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国务院《“健康中国2030”规划纲要》[1]明确提出：加大学校健康教育力度，广泛开展全民健身运动，提升全民健康水平。高校教师作为教育的主力军，既是学校健康教育的传播者，也是全民健身运动的重要参与者，其身心健康不仅关乎个人，也会直接影响教学质量与科研产出[2]，更对学生的体育锻炼行为具有示范引领作用，是落实《“健康中国2030”规划纲要》中的重要一环。然而，近年来随着高校聘用制和科研导向的绩效改革的推进，教师的职业压力逐渐增加，白天站立授课，晚上熬夜做科研，挤占了教师锻炼身体和休闲娱乐的时间[3]。研究发现，高校教师参加体育锻炼的意愿很强，但经常锻炼（每周3次，每次持续30分钟以上）的仅为27.13%，45岁以下年龄群体的高校教师体育锻炼效果差，甚至一部分几乎零体育锻炼[4]。高校教师锻炼意愿和锻炼行为的悖论[5]，成为一个不争的事实，高校教师的职业压力和健康状况愈发严重[6]。

自我决定理论认为，自主性、胜任感和关联感可以增强个体的内在动机[7]，激发个体的锻炼行为。基于此，本研究以自我决定理论为框架，选取高校教师作为研究对象，深入探究高校教师体育锻炼行为的动机机制，揭示驱动其参与体育锻炼行为的核心动机，为促进高校教师体育锻炼行为提供理论依据。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

本问卷选取高校教师作为调查对象，采取随机抽样的方式，在2024年4到7月期间，通过在线专业调查平台（www.wjx.cn）收集。共计发放问卷460份，剔除无效问卷45份，回收有效问卷415份，问卷有效率为90.2%。

1.2 测量工具

1.2.1 锻炼动机

本研究选取Ryan和Frederick（1997）[8]编制的身体活动动机量表（Motives for Physical Activities Measure-Revised，MPAM-R），共30个题目，分为健康动机、外貌动机、乐趣动机、能力动机和社会动机五个维度。量表采用李克特5点计分（1=很不符合，5=完全符合），样题“我想享受乐趣”（乐趣动机）；样题“我想提高现有的运动技能”（能力动机）；样题“我想保持或改善体形”（外貌动机）；样题“我想保持身体健康”（健康动机）；样题“我想认识一些新朋友”（社交动机）。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.921，各维度Cronbach’s α系数分别为0.914、0.815、0.749、0.909、0.954，均大于0.7，说明本研究使用问卷具有良好的信度。

1.2.2 锻炼行为

本研究采用梁德清[9]修订的《体育锻炼等级量表（PARS-3）》评估高校教师的体育锻炼行为，包括锻炼频率、锻炼持续时间和锻炼强度。锻炼频率分为：一个月1次以下、一个月2～3次、每周，1～2次、每周1～5次、大约每天1次。锻炼持续时间分为：10分钟以下、11～20分钟、21～30分钟、31～59分钟、60分钟以上。锻炼强度分为：轻微运动、小强度不太紧张的运动、中等强度的较激烈的持久运动、呼吸急促，出汗很多的大强度但并不是持久的运动、呼吸急促、出汗很多的大强度的持久运动。量表采用5级评分，分别记1～5分，分数越高，代表锻炼者的锻炼频率越高、持续时间越长、锻炼强度越大。该量表的Cronbach’s α系数为0.94，说明本研究使用问卷具有良好的信度。

1.2.3 研究方法

首先，通过SPSS 27.0软件对问卷的信度使用Cronbach’s α值检验；问卷量表效度运用KMO抽样法和Bartlett’s球体检验。其次，通过SPSS 27.0软件对数据进行描述性统计分析、相关性分析和多元线性回归分析。

2 研究结果

2.1 高校教师锻炼行为和动机的基本特征

如表1所示，高校教师锻炼动机整体处于中等偏上水平（均值范围10.30～12.67），其中健康动机（M=12.67，SD=1.92）得分最高，说明高校教师普遍意识到体育锻炼对身体健康的重要性，与高校教师职业压力大、健康问题频发的现状相契合。乐趣动机（M=12.0578，SD=1.95）次之，说明教师在体育锻炼中能体验到愉悦感和运动乐趣，这与自我决定理论中“内在动机更能促进行为坚持”观点一致。得分相对较低的社交动机（M=10.30，SD=2.78），可能因为高校教师时间关系，锻炼多以个人形式进行，与社交属性较弱有关。

从锻炼行为来看，教师平均锻炼频率（M=3.4，SD=1.01），平均锻炼时长（M=3.98，SD=1.01），平均锻炼强度（M=2.69，SD=1.33），可见高校教师锻炼强度不是很高，多以轻微运动（如散步、做广播体操、打门球等）或小强度的不太紧张的运动（如消遣娱乐性的打排球、乒乓球、慢跑、打太极拳等）为主；锻炼频率为一周1～2次，频率不是很高；锻炼时长大多为30～60分钟。

表 1 高校教师锻炼行为和锻炼动机得分的描述性统计

Table 1 Descriptive statistics of college teachers’ exercise behavior and exercise motivation scores

2.2 高校教师锻炼动机与锻炼行为的相关分析

2.2.1 锻炼动机内部维度的相关性

如表2所示，健康动机与乐趣动机相关性最强（r=0.673**），说明“以健康为目标的锻炼动机”与“从锻炼中获得乐趣的动机”高度正相关。健康动机与外貌动机（r=0.550**）、能力动机（r=0.442**）、社交动机（r=0.237**）均呈显著正相关，表明锻炼动机的不同维度间存在内在联系。

2.2.2 锻炼动机维度与锻炼行为的相关性

锻炼动机的五个维度均与锻炼行为呈显著正相关（p<0.01），说明：锻炼动机越强，锻炼行为越积极。其中，能力动机与锻炼行为的相关性相对突出（r=0.339**），说明“运动能力提升”对锻炼行为的驱动作用较明显，契合自我决定理论中“胜任需求”的核心观点。其次是乐趣动机（r=0.245**）和健康动机（r=0.229**）的相关性次之，体现了“内在运动乐趣”和“外在健康需求”对锻炼行为的双重驱动。而外貌动机（r=0.159**）和社交动机（r=0.183**）的相关性相对较弱，说明教师锻炼的核心动机并非“外貌改善”或“社交互动”，而是健康、乐趣和能力提升。

结果验证了“锻炼动机是驱动锻炼行为的核心因素”，且不同动机维度的作用程度存在差异。从理论上，支持了自我决定理论中“内在动机（乐趣）、胜任需求（能力）与外在健康动机协同影响行为”的逻辑。

表 2 高校教师锻炼动机与锻炼行为的相关系数（r值）

Table 2 Correlation coefficient (r value) between exercise motivation and exercise behavior of college teachers in colleges and universities)

注：**在0.01级别（双尾），相关性显著。

2.3 高校教师锻炼动机与锻炼行为的回归分析

如表3所示，整体锻炼行为模型的解释力为中等水平（R٢=0.125，调整后R٢=0.115），其中锻炼强度模型的预测效果最佳（R٢=0.111），而锻炼频率模型的解释力相对最弱（R٢=0.055）。所有模型的德宾-沃森统计量（1.753～2.160）均接近理想值2，表明残差间不存在显著自相关问题，模型设定合理。尽管各模型的标准化估计误差存在差异（0.982～2.386），但整体而言，锻炼动机变量对锻炼行为具有一定程度的预测效力，尤其在对锻炼强度的解释上表现最为突出。

表 3 锻炼动机与锻炼行为的回归模型拟合度

Table 3 Regression model fitting degree of exercise motivation and exercise behavior

如表4所示，锻炼动机各维度对锻炼行为的不同侧面具有差异化预测作用：能力动机对锻炼强度（β=0.290，p<0.001）、锻炼时长（β=0.245，p<0.001）和锻炼频率（β=0.133，p<0.05）均表现出显著正向预测力，健康动机仅对锻炼频率具有显著正向预测作用（β=0.179，p<0.01），而对锻炼的时长与强度影响不显著。外貌动机、乐趣动机和社交动机在所有模型中均未达到统计显著性水平（p>0.05）。共线性诊断表明所有变量的方差膨胀因子（VIF）介于1.609～2.869之间，不存在多重共线性问题，表明结果稳定，锻炼动机对锻炼行为具有一定的预测作用。

表 4 锻炼动机与锻炼行为关系的回归分析系数

Table 4 Regression analysis coefficient of the relationship between exercise motivation and exercise behavior

3 分析与讨论

3.1 健康动机：锻炼行为的外部诱因

本研究发现，从动机结构来看，高校教师锻炼动机中得分最高的是健康动机，说明追求健康是高校教师锻炼行为的核心外部诱因。一方面，高校教师的职业以脑力活动为主，长期伏案备课、熬夜做科研，易引发颈椎劳损、腰椎病变、心肺功能下降等亚健康问题[10]，且随着教龄增长，健康风险呈累积性上升，这种“显性健康威胁”使健康维护从“可选需求”转化为“刚性需求”，远超乐趣动机（追求愉悦）、社交动机（拓展人际）等非必需性动机；另一方面，教师职业的时间分配具有“碎片化与高负荷”特征——教学排课、科研项目、学生管理等任务交错，导致大块连续锻炼时间稀缺，而健康动机关联的锻炼行为（如每日1次15分钟快走、课间5分钟拉伸）恰好适配“碎片化启动”需求，无需投入大量时长即可实现基础健康维护，这种“低时间成本－高健康收益”的匹配性，使健康动机成为教师最易转化为实际行动的诱因。

加之高校教师属于高知群体，具备较强的健康信息解读能力，能够通过体检报告、医学文献等科学证据精准感知自身健康状况，当发现健康指标异常（如血脂偏高、颈椎曲度变直）时，会将锻炼视为改善健康的有效途径，这种理性认知使健康动机成为锻炼行为的决策基础。然而健康动机仅是推动高校教师锻炼行为的外部诱因，驱动个体是否去锻炼，主要解决行为启动这一环节的问题，并显著影响教师的锻炼频率，但对锻炼时长和锻炼强度影响不显著。

3.2 能力动机：锻炼行为的内在驱动

本研究发现，能力动机对锻炼频率、时长、强度均呈显著正向影响，且影响锻炼强度最高（锻炼强度β=0.290>锻炼时长β=0.245>锻炼频率β=0.133），这与自我决定理论的核心观点高度契合：强调“内在动机（如能力动机）对行为持续性与质量的影响远超外在动机（如健康动机）”，“胜任需求（即通过行为获得能力提升与成就感）是人类的基本心理需求之一，需求满足后可显著强化行为的持续性与投入度”［11］。

高校教师作为高知群体，普遍意识到健康的重要性，健康动机较高，但在能力动机上得分较低。主要原因是健康动机仅能推动高校教师开启锻炼行为，却无法推动锻炼行为单次投入更长时间和更高强度，导致高校教师在锻炼行为上虽有一定的锻炼频率（每周1～2次），但因为缺乏一定的锻炼时长和锻炼强度，运动技能水平的提升不明显，高校教师在运动能力，即自我决定理论中的胜任感上的需求不足，符合当前的研究发现，高校教师锻炼动机中运动能力动机得分较低。

因此，为促进高校教师的锻炼行为，通过健康讲座、体质监测、疾病预防宣传等方式，提升教师群体的健康风险意识，有效激发其参与锻炼的初始动力；在深化层面，则需要认识到健康动机的不足，需构建满足教师胜任需求的支持体系、设计循序渐进的技能发展路径、提供专业化指导、培育运动成就感等策略，助力教师实现从“参与锻炼”到“科学锻炼”的跨越。

3.3 研究局限与展望

首先，本文是横断面调查，仅能验证“动机与锻炼行为的相关关系”，无法验证其因果关系；为深入揭示变量间的动态因果机制，未来的研究将采用纵向追踪调查，在不同时间点多次收集数据，或者实施现场实验干预，通过操纵环境变量（如创设支持自主性的锻炼课程）来检验其对教师动机和行为的因果性影响。

其次，本研究主要依赖自我报告式量表收集数据。虽然所用量表具有良好的信效度，但受访者在填写《体育锻炼动机量表》和《身体活动等级量表（PARS-3）》时，仍可能受到社会赞许性、回忆偏差或主观解读的影响，从而导致共同方法偏差或测量误差。为提升数据的客观性和准确性，未来研究将尝试多源数据融合的方法，在问卷之外，辅以客观测量设备（如加速度计、智能手环）记录身体活动水平，与PARS-3的自我报告数据形成交叉验证，从而更真实、全面地反映教师的锻炼情况。

最后，本研究采用的随机抽样法，可能存在地域或高校类型偏差，未能完全代表我国高校教师的整体情况样，从而影响研究结论的普适性。未来的研究将进行更大范围、更具分层代表性的抽样，通过比较不同地区、不同类型高校、不同学科教师的动机机制，检验当前模型的稳健性，并有可能发现具有群体特异性的调节因素。

4 结语

本研究以自我决定理论（Self-Determination Theory，SDT）为理论框架，采用多元线性回归分析方法，系统探究高校教师锻炼行为的动机机制，研究结论如下：（1）在动机结构方面，高校教师对健康动机的认同最高，乐趣动机次之，社交动机的认同程度相对最低，反映出高校教师锻炼动机的“实用性优先”倾向；（2）在动机功能上，健康动机主要发挥锻炼行为启动与维持作用，其对锻炼频率具有显著预测力，本质上解决了“是否参与锻炼”的行为准入问题；（3）能力动机是锻炼行为的关键内驱力，显著预测锻炼时长与强度，通过满足个体的胜任需求进而影响锻炼质量。基于上述结论，为促进高校教师锻炼行为从“低频启动”向“高频高质”升级，在动机层面，建立“健康动机—能力动机”转化路径，在保持健康宣教基础上，通过运动技能培训、个性化处方、渐进目标设置和可视化运动数据反馈，强化教师胜任感体验；在环境层面，构建“制度—资源—文化”协同支持系统，将健康管理纳入学校规划，保障锻炼时间，升级智能场馆设施，培育健康校园文化；在激励层面，设计多元复合机制，短期通过积分奖励激发参与，长期将锻炼成果与职业发展结合，增强内在动力。

参考文献

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