青年腰椎间盘突出症病人基本心理需要满足和自我决定动机在锻炼态度与锻炼自我效能间的中介效应

张利娟 郭昆

Mediating effect of basic psychological need satisfaction and self-determination motivation on exercise attitude and exercise self-efficacy in young patients with lumbar disc herniation

ZHANG Lijuan，GUO Kun，YU YapingThe Second Affiliated Hospital of Naval Medical University，Shanghai 200070 ChinaCorresponding Author ZHANG Lijuan，E-mail：735644653@qq.com

Keywords  young patients;lumbar disc herniation;exercise attitude;exercise self-efficacy;satisfaction of basic psychological needs;self-determined motivation

摘要 目的： 分析青年腰椎间盘突出症（LDH）病人锻炼态度、基本心理需要满足、自我决定动机与锻炼自我效能之间关系。 方法： 选取本院2019年1月—2021年4月收治的328例青年LDH病人为调查对象，采用基本情况调查表、锻炼态度量表（EAS）、锻炼自我效能量表（ESES）、基本心理需要满足量表（BPNSS）和锻炼行为调节量表（EBAS）对其进行调查，采用Pearson相关性和结构方程模型分析青年LDH病人锻炼态度、锻炼自我效能、基本心理需要满足量表和自我决定动机间的关系。 结果： 青年LDH病人锻炼态度得分为（192.49±50.82）分，锻炼自我效能得分为（46.24±8.67）分，基本心理需要满足得分为（116.58±15.43）分，自我决定动机得分为（61.49±18.25）分。结构方程模型分析结果显示，青年LDH病人锻炼态度对锻炼自我效能总路径系数为1.189，直接路径系数为0.534。基本心理需要满足在锻炼态度与锻炼自我效能间的中介效应路径系数为0.268，自我决定动机在锻炼态度与锻炼自我效能间的中介效应路径系数为0.252。基本心理需要满足和自我决定动机的链式中介效应为0.135。 结论： 青年LDH病人锻炼态度、基本心理需要满足和自我决定动机均对其锻炼自我效能有正向影响作用，医护人员应提升青年LDH病人对于锻炼的基本心理需要满足和自我决定动机，帮助其培养积极的锻炼态度，从而提升其锻炼自我效能。

关键词  青年；腰椎间盘突出症；锻炼态度；锻炼自我效能；基本心理需要满足；自我决定动机

doi：  10.12102/j.issn.2095-8668.2024.10.019

腰椎间盘突出症（lumbar disc herniation，LDH）是骨科临床中常见生理学或病理性腰椎间盘退变性疾病，可致病人腰及腿部疼痛  ［1］ ，且青年LDH病例数逐年攀升  ［2］ ，中国LDH病人中24%～33%为45岁以下青年人  ［3］ ，而个人体育锻炼与治疗及预防LDH关系密切  ［4］ 。锻炼自我效能指个体对自己坚持锻炼的主观认知和态度  ［5］ 。锻炼态度是指个体直接参与体育或康复锻炼活动认识、情感和行为意向  ［6］ 。研究指出，个体锻炼态度是其参与锻炼活动的心理内因，可以直接改 变锻炼行为  ［7-8］ 。基本心理需要满足指个体对自己行为及环境控制感、个人生活工作胜任感和获得他人关爱的心理需求  ［9］ 。自我决定动机指的是个体主动追求自我兴趣或满足自我发展的行为，包括外在动机、无动机、内摄调节、整合调节、认同调节、内部动机6种自主程度由弱到强的动机连续体  ［10］ 。研究显示，老年人基本心理需要满足与其运动计划依从性及自我效能存在密切关系  ［11］ 。Rahman等  ［12］ 研究显示，心脏病病人心理满足需求与其主动进行康复锻炼活动密切相关。王福生等  ［13］ 研究也指出，高自我决定动机的青年大学生更主动进行体育锻炼行为。Hartmann等  ［14］ 对青年大学生调查显示，自我决定动机是促进他们进行健康饮食和体育锻炼等生活管理的重要心理因素。本研究选取青年LDH病人为调查对象，通过中介效应结构方程模型分析其锻炼态度、基本心理需要满足、自我决定动机与锻炼自我效能之间的关系，从而为提升青年LDH病人体育锻炼自我效能，促进其LDH疾病康复干预模式提供理论指导。

1 对象与方法

1.1 调查对象

采用便利抽样法选取本院于2019年1月—2021年4月收治的青年LDH病人为调查对象。纳入标准：1）年龄18～44岁；2）符合2008年《腰椎退行性疾患的共识与争议》中关于LDH的诊断标准  ［15］ ，病程1年以上，处于保守治疗阶段；3）能独立完成问卷填写；4）自愿签订知情同意书。排除标准：1）合并脑卒中、严重心脑血管疾病、肝及肾功能障碍、恶性肿瘤等严重疾病；2）伴有精神疾病或智力障碍；3）伴有肢体残疾、肢体创伤性骨折或非突出性腰椎损伤。根据中介效应调查样本量  ［16］ 应为纳入调查项目的10～15倍，本研究调查病人基本情况（12个变量）和4个量表（21个变量）共33个变量，考虑到10%失访率，确定样本量为363例，后经过纳入与排除标准和病人自愿参与筛选，确定样本量344例。

1.2 调查工具

1.2.1 基本情况调查表

采 用本课题组自制问卷调查青年LDH病人性别、年龄、受教育程度、自评腰椎疼痛感、是否伴有慢性疾病（冠心病、高血压、糖尿病、肺结核、颈椎病等）、 是否结婚、是否有固定锻炼计划、是否有子女、家庭人均月收入、是否有稳定工作、病程和体质指数（body mass index，BMI）。

1.2.2 锻炼态度量表（Exercise Attitude Scale，EAS）

该量表由晏宁等  ［17］ 于2003年编制，用于评估个人的体育锻炼态度，量表内部一致性Cronbach′s α系数为0.765。该量表包括行为态度、目标态度、行为认知、行为习惯、行为意向、情感体验、行为控制感、主观标准8个维度，共67个条目， 每个条目采用Likert 5级评分法，1～5分依次代表“完全符合”～“完全不符合”，总分为67～335分，得分越高，病人锻炼态度越强烈。

1.2.3  锻炼自我效能量表（Exercise Self-Efficacy Scale， ESES）

该量表由Plonczynski  ［18］ 编制，用于评估青年人群体育锻炼自我效能，原版采取Likert 4级评分法，后由李哲等  ［19］ 进行中文翻译和修改，中文版量表内部一致性Cronbach′s α系数为0.863。中文版量表包括身体因子、活动因子、精神因子和冲突因子4个维度，共18个条目，每个条目采用Likert 5级评分法，0～4分依次代表从“完全不可能”～“肯定能够”，总分为0～72分，得分越高，病人锻炼自我效能越高。

1.2.4  基本心理需要满足量表（the Basic Psychological Needs Satisfaction Scale，BPNSS）

该量表由Deci等  ［20］ 于2001年编制，用于评估个人生活中心理满足需求程度，后由李清华  ［21］ 于2009年翻译和修改，中文版量表内部一致性Cronbach′s α系数为0.876。该量表包括能力需要、关系需要和自主需要3个维度，共21个条目，每个条目采用Likert 7级评分法，1～7分依次代表“完全不同意”～“完全同意”，总分为21～147分，得分越高，病人心理满足需要程度越高。

1.2.5  锻炼行为调节量表（Exercise Behavior Adjustment Scale，EBAS）

该量表由Markland等  ［22］ 编制，用于评估个体锻炼行为自我决定动机水平，后由樊雯  ［23］  进行修改和翻译，中文版量表内部一致性Cronbach′s α系数为0.827。 该量表包括无动机、外在动机、内摄调节、认同调节、整合调节、内部动机6个维度，共24个条 目，每个条目采用Likert 5级评分法，0～4分依次代表“完全不符合”～ “完全符合”，自我决定动机=（内部动机-无动机）× 3+ （整合调节－外在动机）×2+认同调节-内摄调节，总分为0～96分，得分越高，病人运动自我决定动机越强烈。总分率=实际得分/总分×100%。

1.3 调查方法

正式调查开始前1周，通过电话或微信邀请受访青年LDH病人来医院进行体检，由课题组2名成员进行调查，其中1名采取统一规范语言向病人讲解本次调查目的、意义和问卷填写方法，另1名向其发放问卷，由病人自行填写，规定填写时间≤15 min，填写结束当场收回，不记录填写者姓名，共发放问卷344份，收回344份，双人复核问卷漏填情况，得到有效问卷328份，有效问卷回收率为95.35%，采取双人录入方式将问卷数据输入电脑整理成Excel文件。

1.4 统计学方法

采用SPSS 24.0及其插件Process 3.0的模型6和AMOS 25.0对数据进行统计学分析， 定性资料采用例数、百分比（%）描述；符合正态分布的定量资料用均 数± 标准差 （x ±s） 描述。采用Harman单因子检验分析所有因子共同方法偏差效应，Boostrap法检验结构方程模型拟合度。检验水准 α =0.05。

2 结果

2.1 青年LDH病人基本情况（见表1）

2.2 共同方法偏差检验

由于本研究得到项目因子为同个体自评填写，项目因子之间可能存在共同方法偏差效应，选择Harman单因子检验对16个检测因子进行偏差检验，可得10个因子特征值>1，第1个主因子解释变异量为18.74，小于等研究中指出存在共同方法偏差效应40%临界标准  ［24］ ，排除16个检测因子彼此间存在共同方法偏差效应。

2.3 青年LDH病人锻炼态度、锻炼自我效能、基本心理需要满足和自我决定动机得分情况

本研究调查显示，青年LDH病人锻炼态度得分为（192.49±50.82）分，得分率为57.46%；锻炼自我效能得分为（46.24±8.67）分，得分率为64.22%； 基本心理需要满足得分为（116.58±15.43）分，得分率为79.31%； 自我决定动机得分为（61.49±18.25）分，得分率为 64.05% 。

2.4 青年LDH病人锻炼态度、锻炼自我效能、基本心理需要满足和自我决定动机间的相关性

Pearson相关分析结果显示，青年LDH病人锻炼态度、锻炼自我效能、基本心理需要满足和自我决定动机之间互相呈正相关（ P <0.001），见表2。

2.5 中介效应检验

设置青年LDH病人基本情况为控制变量，根据链式中介效应验证方法  ［25］ 可得，方程1：以锻炼态度为自变量，锻炼自我效能为因变量，可得锻炼态度能正向预测锻炼自我效能（ β=0.524，P <0.001）；方程2：以锻炼态度为自变量，以基本心理需要满足为因变量，可得锻炼态度能正向预测基本心理需要满足（ β=0.532，P <0.001）；方程3：以锻炼态度为自变量，自我决定动机为因变量，可得锻炼态度能正向预测自我决定动机（ β=0.546，P <0.001）；方程4：以锻炼态度、基本心理需要满足和自我决定动机为自变量，锻炼自我效能为因变量，可得锻炼态度、基本心理需要满足和自我决定动机均能正向预测锻炼自我效能（ β 分别为0.463， 0.448， 0.435， P <0.001），见表3。

2.6 结构方程模型验证和预测路径分析

以青年LDH病人锻炼态度为预测变量，基本心理需要满足和自我决定动机为中介变量，锻炼自我效能为因变量，采取Bootstrap法（采样数 N =2 000）建立链式中介效应的结构方程模型见图1。得到修正后模型参数： χ 2 /ν=4.852，近似均方根误差（RMSEA）=0.068，逐步拟合指数（TLI）=0.949，比较拟合指数（CFI）=0.925，拟合优度指数（GFI）=0.932。结构方程模型标准化路径分析结果显示，青年LDH病人锻炼态度对锻炼自我效能总路径系数为1.189，直接路径系数为0.534，占总路径的44.92%；基本心理需要满足在锻炼态度与锻炼自我效能间的中介效应路径系数为 0.268 ，占总路径的22.54%；自我决定动机在锻炼态度与锻炼自我效能间的中介效应路径系数为0.252，占总路径的21.19%；基本心理需要满足和自我决定动机的链式中介效应为0.135，占总路径的11.35%。

3 讨论

3.1 青年LDH病人锻炼态度现状

本研究结果显示，青年LDH病人锻炼态度得分为（192.49±50.82）分，基本等同于罗雅莉  ［26］ 研究中普通低锻炼态度组青年大学生锻炼态度得分［（190.63±45.88）分］；其得分率为57.46%，处于较低水平，可能因为本研究61.59%青年LDH病人有稳定工作，每日固定的工作占据其个人绝大多数精力和时间，而本研究中41.16%青年LDH病人已婚，照顾配偶、父母或子女也占据其部分时间与精力，从而由于工作和家庭影响，导致青年LDH病人缺乏足够业余时间和精力去体育锻炼，降低其体育锻炼态度。

3.2 青年LDH病人锻炼自我效能现状

本研究结果显示，青年LDH病人锻炼自我效能得分为（46.24±8.67）分，低于李哲  ［27］ 研究中普通青年大学生锻炼自我效能得分［（51.51±14.15）分］；得分率为64.22%，处于中等水平。可能因为青年LDH病人相比于正常大学生，其进行体育锻炼时感到较为明显的腰背疼痛，从身体上对锻炼产生回避和恐惧心理，降低其进行体育锻炼自我效能。此外，本研究27.13%青年LDH病人中有固定锻炼计划，表明大多数受访病人缺乏目的性、计划性和规律性的锻炼，造成其进行体育锻炼时，缺乏足够自我管理及规划，也导致其精神上缺乏锻炼自我效能。

3.3 青年LDH病人基本心理需要满足现状

本研究结果显示，青年LDH病人基本心理需要满足得分为（116.58±15.43）分，高于 魏娇娇等  ［28］ 研究中社区老年人基本心理需要满足得分［（111.36±17.46） 分］；得分率为79.31%，处于较高水平，表明青年LDH病人具有较高的基本心理需要满足需求，可能因为本研究对象均为≤44岁的青年LDH病人，他们不仅正处于个人事业起步或发展阶段，还需要照顾家庭、养育子女、赡养父母、建立 稳定社会关系、承担社会责任和实现个人价值，造成其对个人能力的培养、建立与外部支持和睦关系和把握自主生活具有较高心理满足需求。

3.4 青年LDH病人自我决定动机现状

本研究结果显示，青年LDH病人自我决定动机得分为（61.49±18.25）分，也高于魏娇娇等  ［28］ 研究中社区老年人自我决定动机得分［（42.53±32.03）分］，表明青年LDH病人自我决定动机程度高于老年人，可能因为青年LDH病人相比于老年人，对身体健康自我保健意识也相对更强烈，作为正处于人生、事业和爱情发展起步阶段，其对得到社会认可、朋友或同事尊重、实现个人价值的欲望更强烈，使其对快速康复的需求更高，提升其配合医护人员治疗和接受医护人员指导的依从性更高，而青年人执行能力更强、各项生理功能更健康和身体更强壮，使其对康复锻炼时腰椎疼痛的耐受性更强。

3.5 青年LDH病人锻炼态度与锻炼自我效能相关性

本研究Pearson相关分析结果可得，青年LDH病人锻炼态度与锻炼自我效能呈正相关（ P <0.001）。结构方程模型分析可得，青年LDH病人锻炼态度对锻炼自我效能直接路径系数为0.534，体现青年LDH病人锻炼态度越积极，其锻炼自我效能越高，可能因为青年LDH病人具备积极的锻炼态度，其可能有明确的锻炼目标，对锻炼行为促进腰椎康复认知程度越高，在进行锻炼过程中保持较为积极的情感体验和行为控制感，主观上对每次锻炼达到目标标准的要求也较高，更能主动地听取及服从医护人员建议，在业余时间进行积极的体育锻炼，在面对锻炼时腰背疼痛和疲乏时，心理韧性也相对较高  ［29］ ，从而提升其锻炼的自我效能，甚至促进病人形成锻炼行为习惯。反之，青年LDH病人锻炼态度处于消极状态，导致其对锻炼能够修复病变腰椎骨骼持怀疑或甚至否定态度的心理，从而降低其对医护人员的信任感，并可能负面心理暗示加重其对锻炼带来的生理痛苦感知程度，降低其锻炼行为意向。

3.6 青年LDH病人基本心理需要满足和自我决定动机的中介效应

本研究结构方程模型分析可得，基本心理需要满足在青年LDH病人锻炼态度与锻炼自我效能间的中介效应路径系数为0.268，表明基本心理需要满足能间接促进青年LDH病人锻炼态度对锻炼自我效能的作用，可能因为高基本心理需要满足的青年LDH病人希望自己具备健康身体以满足其提高个人能力、积极的社交建立与他人亲密联系和自主控制生活、工作的心理需求，而高基本心理需要满足也有利于病人与医护人员建立融洽的联系，提升其治疗依从性和遵照医嘱进行锻炼  ［30］ 。本研究结果显示，自我决定动机在青年LDH病人锻炼态度与锻炼自我效能之间的中介效应路径系数为0.252，表明青年LDH病人自我决定动机也能正向影响锻炼态度对锻炼自我效能的作用，可能因为青年LDH病人对待体育锻炼具有较高自我决定动机，表示其心理上知晓和认可锻炼对自己腰椎疾病康复及身体健康的重要性，促使其主观上愿意服从医护人员指导或自发作有利于腰椎康复的相关锻炼，对锻炼过程遇到困难、疲乏或疼痛感抗逆力也较强。本研究结果还显示，青年LDH病人基本心理需要满足和自我决定动机在锻炼态度与锻炼自我效能之间链式中介效应为0.135，表明青年LDH病人基本心理需要满足和自我决定动机能够共同促进其锻炼态度对锻炼自我效能正向引导作用，这是因为青年LDH病人内心对体育锻炼认可，其越容易产生积极的体育锻炼态度和体育锻炼行为，在锻炼时对疲惫或疼痛感抵抗效能更高，并通过内因影响其与医护人员和家庭交流态度，从而获得外部力量支持提高其锻炼自我效能。

4 小结

本研究结果显示，青年LDH病人锻炼态度、基本心理需要满足和自我决定动机均对其锻炼自我效能具有正向影响作用，医护人员应积极与青年LDH病人通过微信、QQ或手机通话建立联系，提升其对于锻炼的基本心理需要满足和自我决定动机，指导病人在工作场所或家庭内进行体育锻炼。对病人可免费开放医院康复锻炼室，并应深入到写字楼、居民社区进行体育锻炼健康教育，提高病人对健康锻炼重视程度。本研究由于时间和人力限制，未选取多所医院青年LDH病人作为调查对象，造成研究结论存在不足，需要进一步扩大样本选取范围以完善研究。

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（收稿日期：2023-07-25；修回日期：2024-04-23）

（本文编辑 贾小越）