体质效能与内隐态度对锻炼行为的共振效应

王玉秀，王 进，吕慧青



体质效能与内隐态度对锻炼行为的共振效应

王玉秀1，王 进2，吕慧青3

通过构建包括体质效能与内隐体育态度这两个变量的双中介模型，研究其在锻炼意图与锻炼行为关系中的双重中介作用。被试为373名大学生(年龄20.8±1.3岁，男192人，女181人)，采用内隐联想测验的方法测量了内隐体育态度。结果表明：内隐联想测验可以测量大学生无意识中对体育类活动的倾向，内隐体育态度效应显著。大学生锻炼意向与锻炼行为关系的双重中介模型成立。大学生体质效能的中介效应为0.2528；内隐体育态度的中介效应为0.0920；两者共同作用的双中介效应为0.0633，均达到显著水平，但均只是部分中介作用。其中，体质效能的中介效应高于内隐体育态度，而内隐体育态度的中介效应高于两者相互作用的双中介效应，这表明体质效能的中介作用更强，内隐体育态度削弱了体质效能的中介效应。研究结果对于理解通过体质效能和内隐体育态度正向促进学生锻炼意图向锻炼行为的转变过程具有一定理论参考。

体质效能；内隐体育态度；锻炼意向；锻炼行为；双中介模型

1 引言

由于锻炼意向与锻炼行为关系的复杂性、内隐性，它们之间的关系受到诸多影响因素的作用。目前，锻炼意向与锻炼行为因果关系的中介变量研究结果表明：行动计划、社会支持、自我效能、自我认同、自我决定动机、锻炼承诺等均只起到部分中介作用[1,5,8,9,12,14,15,18,24]。因此，锻炼意向对锻炼行为的影响并不只有唯一的一个中介路径，还存在其它可能的中介变量及中介路径。

体质评价自我效能(以下简称体质效能)是影响锻炼行为的重要变量之一。它是指由体质测量与评价产生的、个体克服障碍进行身体锻炼的自我效能感，即相信通过自我能力克服障碍，改变不理想的体质状况。体质效能可作为中介变量，对体质健康信念与锻炼行为关系产生间接的影响效应[20,21]。此外，应对自我效能对锻炼意向与锻炼行为关系具有中介作用[52,53]。因此，作为与应对自我效能等价的体质效能对锻炼意向与锻炼行为关系也有可能具有中介作用。

内隐体育态度同样是影响锻炼行为的另一个重要变量。它是指个体自动化或难以精确识别的与体育活动有关的痕迹，能潜在地调节个体对体育活动的观念和行为[43]。尤其是内隐体育态度可能与积极的锻炼意图有关，它对解释锻炼行为的方差变异要超出外显的认知过程[25,28,44,55]。因此， 内隐体育态度往往作为自变量来预测人们的锻炼行为或体力活动。然而，内隐体育态度作为难以被人们内省的体育认知、情感反应和行为倾向，是否会间接地作用于锻炼意图向锻炼行为的转化，需要采用中介模型效应的研究来证明。

通过单中介模型可以得到锻炼意向通过诸如：计划、社会支持和自我效能等单一变量对锻炼行为产生影响。然而，体质效能与内隐体育态度这两个变量对锻炼意向与锻炼行为关系的影响，可能存在双重中介效应。也就是说，锻炼意图通过影响体质效能与内隐体育态度的相互作用来间接影响锻炼行为。所以，本研究的目的是通过构建双重中介模型，采用Bootstrap的统计方法[6,19,50]，研究体质效能与内隐体育态度的联合作用对锻炼意图与锻炼行为关系的中介效应问题。

2 假设模型的提出

本研究以“健康行为过程理论(HAPA)[54]”和“内隐社会认知理论[37]”为理论依据。HAPA理论模型是一种阶段锻炼行为理论模型，它主要包括健康危险认知、结果预期、自我效能、行为意向及健康行为等变量，它将锻炼行为的变化看作是一个非线性变化的动态过程，很好地预测了行为意向的方差，且包含了影响锻炼行为的社会因素。HAPA理论能够通过知觉自我效能等变量克服在决定后行动前阶段锻炼意向不足以产生行动的这个缺点。其中，自我效能是探讨个体对于情境需求和个人能力之间的感知。Schwarzer等认为,自我效能既能预测行为意向，又能预测后续阶段的行为改变，在不同阶段完成相应任务需要相应特定的自我效能，如应对自我效能等对锻炼行为产生了不同的影响[16,53]。研究发现，自我效能在锻炼意图转化为行为的变化阶段只起到部分中介作用，表明仍可能存在其它未知的中介变量[18]。那么，相应的体质效能就可能起到中介作用，并可能与其它中介变量交互作用影响锻炼意图向锻炼行为的转变。

同时，内隐社会认知的研究为我们提供了新的思路，内隐社会认知概念[37]是Greenwald于1995年首次提出，它是指在社会认知过程中，虽然个体不能回忆过去的某一经验，但这一经验潜在地对个体的行为或判断产生影响。就态度而言，Wilson等人提出了双重态度模型理论[56]，认为人们不仅存在一种能被人们所意识到、所承认的外显的态度，而且也存在另一种无意识的、自动激活的内隐的态度。研究表明，内隐体育态度往往作为自变量来预测人们的锻炼行为或体力活动[29,51,44,55]。大学生内隐体育价值观可能与自我效能存在相互影响并作用于锻炼行为[47,41,49]。内隐社会认知领域关注的焦点在于个体的无意识成分参与了其有意识的社会认知加工过程。因此，内隐体育态度可能作为另一重要中介变量和体质效能交互作用影响锻炼意图与行为间的关系。

为此，我们构建了如图1所示的双中介模型。该模型不仅可以检验分析体质效能与内隐体育态度共同发挥的双中介作用的大小，也可以观测在剔除了其它中介路径的作用之后，单个的中介路径的作用大小，同时还可以对比不同中介路径的作用大小是否存在显著差异。

图1 锻炼意图与锻炼行为的双中介模型示意图Figure 1. The Double Mediation Model of Exercise Intention to Exercise Behaviors

图1中的X表示锻炼意图(自变量)，Y表示锻炼行为(因变量)。M1表示体质效能，M2表示内隐体育态度，M1和M2为两个中介变量。X到Y上的有向边c′表示锻炼意图对锻炼行为的直接效应，而图中其它从X到Y经过的有向边表示中介路径。路径X→M1→Y表示锻炼意图X通过影响体质效能M1影响锻炼行为Y，a1为X对M1的回归系数，b1为M1对Y的回归系数。路径X→M2→Y表示锻炼意图X通过影响内隐体育态度M2影响锻炼行为Y，a2为X对M2的回归系数，b2为M2对Y的回归系数。路径X→M1→M2→Y则表示锻炼意图X通过同时影响体质效能M1与内隐体育态度M2的相互作用而影响锻炼行为Y，d21为M1对M2的回归系数。eM1(eM2)表示中介变量M1(M2)的参数估计偏差。

该双中介模型3条路径的中介效应值包含体质效能M1、内隐体育态度M2及两者共同作用的中介效应值。其中，a1b1表示M1的中介效应值，a2b2表示M2的中介效应值，a1d21b2表示M1和M2的双中介效应值。该模型总的中介效应值为a1b1+a2b2+a1d21b2。M1单变量与M1M2两个变量的双中介效应对比为a1b1-a1d21b2，M1单变量与M2单变量的中介效应对比为a1b1-a1b2，M2单变量与M1M2两个变量的双中介效应对比为a2b2-a1d21b2。

3 研究对象与方法

3.1 研究对象

本研究从浙江省某高校随机抽取440名大学生进行测试，回收问卷438份，其中12名学生因测试信息不全而被删除，有效问卷426份，问卷有效率为97%。其后，再让这些学生参加内隐体育态度的测量，按Greenwald等(2003)的建议处理IAT测验结果，得到有效的被试373人(年龄为20.8±1.3岁，男192人，女181人)。

3.2 研究方法与程序

3.2.1 研究测量工具

研究采用锻炼自我评估问卷，主要由基本信息、问卷说明、体质效能的测量、锻炼意向的测量、锻炼行为的测量组成，下面是问卷主体各部分内容的测量方法。

体质效能的测量以戴霞等编制的《体质健康信念量表》中关于体质效能的维度为测量工具，体质效能反映的是由体质测量与评价产生的、个体克服障碍进行身体锻炼的自我效能感。由4个5级Likert条目组成，如体质健康状况不佳时，我能够克服天气、环境的障碍进行规律地体育锻炼。对《体质效能量表》中的4个条目进行因素分析，抽取特征根大于1的因素1个，共解释方差的53.20%。KMO=0.837，P<0.001，其内部一致性信度为α=0.684。

锻炼意向的测量采用Hagger和Jillian等[39,46]编制的体育锻炼意向问卷，锻炼意向反映个体是否有参与锻炼的打算，愿意在多大程度上参与锻炼，计划为此付出多大的努力。由4个7级Likert条目组成，如在未来的4周中，我打算每周至少进行3次，每次20 min以上的身体锻炼。对《锻炼意向量表》中的4个条目进行因素分析，抽取特征根大于1的因素1个，共解释方差的75.69%。KMO=0.837，P<0.001，其内部一致性信度为α=0.893。

锻炼行为的测量以梁德清[13]的《体育活动等级量表》(PARS-3)为测量工具。体育锻炼行为指以健康为主要目标的身体活动，通常把参与体育活动的强度、频率和持续时间作为度量单位。身体锻炼量的得分=强度×(时间-1)×频率。对PARS-3的3个条目进行因素分析，抽取特征根大于1的因素1个，共解释方差的60.69%。KMO=0.614，P<0.001，其内部一致性信度为α=0.735。且PARS-3的信效度已经过多次检验，符合心理量表的统计使用要求。

3.2.2 内隐体育态度的IAT测验

内隐体育态度IAT测验的设计方法，参考了Dionne(2013)和Forrest(2016)的内隐体育态度的测量方法[34,35]，并改进了IAT概念词与目标词的确定与呈现方法。概念词分为体能类体育活动和非体能类休闲活动两类，属性词分为积极词汇与消极词汇。且本实验概念词的素材选用两类概念词的工具图片呈现。

3.2.2.1 内隐联想测验材料

1.概念词的选择：设计开放式问卷，题目是“请根据你自己的理解，尽可能多的写出能够表达体育活动类以及非体能类休闲活动工具的词汇”。利用晚自修时间，在某大学随机选择教室发放问卷300份,收回有效问卷279份,有效率93%。然后根据词汇出现的频率和词义进行选择,每类各选出20个词汇。

2.属性词的选择：通过查阅文献以及词典查询具有代表性的积极与消极词汇各50个作为备选词汇。由大学生被试从词汇中选取认为最积极与最消极的词汇各30个，根据出现频次确定积极与消极词汇各20个。

3.初步确定的“体育类活动工具”的词汇为篮球、操场、运动服等；“非体能类休闲活动工具”的词汇为床、电脑、图书等；“积极”词汇为舒适、勇敢、希望等；“消极”词汇为丑陋、沮丧、危险等。

4.再用这些词汇组成“概念词与目标词的判断问卷”,在某大学随机发放问卷190份,收回有效问卷188份,有效率99%。词汇判断中“1”代表完全不能描述,“5”代表完全能描述。根据得分高低排列,选前面10个词作为内隐体育态度测验的概念词与属性词(表1)。

表1 内隐体育态度测试目标词与属性词的选择与得分一览表Table 1 The Selection and Score of Target Words and Property Words

5.再让学生收集相对应的图片，让其他学生写出每个图片的名称，出现错误的图片则删除。实验中把 “体育类工具”和“非体育类工具”的词语做成大小为 360×260像素的图片呈现。

3.2.2.2 内隐体育态度的测验过程

由主试打开内隐联想测验的程序，要求被试根据屏幕上的指导语逐步完成测验，其程序分为如下步骤(表2)。步骤1、2、3、5、6均包括20次练习，步骤4和7各包括40次选择反应，程序记录每位被试的每1次反应时和正误，并对错误反应做出即时反馈。

表2 内隐体育态度的测验样例一览表Table 2 The Sample of Implicit Physical Attitude Test

3.2.2.3 内隐体育态度实验数据的处理

对于IAT数据的处理，目前是采用Greenwald等人(2003)的D值算法[38]；将第6步与第3步的反应时相减并除以练习任务的标准差，得D1；将第7步与第4步的反应时相减并除以关键任务的标准差，得D2；取D1、D2的平均值得到D。D值越大，表明被试对待两种事物的态度的差别越大，被试的内隐体育态度越强。内部一致性计算方法为：删除头两次练习的IAT值和头两次关键任务的IAT值，以余下56次的IAT值为基础计算α系数。IAT效应值d依据Cohen(1988)提出的方法计算[32]。计算相容组与不相容组的平均反应时，把不相容组的平均反应时减去相容组的平均反应时，这样所得的结果就为被试对属性词和类别词的联系强度，称为内隐联想测验效应，简称IAT效应。计算相容反应和不相容反应的反应时对数平均值，它们之间的差值即为IAT对数效应值。相容和不相容反应时差值越大，则说明被试的内隐体育态度越坚定，反之则越模糊。

3.2.2.4 内隐体育态度的效应

本研究通过开放式问卷调查的方法确定刺激词，这能充分代表大学生心目中的“体能类活动”与“非体能类活动”的特征，从而保证测验的内容效度，内隐联想测验的内部一致性系数的分数为0.86，呈现了比较高的内部一致性[27,30]。体育锻炼态度内隐联想测验的相容和不相容任务的反应时以及相应的IAT值见表3。

表3 内隐体育态度联想测试的相容与不相容分类任务的反应时和相应IAT值一览表Table 3 The Reaction Time and Value of IAT of Compatible and Incompatible Classification Task

测量结果表明，把体育活动类工具与积极类词汇归为一类(相容任务)的反应时较短，把体育活动类工具与消极类词汇归为一类(不相容任务)的反应时较长。对两类任务的反应时做配对t检验(t=10.365,P<0.001)，差异非常显著。相对于非体能类的休闲活动，大学生更偏向于体育活动，且性别差异不显著(t=0.76,P>0.05)。

3.2.3 数据分析方法

研究的数据分析主要确定各变量在体育锻炼意向向锻炼行为转化过程中的中介效应。通过相关分析了解各变量之间的关系，然后通过回归分析及bootstrap方法验证体质效能、内隐体育态度、锻炼意向以及锻炼行为之间的双重中介模型。

4 研究结果

4.1 体育锻炼意图、体质效能、内隐体育态度与锻炼行为的相关关系

研究结果表明,锻炼意图与锻炼行为相关显著(r=0.548,P<0.001)，内隐体育态度与体质效能相关显著(r=0.286,P<0.001)、与锻炼意图相关显著，(r=0.272,P<0.001)，与锻炼行为(r=0.385,P<0.001),体质效能与锻炼意图相关显著(r=0.571,P<0.001)、与锻炼行为相关显著(r=0.463,P<0.001)。

表4 各变量的均值、标准差及相关统计结果一览表Table 4 The Statistics of Each Variables’ Mean and Correlation

4.2 锻炼意图与锻炼行为的双中介效应检验

依据温忠麟等人(2014)提出的新的中介效应检验流程，第1步,检验锻炼意图对锻炼行为的系数c,(c=0.548,t=12.630,P<0.001)，锻炼意图与锻炼行为的中介效应成立。第2步,依次检验系数a1=0.571,a2=0.272；系数b1=0.463,b2=0.385；4个系数均显著,间接效应显著，具体如图2所示。第3步，依据Hayes(2013)提出的Bootstrap方法进行有多个并列中介变量情况下的中介效应检验，测试一个双重中介模型[2,4,7,11,42]。在研究中，该检验方法模型选择6，样本量选择5000，在95%的置信区间下，查看中介路径是否存在，结果是否显著。

图2 锻炼意向和锻炼行为关系的双重中介模型路径系数图Figure 2. The Path Coefficient of the Double Mediation Model of Exercise Intention to Behaviors

Bootstrap检验结果表明，研究假设的双重中介模型中各不同路径的中介效应与总的中介效应估计值均达到统计显著性水平，结果见表5。体质效能的中介效应大小(a1b1)为0.2528，区间(LLCI=0.0907,ULCI=0.4394)，不包含0，中介效应显著。内隐体育态度的中介效应大小(a2b2)为0.0920，区间(LLCI=0.0305,ULCI=0.1715)，不包含0，中介效应显著。体质效能与内隐体育态度共同发挥作用的链式双重中介效应大小(a1d21b2)为0.0633，区间(LLCI=0.0268,ULCI=0.1136)，不包含0，双中介效应显著。

该双重中介模型总的中介效应值为0.4081(SE=0.0867)，区间(LLCI=0.2400，ULCI=0.5758)，不包含0，总中介效应显著。对比各不同路径的中介效应，结果表明，就独自中介效应而言，体质效能要高于内隐体育态度,但两者之间的差异不显著(E=0.1609,SE=0.1026,LLCI=-0.0414,ULCI=0.3587)。他们的链式双重中介效应均低于各自独立的中介效应，其与体质效能中介效应之间存在显著差异(E=0.1896,SE=0.0973,LLCI=0.0098,ULCI=0.3899)，但与内隐体育态度中介效应之间的差异不显著(E=-0.0287,SE=0.0434,LLCI=-0.1233,ULCI=0.0586)。

表5 体质效能与内隐体育态度对锻炼意向与行为关系的间接效应分析一览表Table 5 The Indirect Effect Analysis of Relationship between Exercise Intention and Behavior from PISE and IPA

5 讨论

本研究针对锻炼意向如何影响锻炼行为这一问题，通过构建包含体质效能和内隐体育态度这两个变量的双中介模型，验证了大学生锻炼意向与锻炼行为关系的双重中介模型，其中，大学生体质效能和内隐体育态度各自独立的中介效应显著，但均只是部分中介作用。尤其是，体质效能与内隐体育态度相互作用的双中介效应显著，但却显著低于体质效能的独立中介效应。

本研究结果显示，体质效能在锻炼意向与锻炼行为关系的作用过程中起部分中介作用，中介效应显著，效应值为0.2528，这表明，锻炼意向可通过体质效能的中介效应对锻炼行为产生促进作用。这与谢红光等[20,21]关于体质效能作为中介变量，作用于体质健康信念向锻炼意向转化的结果不同，本研究侧重验证了体质效能作为中介变量引起锻炼意向往锻炼行为的转变过程。发生该转变的主要原因是，学生体质效能的产生是建立在对体质测试项目完成的信心过程中的[17,22,23]，学生对体质健康状态评价的信心越高，学生的锻炼自我效能就会相应提高，从而导致锻炼行为发生的关联性。研究表明，学生对体质效能感知的提升对于体育锻炼行为具有正向促进作用，也就是说，当学生相信自己有足够的身体能力进行运动时，就可能促进锻炼意向到锻炼行为的转化。而这种身体能力的判断与《国家学生体质健康标准》及体育教学考核标准有紧密关系，研究预示了体育锻炼标准的设置与实施对于学生的锻炼行为也可能具有解释的含义。具体地讲，一个适合学生能力的体育锻炼标准可能会促进与之相关的锻炼行为的发生，相反，不符合学生实际情况的体育锻炼标准则可能削弱行为发生的进程。

以往的研究往往将内隐体育态度作为自变量，用于预测人们的体育锻炼行为[31,33,26,45,40]。本研究结果显示，内隐体育态度在锻炼意向与行为的关系中发挥了部分中介作用，中介效应显著，效应值为0.0920。虽然，内隐体育态度的中介效应解释变异只有9%，但统计学意义下仍然预示了内隐体育态度作为中介变量对锻炼意向到锻炼行为的转变具有正向促进作用。由于内隐体育态度并非意识上的产物，主要表现为对体育的联想，因而个体倾向于体育的情感表达，会有助于将体育的意图朝向锻炼行为转化。本研究的内隐测验结果表明，学生在面对非体能类的休闲活动和体能类的体育锻炼活动选择时，较大部分同学都认为体育活动更加积极，但又有少部分同学与之相反。因此，正是这样的隐性认知对锻炼意图向锻炼行为转化过程起到了一定的中介作用。研究发现的意义在于重视对学生体育素养的培育，提升其对体育知识、兴趣和爱好的价值判断，实际上是促进了学生的内隐体育态度的正向发展，其结果会推进学生体育锻炼行为的发生。例如，陈小妹和王进等曾对学生体育审美价值判断的调查，结果发现体育审美价值判断可以预测体育锻炼行为的发生[3]。这说明许多看似与体育锻炼行为没有直接关系的因素也可能成为其预测的变量，从某种程度上讲，这也可能是内隐体育态度催化剂效应的结果。

此外，我们的研究结果还表明，体质效能与内隐体育态度相互作用的双中介效应显著，其效应值为0.0633。特别是，体质效能对内隐体育态度存在显著的影响(β=0.286，P<0.01)。这表明体质效能与内隐体育态度的双中介作用也显著影响了锻炼意图向锻炼行为的转化。

尽管研究的结果表明3种中介路径均存在显著效应，但是这3种不同路径的中介效应值各不相同。其中，体质效能的中介效应值大于内隐体育态度中介效应值，而内隐体育态度中介效应值大于体质效能和内隐体育态度这两个变量相互作用的中介效应值，这表明体质效能的中介作用更强。也就是说，学生的体质效能越高，越容易将锻炼意图转化为锻炼行为。然而，随着内隐体育态度这一变量的加入，反而削弱了体质效能对锻炼行为的影响。

研究发现，模型的双中介效应是最小的，均比两个独立中介效应减少了。究其原因，我们认为主要是由于两个变量的独立性引起的，体质效能关注的是学生的身体素质是否能够应对从事相关体育活动的自信程度，而内隐体育态度关注的是体育的整体价值观，就是说反映的是“动”与“不动”类活动的选择态度。通过实验后的追踪访谈，我们发现部分学生在内隐体育态度IAT上的得分较高，而现实生活中，在有更多休闲活动内容选择的情况下，他们并不会积极地、坚定地选择体育锻炼。这符合最小努力原则，即学生为了缓解压力，获取健康往往会倾向于采取那些路径最短、能量消耗最少的方法(如睡觉、上网游戏等)[10,57]。就好比对于肥胖症患者，人们更愿意吃减肥药减肥，而不愿意长期节食或运动。由于锻炼行为存在着执行成本，大学生虽然认识到体育锻炼的价值感，但却由于锻炼需要付出体能消耗，需要器材场地费用，需要同伴陪同等，这与最小努力原则相背离，所以学生容易放弃锻炼。研究访谈追溯到学生往往认为锻炼耽误时间影响学习，锻炼可能会出现身体疲劳及伤痛等认知与体验，而休闲娱乐会使人更轻松愉快。这些意识随着环境与后天教育的影响被隐藏或覆盖在潜意识里。这种潜意识反映了先前已经存在的关于“动”与消极，以及“不动”与积极的联想记忆。在大学生生活方式高度物质化与信息化的环境下，由于最小努力原则，在锻炼资源没有增加的前提下，大学生改变久坐行为的动力就会比较小。可以通过对当前外部情境(比如良好的体育锻炼设施环境或体质评价结果的积极反馈等)的干预作用于锻炼行为的形成[10,25]。同时也要充分关注通过类似体育价值观教育、运动表象训练等不同方法促进体质效能与内隐体育态度的正向提升，以推进锻炼意图向行为的转化过程[28,48,36]。

因此，研究的双中介效应说明，体质应对能力的评估过渡到锻炼行为受到“动”的选择性潜意识制约，也就是说，在当今大学生生活形式多样化发展的时代，“动”与“不动”的活动形式多样化，可能成为体育活动减少的深层制约因素。最小努力原则可能为大学生多样化生活行为的选择态度提供新的依据。研究结果预示，我们以后要关注最小努力原则对大学生生活形式多样化选择的影响及其对锻炼缺乏行为改变的干预方法。

此外，本研究结果表明,我们构建的双重中介模型总的中介效应显著，其效应值为0.4081(SE=0.0867)，这表明该链式双重中介模型是成立的。在控制了中介变量体质效能和内隐体育态度后，自变量锻炼意图对因变量锻炼行为的影响显著，区间(LLCI=0.7296，ULCI=1.1866)不包含0。表明体质效能和内隐体育态度同时发挥了中介作用，但只是部分中介的作用。这一结果表明，可能存在其他的中介路径。此外，我们得到a2d21b2c′=0.0629(>0)，这表明可能遗漏了一个与模型中假设的中介效应方向一致的中介变量。我们认为，该遗漏的中介变量可能与体质效能及内隐体育态度变量成为互补中介关系，以后的研究要将其它相关的影响变量(如内隐锻炼参与态度、锻炼计划、社会支持、运动技能、其它自我效能)纳入锻炼意图向锻炼行为转化的多重中介模型。

6 结论

本研究提出利用双中介模型研究锻炼意向往锻炼行为转化的作用机制。研究结果验证了大学生锻炼意向与锻炼行为关系的双重中介模型是成立的。大学生体质效能和内隐体育态度各自独立的中介效应显著，但均只是部分中介作用。尤其是，体质效能与内隐体育态度相互作用的双中介效应也显著，但却显著低于体质效能的独立中介效应，内隐体育态度削弱了体质效能对锻炼行为的影响。建议未来的研究关注影响大学生内隐体育态度的关联因素，并进一步采用多重中介模型的方法研究多个相关中介变量之间的联合中介效应对锻炼意图与锻炼行为关系的作用机制。

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Combined Effects of Physical Fitness Self-efficacy and Implicit Physical Attitude on Exercise Behavior

WANG Yu-xiu1,WANG Jin2,LV Hui-qing3

This study built a double mediation model that includes two variables of physical fitness self-efficacy (PISE) and implicit physical attitude (IPA) to investigate the double mediation effects of the two valuables on changes from the exercise intention to exercise behaviors.373 college students (average age=20.8±1.3 years,males =192 and females =181) were surveyed.The implicit association test can measure the tendency of the subjects’ non-consciousness to physical activities.The IPA have significantly effect on the subjects’ physical behaviors.In addition,our double mediation model was successfully used to model establish the relationship between the exercise intention and behaviors.The results show that the mediator of the PISE (IPA) was 0.2528 (0.0920),and the double mediator for both of the PISE and IPA was 0.0633.All the values of the mediators reached significant level.Specifically,the mediating effect of the PISE was higher than that of the IPA.Furthermore,the mediating effect of the IPA was higher than both of the PISE and IPA.These results indicate that the mediation effect of the PISE is stronger,but the IPA has weakened the mediating effect of the PISE.The results of the study have a certain theoretical reference for understanding the change process of the students' exercise intention to exercise behavior through the PISE and the IPA.

physicalfitnessself-efficacy;implicitphysicalattitude;exerciseintention;exercisebehavior;doublemediationmodel

2015-12-01；

2016-04-20

浙江省高等教育教学改革研究项目(jg2015034)。

王玉秀(1977-)，女，江苏扬州人，副教授，硕士,研究方向为运动心理学与体质测评，Tel:(0571)88320493，E-mail：wyux@zjut.edu.cn；王进(1959-)，男，四川重庆人，博士，教授，博士研究生导师,主要研究方向为运动与认知心理学、休闲与社会心理学，E-mail:jinwang47@live.cn；吕慧青(1964-)，女，浙江永康人，教授,硕士，主要研究方向为运动心理学，E-mail:lhq12555@sina.com。

1.浙江工业大学 体军部，浙江 杭州，310023； 2.浙江大学 教育学院，浙江 杭州 310028；3.浙江科技学院 体育部，浙江 杭州 310023 1.Zhejiang University of Technology，Hangzhou 310023，China；2.Zhejiang University，Hangzhou 310028，China；3.Zhejiang University of Science and Technology，Hangzhou 310023，China.

G804.8

A

10.16469/j.css.201605008