性别角色、主观锻炼体验、运动承诺与锻炼行为:链式中介模型

董宝林，张欢

性别角色、主观锻炼体验、运动承诺与锻炼行为:链式中介模型

董宝林，张欢

整合社会性别理论、社会认知理论、锻炼行为理论等，在考察性别角色对大学生锻炼行为影响的基础上，检验主观锻炼体验—运动承诺的链式中介效应，在此基础上构建链式中介效应模型。采用大学生性别角色量表、主观锻炼体验量表、运动承诺量表和体育活动等级量表，对以浙江省、江苏省、上海市为例的908名大学生（年龄=20.46±2.525；男生407人，女生501人）进行调查。结果表明:性别角色、主观锻炼体验、运动承诺是大学生锻炼行为的前因变量，三者对锻炼行为的直接影响皆达显著水平（P＜0.001）。比较发现，主观锻炼体验对锻炼参与频率的影响较大，而性别角色和运动承诺对学生锻炼持续时间的影响较大；在性别角色影响大学生的锻炼行为时，主观锻炼体验、运动承诺分别具备部分中介效应，其效果量分别为总效应的25.00%和24.17%，而且，主观锻炼体验—运动承诺的链式中介效应显著，其效果量为总效应的21.11%，即间接效应为总效应的70.28%。结论:主观锻炼体验、运动承诺是缓解传统性别角色观念对大学生锻炼行为消极影响的有力因素；从认知的角度改变大学生传统的性别角色观，同时丰富锻炼体验、激发运动承诺，可能是促进大学生践行体育锻炼的一个有效途径。

大学生；性别角色；主观锻炼体验；运动承诺；锻炼行为；中介效应

2006年教育部启动“全国亿万学生阳光体育运动”（教体艺〔2006〕6号），旨在鼓励学生走向操场、走进大自然、走到阳光下、形成良好的体育锻炼习惯。但仍有相当一部分大学生对体育锻炼存有消极、倦怠等抵触情绪，导致经常参加锻炼的大学生比例不足三成[1-3]。大学生体育活动状况发展盘散行汲，不仅使学生身心健康的全面发展后继无力，还与终身体育的健康理念背道而驰。2016年国务院“关于强化学校体育促进学生身心健康全面发展的意见”明确指出，学校体育应以“天天锻炼、健康成长、终身受益”为目标，健全学生人格品质[4]。近年来，国内外在大学生锻炼行为的影响机制及改善策略等方面展开深入探讨，其成功经验告诉我们:寻求锻炼行为的促进路径应综合考量个体、环境和社会准则等因素的交互效应，以保障干预策略更为合理、实效[5-6]。引导大学生积极践行体育锻炼、避免久坐生活方式，关系到国民综合素质和公共卫生的健康发展[7-8]。那么，在全民健身国家战略背景下，归因考察大学生锻炼行为的内生和外生因素，有利于大学生健康行为习惯的建立与巩固，有利于大学生社会化人格的良性发展，是高校体育亟待攻关的一项重要议题。

随着认知心理学发展，学者发现性别角色（Gender-Role）这一要素对锻炼行为发挥着决定性作用[9]。性别角色是社会根据性别而规定的行为及思维模式，代表着个体社会性别[10-11]。早期传统性别角色观认为，只有男性化的男性和女性化的女性才拥有最健康的心理特质和行为模式[12-14]。然而，随着性别角色理论演进，学者对这种两极划分的传统假设提出质疑，并在性别角色理论重构中引入“双性化”这一维度，认为同时拥有男性和女性特质者，即双性化者具有更合理的社会行为模式，是最理想的性别角色类型[15-16]。双性化概念的提出在后续论证中得到认同，尤其BEM编制首个含双性化概念的性别角色量表（Bem' s Sex Role Inventory，BSRI）使定量评估性别角色成为可能[17]。BSRI由男性化、女性化及起干扰作用的中性词3个分量表构成，依男性化、女性化得分将性别角色分为男性化、女性化、双性化和未分化[18]。此后，学者利用该工具证实了:男性化突出者具备较好的锻炼坚持性[19]；女性化突出者拥稳定的运动友谊[19-20]；双性化突出者的锻炼内容更广泛、锻炼行为更规范、运动人际更和谐[21-22]；未分化被视为最差的人格类型，常伴有消极的自我调节能力、较重的社交障碍、较低的主观幸福感，较差的锻炼坚持性[23-25]。

既有研究发现，不同性别角色群体会表现不同锻炼行为特征，而相同性别角色群体的锻炼行为也会存在一定差异[26]。该结果或因个体认知系统中不同的主观体验所致[27]。（1）主观体验（Subjective Experience）是个体对过去锻炼情绪的感受和印象[28]。在过去锻炼活动中享有正性体验者会有较强的锻炼欲望，并伴有渴望反复践行的锻炼动机，而缺乏积极体验者面锻炼活动会具有既定的、一贯的认知反应，常表现出排斥、退缩等消极倾向，甚至制约锻炼实践[29]。足见，以往锻炼形成特定的情绪体验（满足、无味、疲劳等），可以通过认知信息加工来预感未来行为表象，正如情绪记忆理论所言，既有生活事件引发的情绪会产生认知记忆系统，该系统有助于认知的重构与适应，并可指导未来行为方式[30-31]。（2）性别角色还能决定个体的主观体验。现代期望价值理论认为，性别角色会影响价值认知和目标期望，而影响主观体验和活动执行[25，32-33]。相较而言，双性化特质者的社会适应性更强、身体意象更合理、主观体验更积极[34]，正如前人所言，性别角色对个体造成的负面影响会使之产生冲突而影响情绪体验和心理资源[35]。性别角色观念会在社会文化的两性规范性期望下影响个体生活的感受、态度和价值取向，进而影响并指导未来的社会行为。

另外，人们在探讨锻炼行为影响机制时发现，运动承诺在社会认知与锻炼行为间同样充当着中介的角色[36]。（1）运动承诺（Sport Commitment）是保持锻炼坚持度、避免锻炼退出的有力因素，折射了个体锻炼的意图和动机强度[37]。运动承诺是渴望并决心继续参加锻炼的一种心理动因，具有改善锻炼行为、缓解心理疲劳和运动倦怠、保持锻炼投入状态等功效[23，38]。正如合理行动理论强调的，承诺是个体的行为意向，它会通过对结果的评估来决定或选择未来的行为方式，并对外显行为产生强烈影响[39]。（2）性别角色是影响运动承诺的一个影响因素。一般来说，双性化类型者的运动意向更明确、参与动机更强烈、运动承诺更坚定[40]，而未分化特质者的运动责任感较低，常因不稳定的意志而将自我陷入人际困扰中，抑制锻炼承诺感[41-43]。总之，性别角色体现了大学生一种人格倾向，理想的性别角色观总会伴随着积极的心理资源，并指导个体社会行为更积极、健康[44]。

锻炼心理学认为，人们倾向于在已有行为体验的基础上制定行为方案、评估未来事件，并决定行为执行与否[45]。个体从事社会行为的非理性因素往往会影响理性因素，简言之，主观锻炼体验是运动承诺的先行变量。研究表明，积极的锻炼体验有助于增强锻炼意向，使个体更倾向于坚持锻炼；消极的锻炼体验会抑制锻炼意向、弱化动机强度、制约计划实施而产生退缩倾向；锻炼常感心理疲劳者会降低锻炼意向而动摇锻炼承诺，对行为坚持性产生负面影响[46-47]。据此推测:性别角色、主观体验、运动承诺可能是大学生锻炼行为的前因要素。类似研究在其他领域已然得到证实[33，35，48]，而在锻炼领域以大学生为被试，考察性别角色、主观体验、运动承诺对锻炼行为综合影响的研究尚付阙如。基于此，研究构架观念（见图1），并试图解决两大问题:（1）性别角色、主观体验、运动承诺对大学生锻炼行为有何直接影响；（2）在性别角色影响锻炼行为时，主观体验、运动承诺是否具备链式中介效应。高校是大学生人格社会化发展的关键时期，本文旨为丰富体育行为研究有所裨益，亦为相关部门制定决策提供思路与参考。

图1 观念构架模型Fig.1Model of Conceptual Framework

1 研究对象与方法

1.1 被试

依据分层整群随机抽样原则，以浙、沪、苏1 000名大学生为被试，抽样时保证被试学校类别和学科的代表性，调查共回收943份量表。以“应答条目率不足85%”“规则性填答”或“填答明显有问题”等为无效量表的判定标准，确定有效量表908份，有效率96.29%。其中，年龄（20.46±2.525）岁；男407人，女501人；大一230人，大二297人，大三216人，大四165人。

1.2 测量工具

1.2.1 中国大学生性别角色量表参照刘电芝《大学生性别角色量表》（Chinese College Students'Sex-role Inventory，CSRI-50）[10]。量表以BEM性别角色理论模型为基础，经汉化、修译、编制而成，共50个题项（男性化、女性化分量表各16个题项，中性化18个题项），采用Likert7点法，从“完全不符合～完全符合”依次计1～7分，被试性别角色类型依据刘电芝“选取各分量表得分均值”的均值判定标准（M=Male，F=Female，N=Neutralization），即1=双性化（M≥4.8，F≥5.0）；2=男性化（M≥4.8，F＜5.0）；3=女性化（M＜4.8，F≥5.0）；4=未分化（M＜4.8，F＜5.0）。

测得题项偏度绝对值0.058～1.607，峰度绝对值0.023～2.955，标准差最小值1.113。探索性因子分析（EFA）4因素男性化分量表累积贡献率69.427%，KMO=0.929，Bartlett球形检验（Chi-Square=4281.001，df=120，P＜0.001），验证性因子分析（CFA）4因素模型x2=374.854，df=98，x2/df=3.825（P=0.000），GFI=0.912，NNFI=0.920，IFI=0.935，CFI=0.934，SRMR=0.0436，RMSEA=0.079；EFA分析3因素女性化分量表累积贡献率66.226%，KMO=0.932，Bartlett球形检验（Chi-Square=4416.660，df=120，P＜0.001），CFA分析3因素修订模型x2=414.706，df= 101，x2/df=4.106（p=0.000），GFI=0.903，NNFI=0.901，IFI=0.905，CFI=0.905，SRMR=0.0463，RMSEA=0.075。量表Cronbach's α= 0.953，分半信度=0.877，分量表αM=0.930，αF=0.924，αN=0.799的分半信度分别为0.889、0.845和0.787。

1.2.2 大学生运动承诺量表参照陈善平修订的《运动承诺量表》（Exercise Commitment Checklist，ECC）[49]。量表含锻炼承诺、锻炼乐趣、个人投入、社会约束、参与机会5个维度15个题项（每个维度3个题项），采用Likert5点法，从“非常不同意”“不同意”“既不同意也不反对”“同意”和“非常同意”分计1～5分，总分表示被试体育锻炼情境中的运动承诺水平。

测得题项偏度绝对值在0.050～0.704内，峰度绝对值在0.005～1.098内，标准差最小值1.015。EFA分析5因素量表累积贡献率68.987%，KMO=0.948，Bartlett球形检验（Chi-Square= 5584.576，df=105，P＜0.001），CFA分析5因素模型x2=389.680，df=80，x2/df=4.871（P=0.000），GFI=0.880，NNFI=0.908，IFI= 0.930，CFI=0.930，SRMR=0.0417，RMSEA=0.074。量表Cronbach's α=0.949，分半信度0.948，分量表α为0.815～0.907，分半信度为0.798～0.896，题总相关0.497～0.864（P＜0.01）。

1.2.3 主观锻炼体验量表借鉴吴洲阳等人的理论观点[48]，选用MCAULEY《主观锻炼体验量表》（Subjective Exercise Experience Scale，SEES）[31]中的“积极幸福感”“心理困扰”2个分量表，采用典型互译程序修译量表。首先，由2位了解主观体验理论且精通两种语言的译者将题项汉化，尽可能减少译后中文条目的跨文化、跨语言偏见；然后，由4位精通两种语言且精通锻炼心理学的专家校正、修订译后中文条目；再次，由2位母语为英语且未见过SEES的高校外教将译后的中文条目回译成英文，将反译后的版本与原英文量表进行对照、比较；最后，反复进行上述三步骤互译，直至所有中英文条目的语义、内涵、表述匹配。积极幸福感和心理困扰各维度4个题项（共8个题项）采用Likert7点法，从“一点也不”到“的确如此”分计1～7分。各维度得分表示被试在该维度的锻炼体验水平。

“积极幸福感”和“心理困扰”是作为积极体验和消极体验两个相反体验的评估指标，因此，将心理困扰各题项反向处理后，与积极幸福感各题项得分之和作为量化主观锻炼体验的指标，测得题项偏度绝对值0.538～1.123，峰度绝对值0.117～0.772，标准差最小值1.448。EFA分析累积贡献率79.481%，KMO=0.867，Bartlett球形检验（Chi-Square=2666.409，df=28，P＜0.001），采用Harman单因素检验法得第一公因子解释了变异的38.155%，各题项负荷均＞0.657，无跨因素和跨文化情况。验证性因子分析x2=125.064，df=19，x2/df=4.582，SRMR=0.0468，GFI= 0.940，NNFI=0.941，IFI=0.960，CFI=0.960，RMSEA=0.071。总量表Cronbach's α=0.838，分半信度=0.815，分量表α为0.905和0.911，分量表分半信度0.913和0.904，题总相关0.366～0.663（P＜0.01）。

1.2.4 体育活动等级量表修订梁德清《体育活动等级量表》（Physical Activity Rating Scale，PARS-3）[50]。量表主要从强度、时间、频率3个方面评定被试的运动量情况。结合研究目的，以运动量得分作为被试锻炼行为的评定指标，并沿用公式“强度×时间×频率”来量化锻炼行为情况（最高分为100分、最低分为0分），各指标皆分5个等级，强度与频率从1～5等级分记1～5分，时间从1～5等级分计0～4分。测得题项偏度绝对值在0.125～0.395范围内，峰度绝对值在0.106～0.861范围内，标准差最小值0.835。量表Cronbach's α=0.839，分半信度=0.816，题总相关0.658～0.842（P＜0.01）。

1.3 施测过程

依据方便取样原则，于2016年5月15至30日，采用集体统一测试与个别单独测试相结合的方式进行数据采集。施测前解释指导语并保证被试自愿参加，填答时间4 min，填写完毕当场回收。施测中获得被试一般人口统计学资料（如性别、年龄等）。

1.4 数据采集与分析

将所得数据导入SPSS22.0统计软件。通过一系列统计分析实现研究所需。利用分步骤层次回归分析检验链式中介效应，需逐步验证3个必要条件:①自变量、中介变量分别对因变量的回归效应必须皆显著；②自变量对中介变量的回归效应必须显著。③自变量与中介变量交互作用对因变量的回归效应必须显著。遵循方杰、温忠麟中介效应检验的理论观点:若中介变量介入，自变量对因变量的回归系数降低＝0，说明中介变量具备完全中介效应；若自变量对因变量的回归系数下降但≠0，则表示中介变量具备部分中介效应[51-52]。

2 结果

2.1 性别角色、主观锻炼体验、运动承诺对锻炼行为的直接影响

相关性分析显示（见表1），性别角色、主观锻炼体验（积极幸福感、心理困扰）、运动承诺（各维度）与锻炼行为各指标均显著相关（P＜0.01）。细化比较:性别角色与持续时间负相关较密切（r=-0.414）；积极幸福感（r=0.456）、心理困扰（r=-0.466）与锻炼频率相关较密切；运动承诺各指标与持续时间正相关较密切，尤其个体投入与持续时间（r=0.571）正相关系数最高。

表1 Pearson双变量双侧相关系数表Tab.1Statistics of Pearson Correlation Coefficient

以性别角色为自变量，分别以主观锻炼体验、运动承诺和锻炼行为为因变量，采用强行进入法进行回归分析（见表2）:性别角色对主观锻炼体验（F（1，906）=93.251）、运动承诺（F（1，906）= 191.637）和锻炼行为（F（1，906）=67.370）的回归效应显著（P＜0.001），分别解释了变异的17%、30%和13%。

表2 性别角色分别对主观锻炼体验、运动承诺、锻炼行为的回归分析Tab.2Regression Analysis of Gender-Role on Subjective Experience，Sport Commitment，and Exercise Behavior

2.2 主观锻炼体验—运动承诺的链式中介效应检验

为检验主观锻炼体验—运动承诺在性别角色影响锻炼行为时的链式中介效应，借鉴前人分步骤层次回归分析的中介效应检验程序[53-54]，先检验主观锻炼体验、运动承诺分别在性别角色影响锻炼行为时的中介效应，再检验主观锻炼体验-运动承诺的链式中介效应。

（1）在上述回归分析基础上进行如下两步骤层次回归分析（见表3）:第一步回归分析表明:性别角色对锻炼行为的回归显著（F（1，906）=67.370，β=-0.360，P＜0.001），解释了变异的13%；第二步回归分析表明:性别角色与主观锻炼体验交互（F（2，904）= 83.437，T1=-4.300，T2=9.313）、性别角色与运动承诺交互（F（2，904）= 88.848，T1=-2.217，T2=9.805）对锻炼行为的回归效应皆显著（P＜0.001），分别解释了变异的27%和28%。综合来看，因主观锻炼体验、运动承诺的分别介入，性别角色对锻炼行为回归系数分别降至-0.190和-0.106（原-0.360），ΔR2分别为0.14和0.15。由此证实，主观锻炼体验、运动承诺在性别角色影响锻炼行为时分别具备显著的部分中介效应。

表3 性别角色、主观锻炼体验分别对运动承诺的层次回归分析Tab.3Hierarchical Regression Analysis of Gender-Role and Subjective Experience on Sport Commitment

（2）进行如下三步骤层次回归分析（见表4）:因主观锻炼体验、运动承诺的逐步介入，性别角色对锻炼行为回归系数经-0.190（F（2，906）=83.437，p=0.000）降至-0.102（F（3，904）=61.481，P= 0.029），且各层次中的自变量对锻炼行为回归皆显著，逐层解释了变异的27%和30%，ΔR2逐层为0.14和0.03。由此证实，主观锻炼体验-运动承诺在性别角色影响大学生锻炼行为时的链式中介效应显著。

表4 性别角色、主观锻炼体验、运动承诺对锻炼行为层次回归分析Tab.4Hierarchical Regression Analysis of Gender-Role，Subjective Experience，and Sport Commitment on Exercise Behavior

从性别对锻炼行为的影响路径及效应看（见表5），性别角色对锻炼行为的直接影响效应为0.107，间接效应（中介效应之和[52]）为0.253，总效应（直接效应与间接效应之和）为0.360，三条中介效应路径的效果量（中介效应值与总效应之比）分别为25.00%、24.17%和21.11%。

表5 性别角色对锻炼行为的影响路径及效应分解表Tab.5Influence Path and Effect Decomposition of Gender-role on Exercise Behavior

遵循项目组合技术（Item Parceling）[55]，对性别角色、主观锻炼体验进行打包处理，利用AMOS22.0软件构建链式中介效应模型，旨在从直观的结构层面揭示各前因变量对锻炼行为的综合影响。模型拟合指标:x2=208.506，df=59，x2/df=3.534＜5，拟合优度指标:GFI=0.902，NFI=0.916，NNFI=0.904，IFI=0.928，CFI=0.927（均＞0.9），近似误差均方根RMSEA=0.071＜0.08，标准化残差均方根SRMR=0.0423＜0.05，说明所构模型较好的适配性和简洁性。

图2 主观锻炼体验—运动承诺的链式中介效应模型（项目组合）Fig.2Model of Chain Mediating Effect（Item Parceling）

3 讨论

3.1 直接影响效应讨论

性别角色是在社会文化规范的影响下知觉适合于男性和女性行为、活动及任务系统的态度和情感倾向，是大学生锻炼行为的一个内生要素，与前人观点一致[35，42]。分析表明，双性化个体的锻炼最频繁、强度最合理、最具坚持性，而后依次为男性化、女性化、未分化个体。相较而言:双性化个体在认知灵活性、独立创造性、社会适应性、自信心和应对能力、人际交往能力等方面均优于其他性别角色类型者，在锻炼时会因较好的胜任感和人际支持而表现出积极的锻炼坚持性和参与热情。正如双性化模型强调的:双性化者具有其他性别特质无法比拟社会适应能力，在社会行为的基本表现和情感上更益于人的发展[56]；单性化（男性化、女性化）者锻炼行为的态度和情感倾向更符合一贯社会性别规范的期望，但皆因相对极化的认知偏好而略差于双性化者，如男性化者虽挑战欲和好胜心强、锻炼行为更自我，但锻炼人际环境却不稳定，而女性化者虽能建立稳定的锻炼人际，但却受传统性别角色观念的影响而表现出低频率、小强度等锻炼行为[57]；未分化者因综合了男性化、女性化的消极特质而具有最差的心理健康水平，常因自我否定、自我孤立、缺乏自信而在体育锻炼中表现出抵触、拖延、退缩等消极行为倾向，亦不具备锻炼的坚持性（r持续时间=-0.414）。

主观锻炼体验是锻炼行为的一个决定因素。数据表明，具有积极锻炼体验者能正确理解锻炼的价值和意义，能够知觉到体育锻炼对塑造自我概念的效益，并在认知信息的加工与重构中形成频繁、稳定、积极的锻炼行为；反观之，存有消极锻炼体验者则无法理解体育锻炼的本体效益和社会价值，对体育锻炼的功效存在认知偏倚，会阻滞体育锻炼践行而难于形成积极、有规律锻炼行为。体验哲学认为，体验是认知、心智对身体的依赖，是人们从身体纬度来感知世界、认识世界，并以此改变世界的心理资源[58]。可见，主观锻炼体验源于大学生既有锻炼的感知和认识，并会对未来锻炼产生强烈的影响，持有积极的主观体验者常会有反复践行体育锻炼（r积极幸福感-锻炼频率=0.456），而持有消极的主观体验者会抵触甚至退出体育锻炼，进而制约参与锻炼的频率（r心理困扰-锻炼频率=-0.466），所得结果与前人观点一致[30-31]。

运动承诺是大学生从事体育活动的先行思维，该结果与前人观点一致[36，49]。锻炼心理学认为，承诺是一种高层次的行为态度，会在认知的加工与重构中改变行为模式，并形成经过深思熟虑后的行为[28，59]。通常情况下，能够投入于体育锻炼而不愿抽身离开的锻炼者持有积极的锻炼行为认同，往往具备较好的能力效能感和锻炼乐趣体验，能在每次锻炼时将身心高度统一地沉浸并乐在其中，进而自然地促进锻炼行为、保障充足的锻炼时长（r个体投入-持续时间=0.571，r锻炼乐趣-持续时间=0.549）；对体育锻炼持有渴望心态的锻炼者存有强烈的锻炼角色认同，往往具备相对理性的体育价值认知，能在目标导向的影响下珍视每一次锻炼的参与机会，进而表现出较好的锻炼行为和锻炼坚持性（r锻炼承诺-持续时间=0.526，r参与机会-持续时间=0.557）；社会约束源于社会引发的期望和规范，有助于个体产生锻炼责任感、获得社会认同，进而成为促进大学生体育锻炼践行的一个有力因素。锻炼坚持认知决策模型认为，运动承诺是影响个体锻炼行为的一种内在动力，更是锻炼坚持性的最直接预测源[60]，研究证实了该理论的普适性，与前人观点一致[48]。

3.2 链式中介效应讨论

（1）主观锻炼体验、运动承诺在性别角色影响锻炼行为时分别具备部分中介效应，其效果量分别为25.00%和24.17%。性别角色观念决定了大学生对社会行为的认知态度和选择方式，反映了社会文化对男性和女性行为的规范与期待，是主观锻炼体验和运动承诺的一个前导因素，既可以直接的方式影响锻炼行为，还可通过主观锻炼体验或运动承诺的介导机制而间接影响锻炼行为。

①双性化是社会能动性与合群性的最佳平衡过程，是两性心理气质社会功能的动力性和系统性协调[61]。双性化者集合了女性化、男性化的优质特质，具有敏锐的洞察能力、较强的社会应对能力、灵活的社交能力，他们对体育价值、意义、功能等具备理性的认知，在锻炼中能够通过调控自身的情感变化来保持积极、快乐、愉悦的满足体验，亦能够通过积极锻炼状态和参与意向的自我激发而保持锻炼的内在动力，进而保障锻炼行为有序、合理、积极、健康的发展，提高大学生锻炼参与的积极性和坚持性。正如前人所言:双性化者常具有外倾的人格特质、积极的社会性态度和稳定的锻炼坚持性，在应对生活、工作、体育锻炼等应激事件时更积极、乐群、适宜自身发展[62-63]。而未分化者与双性化者同样是“无差别家庭教育”的结果，其区别在于未分化者受两性负性特质的影响较大[24]。未分化者缺乏能力效能感和自我决定能力，较易受外界负面信息或消极因素的影响，而且，该类人群的人际交往倾向于被动接受，较难在锻炼过程中感受到正性的快乐体验、友谊支持和幸福感受，更难于形成参与锻炼的热情、欲望和运动责任感，进而对体育锻炼活动存有拖延、倦怠等退缩倾向，极易在非强制性的情况下退出体育锻炼。

②单性化性别类型者的社会行为似乎更符合社会对性别要求的规范[64]。诚然，传统社会性别意识和文化思想的窠臼会强制性地形成带有社会文化的性别图式，亦自然地赋予男性和女性不同的社会角色分工。国外临床试验调查显示，典型化性别者的智力、体力、性格等方面发展较片面[65]，其中，男性化典型者过于粗犷、勇猛而缺少平和、细腻气质，而女性化典型者过于柔弱、内敛而缺乏勇气、竞争心及刚强的心理素质，两类性别角色类型者在情绪调控、压力应对、社会适应等方面皆劣于双性化者。社会认知理论认为，性别刻板印象具有决定个体社会行为的情感认知、指导个体/群体认知信息的加工预期、影响决策及判断/指导行为等功能[66-67]。受一贯传统文化影响，体育运动常被视为拼搏抗逆、好勇争胜、挑战自我的精神展示。男性化者虽具积极活跃的锻炼参与热情，但遇挫折/失败时较易产生挫败感和失落感而影响锻炼体验，抑制锻炼参与的热情、动力和承诺，甚至会阻滞锻炼行为、降低锻炼坚持性；女性化者往往认为积极好胜、强壮有力的体育锻炼与其被动、内敛、柔弱、恬静的特征不符，在体育锻炼中难于感受到锻炼的积极体验，也会因缺乏积极的投入状态和参与欲望而缺乏运动承诺，直至影响锻炼行为的坚持性和稳定性。

（2）分步骤回归分析还证实了，主观锻炼体验—运动承诺的链式中介效应也显著，其效果量为21.11%。数据表明，性别角色通过主观锻炼体验—运动承诺的链式中介作用间接影响锻炼行为，该观点为社会性别理论在体育锻炼领域提供了实证支持[68]。社会学认为，人的行为、思维和感觉方式具有社会性质，它属于非个体意识范畴，具有典型的社会强制性[69]。根据锻炼坚持认知决策模型的相关理论观点，作为社会文化形成的角色认知规范，性别角色不仅决定着大学生体育锻炼的认知灵活性、行为模式和注意偏好，还会通过影响个体心理资源而作用于锻炼行为表现[48-49]。双性化者较易产生积极的锻炼体验和满足感受，使自身专注、投入于锻炼实践，并能自我激发继续锻炼的欲望和决心，进而使锻炼行为积极、频繁，更具坚持性和主动性；单性化者在锻炼中虽能感受到一定的正向体验，亦能重视并珍惜锻炼参与机会，但其两极的性别特质导致其行为特征趋于极端化（如过于刚烈、过于柔弱），使其锻炼体验在积极与消极之间游离，在锻炼承诺上便无法双性化者相提并论，进而使其锻炼行为稳定性和坚持性不足；未分化者往往在锻炼中缺乏积极幸福体验，较多的产生心理困扰和心理疲劳感，其消极、拖延的情绪状态使之无法投入于体育活动，亦缺乏继续参与锻炼的动力，进而形成锻炼退出倾向。

性别角色可以通过影响个体锻炼体验来影响运动承诺等心理资源，进而间接地作用于锻炼行为。研究证实了锻炼坚持认知决策模型的普适性[49]，与前人观点一致[34，41，43]。研究认为，从家庭、社会、媒体、学校等多渠道教育/宣传来改变传统性别角色观念，并通过组织多样、适宜的体育锻炼活动来提升锻炼体验、激发运动承诺，可能是促进大学生践行体育锻炼、保持锻炼坚持性的一个有效途径。诚然，性别角色与锻炼行为间的介导机制，除主观锻炼体验和运动承诺等激发性因素外，还包括自尊、认同、友谊质量等保护性因素。未来应立足于更多变量的综合考量，为全面揭示大学生锻炼行为的前因机制提供借鉴与参考。

4 结论

性别角色、主观锻炼体验、运动承诺是锻炼行为的前因变量，三者对锻炼行为的直接影响皆显著，其中，主观锻炼体验对锻炼频率影响较大，性别角色和运动承诺对持续时间影响较大；分步骤层次回归分析表明，在性别角色影响大学生锻炼行为时，主观锻炼体验、运动承诺分别具备部分中介效应，而且，主观锻炼体验—运动承诺的链式中介效应也显著，总间接效应的效果量达70.28%。

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Gender-Roles，Subjective Exercise Experience，Sport Commitment and Exercise Behavior of Undergraduates:A Model of Chain Mediating Effect

DONG Baolin，ZHANG Huan
（Dept.of PE，Sanda University，Shanghai 201209，China）

Investigate the influence of the gender-role on physical exercise behavior of undergraduates as well as the chain mediating effect of the subjective exercise experience-sport commitment，on this foundation，construct a chain mediating effect model.Through using College Students'Sex-Role Inventory（CSRI-50），the Subscales of Positive Well-being（PW）and Subjective Exercise Experience Scale（SEES），Exercise Commitment Checklist（ECC）and Physical Activity Rating Scale（PARS-3）this paper investigated 908 undergraduates（Aged=20.46±2.525;Male=407 female=501）.Results indicated that the gender-role，subjective exercise experience，and sport commitment had the significant effects on exercise behavior（P＜0.001）.Among them，the influence of subjective exercise experience on exercise frequency was relatively large（rPW=0.456，rPD=-0.466），and the exercise commitment had a great influence on duration of exercise.Step by step regression analysis indicated that subjective exercise experience，exercise commitment had the partial mediating effects respectively in gender-role affecting exercise behavior，and they effect values were 25.00%and 24.17%of the total effect，not only that，the chain mediating effect of subjective exercise experience-sport commitment was also significant，and the effect value was 21.11%of the total effect，namely that the indirect effects accounted for 70.28%of the total effect.Subjective exercise experience，exercise commitment is the powerful factors that alleviate the negative influence of the traditional gender-role concept on the exercise behavior of undergraduates;changing the traditional gender-role concept，meanwhile，enhance the positive experience exercise and sport commitment might be the effective ways that promote physical exercise for undergraduates.

undergraduates;gender-role;subjective exercise experience;sport commitment;exercise behavior;mediating effect

G 804.83；G 804.27；G 806

A

1005-0000（2016）05-414-08

10.13297/j.cnki.issn1005-0000.2016.05.008

2016-06-13；

2016-08-01；录用日期：2016-08-02

教育部人文社会科学基金项目（项目编号:15YJC890006）

董宝林（1980-），男，吉林长春人，副教授，研究方向为锻炼心理学、体育锻炼及健身行为研究。

上海杉达学院体育教研部，上海201209。