锻炼计划的时间坚持性［49］。此外，体育个人投入的形成限定着一个人体育参与的可持续性［27］，Becker曾试图通过“体育个人投入”这一概念来揭示人类体育参与的一贯行为［3］；Spreitzer和Steveson证明了“体育个人投入”对解释个人在体育方面及其他类似活动中的稳定性是有帮助的［13］。研究表明，个体在以前的体育锻炼中投入越大，就越有继续坚持体育锻炼的心理承诺［4］。

同时以运动动机和运动氛围为自变量，以运动坚持性为因变量的逐步回归分析结果表明，青少年的户外运动氛围（人际关联、自然关联和信息获取）在运动动机（自我突破、能力、自主选择和个人投入）对运动坚持性的预测中均起部分中介作用。根据自我决定理论，内部动机行为和3种心理需要密切相关，即自主、能力和关联。自主需要与自我决策相关，并认为行动是从自身发出，即个体的行为源自其愿望；能力需要是指努力去控制结果和体验掌握，即个体期待与其周围环境形成有效的相互作用；关联需要是指努力联系和关心他人，即个体期待与他人产生联系的愿望，并感到满意和附属于更广泛的社会［1］。能力需要和自主需要表明参与运动的动机，而关系需要更侧重于运动氛围。这3种需要是普遍存在的，并且无论人们所处的社会背景怎样，它们对个体行为的促进作用是同等重要的。研究发现，锻炼动机和锻炼氛围都是影响坚持体育锻炼的因素［14，15，19，20，22］。锻炼氛围能够起到榜样作用、带动作用、激励作用和教育作用［16］，体育锻炼氛围是影响中学生体育锻炼习惯形成的重要因素［12］。个体能够坚持锻炼的主要原因为个体间的交流，后者是人际关系形成的关键［18］。根据美国心理学家沙赫特所提出的“情绪三因素说”，情绪的产生是由外界刺激因素、机体的生理变化和认知过程三者相互作用的结果。因此，如果周围体育锻炼氛围越浓，个体自身对体育锻炼的认知程度就越深，有利于积极情绪的产生，从而使体育锻炼者更好地坚持体育锻炼。就青少年户外运动而言，这一点尤为突出。因为在参加户外运动时，清新优美的自然环境和互助合作的同伴关系，营造出了轻松愉快的运动氛围，极大调动了他们继续参与户外运动的积极性和坚持性。

5 结论

1.【青少年户外运动动机量表】由自我突破、能力、自主选择和个人投入4个维度构成，【青少年户外运动氛围量表】由人际关联、自然关联、信息获取、人际阻碍和条件阻碍5个维度构成，【青少年户外运动坚持性量表】是单一结构，由6个项目构成。

2.【青少年户外运动动机量表】、【青少年户外运动氛围量表】和【青少年户外运动坚持性量表】都具有可靠的信、效度，可用以作为测量青少年户外运动动机、运动氛围和运动坚持性的有效测量工具。

3.青少年户外运动氛围在运动动机对运动坚持性的预测中起到部分中介作用。具体而言，人际关联、自然关联、信息获取和人际阻碍4个维度在自我突破和坚持性间起部分中介作用；人际关联、自然关联、信息获取和条件阻碍4个维度在能力和自主选择对坚持性的预测中均起部分中介作用；人际关联、自然关联、信息获取、人际阻碍和条件阻碍5个维度都在个人投入和坚持性间起部分中介作用。

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Effect of Outdoor Sport Motivation on Sport Adherence in Adolescents—The Mediating Mechanism of Sport Atmosphere

LIU Wei－na1，ZHOU Cheng－lin2，Sun Jun2

In view of the important effect of outdoor sports on the education and development in adolescents，the adherence to outdoor sports attracts more and more attention.Using exploratory factor analysis（EFA）and confirmatory factor analysis（CFA），the validity and reliability of the“Outdoor Sport Motivation Scale for adolescents”，“Outdoor Sport Atmosphere Scale for adolescents”，and“Outdoor Sport Adherence Scale for adolescents”were examined；then stepwise regression analysis was conducted to examine the mediating effect of sport atmosphere between sport motivation and sport adherence.The results revealed that the data for the three scales were represented appropriately by the hypothesized model，and sport atmosphere played partly mediating mechanism between sport motivation and sport adherence.

adolescent；outdoorsports；sportmotivation；sportatmosphere；sportadherence；mediatingmechanism

G804.8

A

1000－677X（2011）10－0041－07

2011－04－26；

2011－08－18

上海市科学技术委员会科研计划资助项目（08411953400）；国家科技支撑计划资助项目（2009BAK62B02）。

刘微娜（1978－），女，辽宁人，博士，主要从事运动与锻炼心理学理论与应用研究及心理的生理生化机制研究，E－mail：weina1978＠126.com；周成林（1960－），男，辽宁沈阳人，教授，博士，博士研究生导师，主要从事运动心理学理论与应用研究及运动认知心理学研究，Tel：（021）51253152，E－mail：chenglin＿600＠126.com。

1.天津体育学院健康与运动科学系，天津300381；2.上海体育学院科研处，上海200438

1.Tianjin University of Sport，Tianjin 300381，China；2.Shanghai University of Sport，Shanghai 200438，China.