锻炼投入、锻炼承诺、主观体验对大学生锻炼习惯的影响：一个混合模型

董宝林 ，毛丽娟

中共中央国务院《关于加强青少年体育增强青少年体质的意见》的一个主要精神和核心要义，便是敦促青少年坚持参加体育锻炼，养成良好的体育锻炼习惯[1]。诚然，仍不乏一些大学生在结束体育课程学习后逐渐减少锻炼次数，部分学生在余暇时间里宁愿在室内浏览互联网，而不愿在户外进行体育锻炼活动，其锻炼习惯可见一斑[2-3]。引导大学生形成良好的体育锻炼习惯，是体育养成教育的核心要义、终身体育的具体实践，亦是国家、社会和学校共同的诉求。

习惯（habit），是积久养成的生活方式。多年来，国内外对习惯内涵的诠释莫衷一是，大体遵循了3个取向。（1）行为的自动化。组织行为学认为，习惯是人们不需深思熟虑便可重复的行为状态[4]，在相同、稳定的社会情境中，人们总会不假思索地作出相同动作[5]，这种机械式的行为反应是基于过去的行为频率，而不需要推理或认知思考等心理加工过程的干涉[6]。（2）行为的稳定性。社会心理学认为，习惯是基于稳定目标和意识决策反应的稳定行为，是“目标-导向”的稳定行为状态[7]。习惯在行为反应过程里被理解为主体对目标的依赖活动，受目标激活、意识决策或内隐态度的引导[8]，被视为与主体意识关联的稳定行为活动[9-10]。（3）行为的规律性。锻炼心理学界定锻炼习惯，是长期、有规律地坚持体育锻炼的一种行为状态[11]，理想的锻炼习惯应体现在有规律的锻炼参与次数[12]、规律的锻炼时长[13]，并保持相当长周期的规律锻炼行为[14]。该取向将习惯视为决定着行为必然发展的规律性趋势。结合既有理论和文献，本研究所指锻炼习惯，是建立在反复锻炼参与基础上，个体自动化、稳定性、规律性锻炼的行为状态或行为倾向。

学者在探讨习惯的影响机制时发现，个体的理性心理会决定行为习惯的巩固与稳定[15]。其中，体育锻炼投入便是巩固锻炼习惯的一个理性心理变量[16-17]。作为一种积极的理性意识思维[18-19]，体育锻炼投入能促使主体的精力和情感卷入热衷或擅长的社会活动[20]，并使行为更具稳定性[21]；能投入锻炼情境的人更倾向于通过体育锻炼的特殊体验来满足多层次需求，从而维持行为稳定性、建立锻炼习惯、促进目标实现[22-23]。另外，作为一种理性心理状态，锻炼承诺也是巩固锻炼习惯的一个有力证据[24-25]。承诺是基于锻炼意识思维的坚持策略、意愿和决心，它可预测锻炼动机，益于个体形成自动化的行为方式，避免锻炼退出[26-27]。一系列实证研究发现，承诺在心理投入与行为习惯间扮演着中介角色。投入-承诺理论认为，承诺是主体认知与行为的心理纽带，是由行为投入等内化形成的行为态度[28]，能将精力投入于社会实践者常伴有坚定的承诺，倾向于通过反复践行来维护自尊、满足需求[29]；承诺是建立在认知基础上，个体践行锻炼的心理契约，能将情感投入于体育活动的人总会表现出坚定的锻炼决心，更易形成规律的锻炼行为[24，30]。据此，提出假设H1：大学生锻炼投入越积极，越易形成锻炼习惯；H2：大学生锻炼承诺越强烈，越易建立锻炼习惯；H3：当考虑锻炼投入影响大学生锻炼习惯时，锻炼承诺具备中介效应。

社会学习理论认为，特定情境中的经验/体验能够改变行为知觉、决定行为的决策和表达[31-32]，换言之，在意识思维、行为决策和行为表达间，主观体验可能具有调节功效[33]。首先，主观体验是一种认知操作体验[34]，可能会调节意识思维（投入）对行为习惯的影响。研究表明：对过去锻炼享有正性体验者会有一贯、积极的认知反应，更愿投入到锻炼情境中，并表现出积极、持久的行为方式[18]；而缺乏积极锻炼体验者较易形成偏倚的锻炼认知而难于投入于锻炼活动，亦难于形成规律的锻炼行为[21]。其次，主观体验是一种行为流畅状态[35]，既可影响个体的投入状态，又是锻炼行为的决策依据[36]。有证据表明，积极的锻炼体验会使人充满愉悦感和可获得感，有助于激发青少年锻炼意识思维和投入状态，有助于青少年明确锻炼意图、坚定锻炼承诺[37]。情绪记忆理论认为，既有事件引发的情绪体验会重构认知记忆系统，该系统能够决定个体行为的表达、决策并指导未来行为[38-39]，即主观体验既可能调节锻炼投入对锻炼习惯的影响，还可能作为一种信息源来调节锻炼投入对锻炼承诺的影响。据此，提出假设H4：当考虑锻炼投入影响大学生锻炼承诺时，主观体验具备调节效应；H5：当考虑锻炼投入影响大学生锻炼习惯时，主观体验具备调节效应。

性别角色理论认为，传统性构社会赋予男女性不同的社会性别观念[40]，此观念可能形成刻板性别印象、固化性别气质，并使人的行为决策和行为表现呈现性别差异[30]。众所周知，处于生理成熟发展期的大学生对自然性别的敏感度逐渐增强，其社会行为的决策和表达亦逐渐朝着符合两性心理生理特质的方向发展[41-42]。相较而言，女大学生相对注重锻炼参与的外在刺激因素（如活动组织、锻炼氛围、与行同伴），其锻炼欲望、决心和自主倾向等方面不如男生那样坚定和强烈；另外，受传统社会意识和文化思想影响，女生锻炼的内敛性和随意性较强，锻炼行为无法同男生一样活跃主动、符合积极的自我，亦较难保持规律、稳定的锻炼行为[38]。可见，在大学生群体中，不同性别可能使锻炼承诺对锻炼习惯的影响呈现差异。诚然，该类观点未得实证论证。据此，提出假设H6：在锻炼承诺与大学生锻炼习惯的影响链条上，性别变量具备调节效应。

基于上述理论和文献梳理，构架观念并建立混合模型（见图1），并实证探讨锻炼投入对大学生锻炼习惯影响内在机制，旨为培养大学生形成积极、健康的生活方式有所裨益。

图1 观念构架模型Figure1 Model 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、苏三省为例，在各省/直辖市分别随机选取2所大学（共6所），每所高校随机抽取200～300名大学生（约1 700名）为被试，共回收1 547份量表。通过筛查（剔除原则：填答题目缺失25%、反向题检验、规则性填答或明显填答有问题等），确定有效量表1 338份（有效率86.49%），被试具体分布情况见表1。

表1 被试的年级、性别分布表Table1 The grade and gender distribution of the subjects

1.2 工具

采用双盲、并行的“翻译-回译”程序，汉化问卷中所有的英文分量表，旨在最大限度提升工具的跨语言等值性[43]。

1.2.1 青少年锻炼投入量表（Exercise Involvement Scale for Adolescent，EIS-A） 学习投入理论认为，应从情感投入、行为投入和认知投入3个方面评估投入水平[44]。（1）选用E.SKINNER[45]《学习投入与不满调查问卷》的情感投入和行为投入分量表（各含5题，共10题），结合题意设定情境，即将“学习”或“课堂”等词汇改为“体育锻炼”或“体育活动”，如我会在体育锻炼中尽量做得更好（行为投入）；体育锻炼可以让我感觉非常棒（情感投入）。（2）选用B.A.GREENE[46]《动机与策略运用调查问卷》的认知投入分量表（含6题），旨从深层认知和浅层认知来评估被试学习认知投入水平。16个题项均采用李克特5点法从“完全不能（1）”到“完全能够（5）”，总分表示被试总体锻炼投入程度。设定情境，即将核心词汇改为“体育锻炼”或“体育活动”，如我制定了一个锻炼计划以实现我想要的锻炼效果。本测量得克朗巴赫α=0.942，分半信度=0.889；题总相关0.643～0.794（P＜0.01）。

1.2.2 锻炼承诺量表（Deliberate Rumination Scale，DRS）选用刘微娜[47]的《青少年户外运动坚持决策量表》，该量表是基于运动承诺理论编制而成，可作为量化评估被试坚持锻炼的承诺水平，共6题，采用李克特5点法从“完全不同意（1）”到“完全同意”（5），总分表示被试锻炼承诺水平。结合题意设定情境，即将题项中“户外运动”或“运动”等词汇改为“体育锻炼”或“体育活动”，如体育活动已成为我的一种生活方式，同时，设计一项反向题（放弃体育锻炼对我来说无所谓）。本测量得：克朗巴赫α=0.908，分半信度=0.898；题总相关0.395～0.779（P＜0.01）。

1.2.3 主观体验量表（Subjective Exercise Experience Scale，SEES）借鉴前人测算经验[48]，选用E.MCAULEY[49]《主观锻炼体验量表》的“积极幸福感”和心理困扰”2个分量表（各含4题，共8题），采用李克特5点法从“一点也不（1）”到“的确如此（5）”，考虑到这2个分量表是表述积极、消极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来评估被试主观体验水平。本测量得：克朗巴赫α=0.872，分半信度=0.833；题总相关0.678～0.678（P＜0.01）。

1.2.4 大学生锻炼习惯量表（Exercise Habits Scale for Undergraduates，EHS-U） 体育锻炼习惯反映了个体锻炼行为的规律性、稳定性和自动化程度[50]。遵循该观点，研究从行为规律性、稳定性和自动化等3个方面量化被试的锻炼习惯。（1）自编行为规律性量表。结合相关专家意见，从3方面评定行为的规律性，即规律锻炼的周期长度、周频率和持续时间。其中，周期以“＜1个月、1个月、2个月、3个月、≥4个月”，周频率以“≤1次/月、1次/2周、1次/周、2次/周、≥3次/周”，持时以“＜15 min、15～30 min、31～45 min、46～60 min、＞60min”各分计1～5分，以总分表示锻炼行为的规律性水平。（2）修订王坤[50]的《大学生体育锻炼习惯量表》的稳定性和自动化2个分量表。首先，邀请锻炼心理学博士研究生、博士生导师各2位，对问卷词义、语句等进行分析，发现有2题更倾向于效能感评估（如我可以胜任大多数体育运动），有4题与总体相关度过低（r＜0.20，如体育锻练是我的特点之一），故剔除，保留行为稳定性和行为自动化各5题。采用李克特5点法从“完全不同意（1）”到“完全同意（5）”，各分量表总分表示被试在该维度上的水平。本测量得：克朗巴赫α=0.947，分半信度=0.921；题总相关0.626～0.957（P＜0.01）。

上述4个测量工具的探索性因子分析和验证性因子分析指标见表2。

表2 各分量表的内容效度和结构效度检验Table2 Validity Test of Content and Structure about Each Scales

1.3 施测过程

采用纸笔调查法，为尽可能降低同源方差的影响[51]，于2017年10月10—20日，11月15～25日，分2轮运用集体与单独测试相结合的方式采集数据。2次施测的问卷填答时间均为12 min。

1.4 数据处理与分析

将数据导入SPSS24.0软件。（1）经筛查后，对保留的有效数据进行反向题、相关潜变量得分计算等。（2）通过描述性统计、可靠性分析、探索性因子分析和验证性因子分析检验测量工具的信效度等。（3）对数据进行中心化和标准化处理，采用相关性分析、回归分析，考察锻炼投入、锻炼承诺和主观体验对大学生锻炼习惯的直接影响。（4）遵循方杰、温忠麟等[52-55]的分析经验和建议，采用序列层次回归分析考察锻炼承诺的中介效应、主观体验有中介的调节效应、性别有调节的中介效应。（5）利用AMOS24.0构建混合模型，并通过模型的拟合指标、拟合优度指标、近似误差均方根和标准化残差均方根等检验所构建模型的适配性。

2 结 果

2.1 共同方法偏差检验

（1）程序控制：从国际一流期刊文献选择成熟且在国内外既有研究体现出较高信效度的测量工具；设计问卷时，在引导语中着重标注“调查只为科研使用”，在《锻炼投入量表》和《锻炼承诺量表》中分别设计了1项反向题，《主观体验量表》因选用了2个相反的维度（积极幸福感和心理困扰），故无需设计反向题；此外，反复强调数据保密性和匿名性，并采用现场答疑、填写完毕当场回收的方式收集数据。（2）Harman单因素检验：除人口统计学变量（性别、年级、年龄）外，将问卷中所有题项进行单因素未旋转探索性因子分析，分析共提取9个特征根值＞1的因子，且第1因子变异率为19.855%（＜40%）。

2.2 直接影响效应分析

各变量Pearson双变量双侧相关性分析显示：性别变量与锻炼承诺、主观体验和锻炼习惯的3个指标的正相关性皆达显著水平（P<0.01），而与锻炼投入相关不显著（P>0.05）；（2）锻炼投入、锻炼承诺、主观体验分别与锻炼习惯的3个指标正相关性皆达显著水平（P<0.01）（见表3）。

表3 均值、标准差及Pearson双变量双侧相关系数表Table3 Statistics of Mean，Standard Deviation and Pearson Correlation Coefficient

分别以锻炼习惯各指标为因变量，并分别以锻炼投入、锻炼承诺、主观体验、锻炼承诺×性别、锻炼投入×主观体验为自变量，采用强行进入法进行若干组回归分析。

结果显示：（1）锻炼投入[F（1，1336）=207.806，β=0.565]、锻炼承诺[F（1，1336）=623.578，β=0.764]、主观体验[F（1，1336）=144.060，β=0.495]、性别[F（1，1336）=80.395，β=0.392]、锻炼承诺×性别[F（1，1336）=527.300，β=0.737]分别对行为稳定性的正向影响显著（P＜0.001），并分别解释了31.7%、58.3%、24.3%、15.1%和54.2%的变异；（2）锻炼投入[F（1，1336）=135.325，β=0.483]、锻炼承诺[F（1，1336）=389.053，β=0.683]、主观体验[F（1，1336）=107.587，β=0.442]、性别[F（1，1336）=114.160，β=0.452]、锻炼承诺×性别[F（1，1336）=331.860，β=0.654]分别对行为自动化的正向影响显著（P＜0.001），分别解释了23.2%、46.6%、19.3%、20.3%和42.6%的变异；（3）锻炼投入[F（1，1336）=68.508，β=0.366]、锻炼承诺[F（1，1336）=106.742，β=0.440]、主观体验[F（1，1336）=74.622，β=0.379]、性别[F（1，1336）=30.149，β=0.252]、锻炼承诺×性别[F（1，1336）=123.381，β=0.466]分别对行为自动化的正向影响显著（P＜0.001），分别解释了13.2%、19.2%、14.2%、6.1%和21.6%的变异；（4）锻炼投入×主观体验对锻炼习惯3个指标的回归效应不显著（P＞0.05）（见表4）。

表4 锻炼投入、锻炼承诺和主观体验分别对锻炼习惯各指标的回归分析Table4 Regression Analysis of Exercise Involvement，Exercise Commitment and Subjective Experience on Each Index of Exercise Habits，Respectively

2.3 间接影响效应分析

参照X.ZHAO等[56-58]的混合模型分析程序，分别以锻炼习惯3个指标为因变量，以锻炼投入、锻炼承诺为自变量，进行3组序列层次回归分析：（1）3组序列回归分析的第1步已在表4得到验证，即锻炼投入对行为稳定性、行为自动化和行为规律性的单独回归皆显著，分别解释了31.7%、23.2%和13.2%的变异；（2）因自变量加入锻炼承诺，锻炼投入和锻炼承诺二者对行为稳定性[F（2，1335）=340.866，T1=4.977，P1＜0.001，T2=17.976，P2＜0.001]、行为自动化[F（2，1335）=203.073，T1=3.095，P1=0.002，T2=14.415，P2＜0.001]和行为规律性[F（2，1335）=59.611，T1=3.202，P1＜0.001，T2=6.638，P2＜0.001]的回归效应皆显著，分别解释了60.4%、47.6%和20.8%的变异，ΔR2分别为0.287、0.244和0.077（见表5）。综上数据，锻炼承诺在锻炼投入影响锻炼习惯各指标时的部分中介效应皆显著。

表5 锻炼投入、锻炼承诺对锻炼习惯各指标的序列层次回归分析Table5 Hierarchical Regression Analysis of Exercise Involvement and Exercise Commitment on Each Index of Exercise Habits

为检验主观体验的有中介调节效应，通过对路径“自变量→中介变量”的序列层次回归分析，检验复相关系数R12和R22差异显著性，以及层次回归方程c'系数的显著性：锻炼投入×主观体验对锻炼承诺的R12和R22分别为0.097和0.005，皆达到显著水平（P＜0.05）；而且，回归效应（c'系数）也显著[F（3，1334）=115.081，β=0.269，T=2.025，P=0.050]，证实主观体验的有中介调节效应显著（见表6）。

表6 序列层次回归方程分析Table6 Coefficient of Hierarchical Regression Analysis

采用上述相同方式检验性别的有调节中介效应：锻炼承诺×性别对行为稳定性的变更R12和R22分别为0.610和0.639，对行为自动化的R12和R22分别为0.530和0.541，对行为规律性的R12和R22分别为0.206和0.222，皆达到显著水平；而且，对行为稳定性[F（3，1334）=432.167，β=0.258，T=8.273，P＜0.001]、行为自动化[F（3，1334）=298.331，β=0.269，T=7.874，P＜0.001]和行为规律性[F（3，1334）=43.238，β=0.426，T=3.189，P=0.002]的回归皆显著（见表7）。由此证实，性别的有调节中介效应显著。

基于此，构建一组混合模型（剔除不显著路径），旨从结构层面揭示锻炼投入影响大学生锻炼习惯的内在机制。模型拟合指标：x2（df=84，n=1338）=425.124，x2/df=5.061（P＜0.001）；拟合优度指 标 ：GFI=0.915，NFI=0.894，RFI=0.874，IFI=0.913，NNFI=0.897，CFI=0.912；RMSEA=0.078（近似误差均方根），SRMR=0.044 7（标准化残差均方根）。说明所构混合模型具有可接受的适配性（见图2）。

表7 序列层次回归方程分析Table7 Coefficient of Hierarchical Regression Analysis

图2 混合模型Figure2 The Mixed Model

3 讨 论

3.1 直接影响效应讨论

锻炼投入是促进大学生锻炼习惯的一个理性心理因素。数据反映，作为一种理性意识思维，锻炼投入为大学生提供了积极的行为认同感，使之自然地将体育锻炼视为一种有益的社会行为。而且，他们的开放性和外向性人格相对突出，善于以积极的心态妥善应对锻炼事件和锻炼人际，并从中获得愉悦感、可获得感和融入感，从而以饱满热情保持未来行为的稳定性（β=0.565）和规律性（β=0.366）。正如认知心理学阐释的，意识思维能够决定主体行为的产生、维持和发展[59]。而且，能将身心投入于锻炼情境的大学生会将参加体育锻炼视为一种常态的生活需要，他们具有较强的参与意愿和专注度，较易专注于锻炼活动而不愿被抽离，亦倾向于通过反复实践来满足多层次、多样的锻炼需求，从而使锻炼行为趋于自动化（β=0.483）。研究证实了基本需求理论在本领域的适用性[60]，所得结果与前人观点一致[18]。

分析证实，锻炼承诺不仅是大学生坚持锻炼的心理动因，更是形成稳定、自动、规律锻炼习惯的有力证据。根据锻炼坚持认知决策模型和锻炼承诺相关理论观点，锻炼承诺是个体对锻炼行为的心理依赖、对锻炼参与的长期指向、锻炼保持的强烈意图，是大学生锻炼坚持性的直接预测变量[25，48]。也就是说，作为一种理性的心理决策，锻炼承诺为大学生锻炼坚持提供了清晰的行为意向，它可激发个体参与体育锻炼的欲望和决心，促使个体通过不断、反复、持续地锻炼实践来达到预期锻炼目标、实现自我突破；作为一种高层次行为态度，锻炼承诺还为大学生从事锻炼活动提供了强烈的参与动力和行为意志，使个体在优势环境或应激情境下皆能保持锻炼行为的稳定性（β=0.764）和规律性（β=0.440）；作为一种潜在锻炼倾向性，锻炼承诺诠释了大学生对体育锻炼的决策偏好，有助于个体在有组织或无组织条件下皆能自动、自主地从事锻炼活动（β=0.683）。研究所得结果与前人部分观点一致[36]。

此外，分析还证实，主观体验对大学生锻炼习惯的正向影响显著，该结果论证了既有研究的稳定性[38]。临床心理学认为，积极的主观体验是与幸福密切相关的认知操作体验，是主体内在需要获得满足后的愉悦感受[34，60]。数据反映了，既有积极锻炼体验可内化为乐趣动机，促使大学生为满足乐趣需求而保持稳定的锻炼行为（β=0.495）；可提升锻炼的知觉流畅性和行为效能感，促使大学生为维持自尊、满足可获得感而主动自觉地参与锻炼活动（β=0.442）；可为锻炼认知系统提供有益的信息线索，使个体对锻炼行为的认同感增强，进而引导大学生形成规律的锻炼行为（β=0.379）。研究证实了流畅性理论在体育锻炼领域的稳定性[33]。M.REINBOTH[61]曾强调，随年龄增长，青少年会越发自觉、主动参与那些能满足其需求或成就其信念的锻炼活动。结合数据认为，作为认知、心智对身体的依赖，积极的主观体验是大学生形成锻炼习惯不可或缺的一个非理性因素。

3.2 间接影响效应讨论

S.E.BEATTY承诺模型理论认为，承诺是情感依赖、行为投入和效果预期等内化形成，连接主体认知与行为的桥梁和纽带[28]。遵循该理论，研究通过多组序列层次回归分析分别证实了，在锻炼投入与锻炼习惯的影响链上，锻炼承诺的中介效应显著，主观体验的有中介调节效应显著。这一结果表明，善于专注、沉浸、投入锻炼活动的大学生总存有积极、愉悦的锻炼体验或经验，能知觉到体育锻炼对自我实现和自我完善的功效，因而较易保持长期稳定、自主自觉、规律有序的锻炼行为。不仅如此，既有锻炼的正性感知和体验还能丰富个体的锻炼意识思维或认知系统，并成为未来行为决策的信息线索，使原本善于将身心高度投入锻炼活动的个体更具锻炼的欲望和决心，进而使建立、巩固锻炼习惯成为可能。简言之，锻炼投入既能对大学生的锻炼习惯产生直接影响，还能通过锻炼承诺和主观体验的中介调节机制而间接作用于锻炼习惯，正如J.S.EVANS发展“决策双系统加工模型”时阐述的：理性心理因素对主体行为的决策离不开非理性因素的强化与激活[62]。

值得一提的是，因锻炼投入和锻炼承诺交互影响，主观体验对锻炼习惯各指标的影响不再显著。究其原因：作为一种非理性因素，主观体验使大学生自然形成带有自我感受和印象的行为图式，当面对即将发生的锻炼活动时，个体会完全凭直觉迅速决定参与与否，即在瞬时决策是否锻炼时，个体会完全依靠主体经验和体验记忆作出选择[35]；而当理性认知系统介入信息加工时，个体的锻炼行为图式会因意识思维的推理和决策而发生调整，如思考锻炼能给我带来哪些效益、我能否投入其中、是否非常愿意参加、能否顺利实现锻炼目标或完成锻炼任务等，此时，主观体验将不会直接决定锻炼行为，而是成为意识思维和决策偏好的信息依据，间接作用于锻炼行为，这一结果与“无意识规则原理”相关观点基本吻合[63]。

序列层次回归分析还证实，锻炼承诺对锻炼习惯影响受性别变量的调节，其中，男生锻炼承诺比女生更强烈，更易形成良好的锻炼习惯。既有研究表明，传统社会文化思想会固化性别刻板印象，使女大学生对性别角色产生妥协和价值认同，在锻炼决策和表现上与男性呈现差异化和非均衡化特征[21]。从数据上看，一方面，尽管现代教育提倡尊重女性、男女平等，诚然，在体育领域，性别偏见、性别刻板印象等思想依然存在[41]。这种偏见会对女大学生的性别观产生影响，并使之形成错误的认知偏见，如“体育锻炼与优雅、文静、顺从、美丽、被动的女性形象相悖”，因此，可能为避免被污化成“女汉子”“男人婆”，女大学生参与锻炼的积极性和主动性、坚持的欲望和决心皆不及男生。另一方面，受现代社会盛行的“瘦文化”影响，人们习惯地认为女性之美在于容颜靓丽、四肢纤细、线条凸显、身材匀称[42]。这种审美观不仅导致女大学生对自信开朗的气质、结实饱满的体型、中性活泼的服饰等运动美产生偏见，还将导致女大学生对体育运动产生逃避、放弃倾向，使其锻炼行为的规律性、稳定性始终无法与男生相提并论，正如前人所言，女性审美偏颇与扭曲所诱发的认知冲突可导致其健身行为陷入误区[64]。基于此，研究认为，大学生锻炼承诺和锻炼习惯的性别差异，可能因传统社会性别观和现代审美观所致。

研究在既有理论和文献探讨的基础上，考察了锻炼投入、锻炼承诺和主观体验对大学生锻炼习惯的综合影响，证实了锻炼承诺的中介效应、主观体验有中介的调节效应、性别有调节的中介效应皆显著，在一定程度上解释了锻炼投入与大学生锻炼习惯的内在机制，具有一定的现实意义。诚然，影响大学生锻炼习惯的因素还可能包括个体的人格特质、生活方式等，未来应关注更多因素的综合考量，为践行“终身体育”健康理念提供借鉴与参考。

4 结论

锻炼投入、锻炼承诺是大学生建立锻炼习惯的理性心理因素，主观体验是培养大学生锻炼习惯的非理性因素；对于不同性别大学生而言，锻炼投入皆能通过锻炼承诺和主观体验的中介调节机制而间接作用于锻炼习惯；大学生锻炼承诺和锻炼习惯的性别差异，可能因传统社会性别观和现代审美观所致。混合模型的建构，在一定程度解释了锻炼投入影响大学生锻炼习惯的内在机制，可为塑造大学生“终身体育”健康理念提供一定参考。