体育锻炼对大学生一般自我效能感的影响：动机的中介效应

2021-04-21朱从先

安阳师范学院学报 2021年2期

朱从先

(南京农业大学体育部，江苏南京 210095)

1 理论综述与研究目的

一般自我效能感(General Self-Efficacy，GSE)是班杜拉社会认知理论的核心概念[1]，指的是个体对自己在组织、执行行动、达到目标的过程中的能力的判断和信念，主要作用是调控个体的行为，具体表现为个体的自信心强弱[2]。高水平的GSE促使人在各种活动中做出更多的努力并持之以恒，直到达到活动的目标；而低水平的GSE的人在活动中遇到失败和挫折时，更易产生怀疑、顾虑等情绪，普遍满足于平庸的成就[3]。体育锻炼的自我效能感和GSE存在明显的正向关系，而提升体育锻炼的自我效能会增加青少年学生的身体活动量。近年来，随着体育锻炼积极心理学的发展，提升个体的GSE成为促进个体健康发展的重要途径[4-5]。大学时期是心理发展的敏感时期，大学生的心理健康工作也是大学教育的一项重要工作，探讨提升GSE对于大学生心理健康教育具有重要意义。一项最新的研究证实，提高青春期的女生参与体育锻炼自我效能感水平，会增加她们参与正规体育锻炼活动的比率，并能全面提高她们的体育锻炼水平，从而提升提高她们的健康水平[6]。

GSE能通过动机的过程对个体发生作用[3]，个体动机的强弱也会影响GSE[7]。动机是激发并维持一个人进行活动的心理动因或内部动力。既往研究中也显示，动机和GSE两者存在较为密切的关系[8- 9]。体育锻炼动机是指推动人们进行体育锻炼的心理动因[10]。锻炼内部动机和外部动机共存状态可以更好地促进体育锻炼，激发个体从事体育锻炼，从而对个体的运动情绪体验、心理健康产生深远的影响[11-13]。锻炼动机相关的议题也是当前我国锻炼心理学领域研究的热点[14]。

前期研究中发现体育锻炼对幸福感[15]、自尊水平[16-17]、自我观念和生活满意度[18]、人际信任[19]、国家认同[19]等个体和社会心态指标具有促进作用。可以看出，体育锻炼是培育积极个体和社会心态的重要手段和措施[20]。早期的一项准实验研究探讨了不同时间、不同强度的健美操锻炼对女大学生GSE的影响，发现60分钟中等强度的健美操运动对提升GSE的效果最佳[21]。已有研究对认识体育锻炼和GSE的关系具有重大意义。但尚存在如下不足：1)缺乏人口统计学变量控制，已有研究较多笼统探讨2个核心变量间的关系，较少对人口统计学变量(如性别)加以控制，致使结论概括化，如从流行病学视角探讨GSE与身体活动(Physical Activity，PA)的关系[22]；2)GSE影响因素众多[2]，忽视了体育锻炼和GSE的关系会因外界变量的介入而复杂化，即体育锻炼可以通过调节某种外界变量达到间接提升GSE的目的。

鉴于上述情况，本研究以横断面研究范式探究体育锻炼对GSE的影响，并引入第三变量体育锻炼动机和性别，试图构建以体育锻炼行为为自变量，以一般自我效能感为因变量，尝试分析锻炼动机在自变量和因变量间的中介效应，分析性别在两变量间的调节效应(如图1)，试图从结构层面揭示体育锻炼对GSE的影响机制。基于此，研究构建假设模型并提出如下假设：H1：体育锻炼与锻炼动机显著正相关；H2：体育锻炼与GSE显著正相关；H3：锻炼动机与GSE显著正相关；H4：锻炼动机是体育锻炼和GSE的一个中介变量；H5：性别是体育锻炼和GSE的一个调节变量。本研究的目的是验证体育锻炼对GSE的正向影响，探究动机和性别的不同影响机制，进而为大学生的心理健康教育提供理论依据。

图1 研究假设模型图

2 对象与方法

2.1 研究对象

采用整群抽样的方法，2018年3月份对南京市三所大学大一、大二本科生(南京农业大学、南京体育学院、三江学院)进行问卷调查，共调查1088份，其中有效问卷数据样本量为1049名，问卷有效率为96.4%。详见表1。

表1 问卷收录情况

2.2 工具

2.2.1 体育锻炼等级量表(Physical Activity Rating Scale，PARS-3)

体育锻炼等级量表(PARS-3)是由日本学者桥本公雄编制，梁清德等人修订，从体育锻炼的强度、频率及一次锻炼的时间3个方面来考察体育锻炼量，并以此来衡量体育锻炼参与水平。体育锻炼量得分=强度×(时间-1)×频率，每个方面分5个等级，以1～5记分。等级标准为：小锻炼量≤19分，中等锻炼量20～42分，大锻炼量≥43分[23]。其结果为体育锻炼量的度量，一定程度上反映了大学生的体育参与行为现状。

2.2.2 体育锻炼动机量表(Motives for Physical Activities Measure-Revised，MPAM-R)

Ryan等[24]编制的《体育锻炼动机量表》是研究锻炼动机的常用量具。该量表是以认知评价理论和自我决定理论为基础设计的锻炼动机量表，共包括5个动机维度：促进健康、改善外貌，获得乐趣、提升能力和增进社交[12]。为了更简便地测量锻炼动机，陈善平[25]等把MPAM-R中文版精简为15个题项的简化量表，本研究中运用的是动机量表的简化版。

2.2.3 一般自我效能感量表(General Self-Efficacy Scale - Schwarzer，GSES)

一般自我效能感量表由Schwarzer等人编制[26]。中文版由王才康等人进行汉化翻译修订，并对其信效度进行检测，结果显示GSES具有良好的信度，其内部一致性系数Cronbachɑ=0.87，重测信度为r=0.83(p<0.001)，折半信度为r=0.82(n=401，p<0.001)[27]。

内部一致性信度检测显示，总量表中的Cronbach's α系数0.894，系数值越大提示内在一致性越强。既往研究认为，Cronbach's α系数大于0.7，可认为条目之间的一致性较好[28]。折半信度系数为0.674。为保证单个测量工具和总量表的效度，对上述3个测量工具及其总量表分别进行探索性因子分析和验证性因子分析，分析数据结果具体见表2、表3。

表2 分量表和总量表的探索性因子分析结果

表3 分量表和总量表的验证性因子分析结果

2.3 数据分析

采用SPSS23.0及Process宏程序进行数据处理。(1)运用相关分析探讨体育锻炼、锻炼动机及GSE的相关性。(2)运用线性回归探讨体育锻炼对锻炼动机、GSE的预测作用和锻炼动机对GSE的预测作用。(3)采用方杰[29]等的观点，利用Bootstrap法分析体育锻炼对GSE的间接影响效应，采用Process模型4检验中介效应[30]，将自变量(X)、因变量(Y)、中介变量(M)依次选入相应选项框，设定Bootstrap Samples=5000(即样本量=5000)，取样方法为Bias Corrected(即偏差校正的非参数百分位法)，置信区间为95%，分组条件为Mean and +SD from Mean(即均值和均值加减1个标准差)，检验水准α=0.05。(4)运用多元方差分析探讨性别的主效应，采用温忠麟等的观点[31]，对性别的调节效应进行验证。

3 研究结果

3.1 共同方法偏差检验

采用程序控制和Harman单因素检验控制施测存在的共同方法偏差[32]。程序控制：采用经典量具，量具经过语言体系汉化和信效度监测工作；问卷设计，利用加粗、着重标注等方式，在填写过程中强调“调查只为科研使用，问卷结果只有研究者本人看到”；测量者为学生的体育教师，采用现场答疑、当场回收的方式收集数据。Harman单因素检验：对所有题项(除人口统计学变量外)进行单因素未旋转探索性因子分析，结果提取了6个特征根值大于1的因子，最大因子的解释变异量为23.42%，小于标准临界值40%。证实共同方法偏差不显著。

3.2 体育锻炼、锻炼动机对一般自我效能感的影响

3.2.1 相关性分析

对体育锻炼、锻炼动机和GSE进行Pearson双变量双侧相关检验。结果见表4，体育锻炼与GSE显著正相关(r=0.248)，体育锻炼与锻炼动机显著正相关(r=0.112)，锻炼动机与GSE显著正相关(r=0.324)，由此验证假设H1、H2和H3不被拒绝。

表4 Pearson双变量双侧相关系数表

表5 各方程回归分析指数

3.2.2 回归分析

回归分析中方差检验显示，P值均显示小于0.05，回归模型有效。方程(1)回归结果显示：体育锻炼能显著正向预测GSE(F=42.005，P<0.001，解释了GSE变异的6.2%)。方程(2)回归结果显示：体育锻炼能显著正向预测锻炼动机(F=8.184，P=0.040，解释了锻炼动机变异的1.3%)。方程(3)回归结果显示：自变量包括体育锻炼和锻炼动机，二者共同解释了GSE变异的15.1%(F=56.554，P < 0.001)。总体来看，锻炼行为和动机均对GSE的预测达到显著水平，从方程(1)发现，体育锻炼解释GSE变异的6.2%，当方程(3)中锻炼动机介入后，体育锻炼对GSE的变异增加到15.1%，而此时体育锻炼对GSE的回归系数有方程(1)的0.248降至0.215(β值)，一方面说明锻炼动机能显著的预测GSE，另一方面可以看出锻炼动机在体育锻炼与GSE之间存在部分中介效应，但中介效应值需要进一步计算，将在3.3部分计算讨论。

表6 总效应、直接效应及中介效应分解表

3.3 锻炼动机中介效应检验

采用Hayes编制的SPSS宏中的Model4(简单中介模型)[30]，在控制诸如性别和年级等调节变量的情况下对锻炼动机在体育锻炼与GSE之间的中介效应进行检验。结果表明，体育锻炼对GSE影响的直接效应及锻炼动机的中介效应的Bootstrap 95%置信区间的上下限内不包括0，这表明体育锻炼不仅可以直接预测GSE，而且能够通过锻炼动机的中介作用预测GSE。直接效应(0.110)和中介效应(0.018)分别占总效应(0.128)的85.9%、14.1%。

3.4 性别的调节效应验证

3.4.1 主效应检验

表7 性别变量的主效应检验

为验证H5，将性别设为自变量，以体育锻炼，锻炼动机和GSE为因变量进行多元方差分析(MANOVA)。性别组间方差分析显示见表7。体育锻炼的性别主效应显著(F=37.019，p=0.000)，可以解释变异的5.5%；锻炼动机的性别主效应不显著(p>0.05)，因此无法构建以性别变量为主的有调节的中介效应模型；GSE的性别主效应显著(F=10.827，p=0.001)，并解释变异的1.7%。多重比较显示：男生的体育锻炼(M=25.43)和GSE(M=38.26)均显著高于女生(M体育锻炼=17.15，MGSE=35.74)。

表8 以性别分组回归分析表

3.4.2 调节效应检验

根据温忠麟等的观点[31]，调节效应检验时，如果自变量是连续变量，调节变量是分类变量，则在验证调节效应时应采取分组回归的方法，若回归系数的差异显著，则调节效应显著，回归分析如表8。利用fisher Z检验回归系数的差异，具体公式如下：

其中b为回归方程中自变量所对应的系数，即回归方程中的β值。使用公式辅助以回归计算数据得出|Z|=0.205<1.96，故拒绝原假设，认为回归系数差异显著，即性别的调节效应显著。

4 讨论

本研究探究了体育锻炼、锻炼动机和GSE三者之间的作用机制，并引入调节变量性别，以探求体育锻炼对大学生GSE的影响。相关性分析和回归分析验证了研究假设H1、H2和H3不被拒绝。1)体育锻炼可以显著预测锻炼动机。该结果也进一步验证了体育锻炼的动机理论，锻炼动机理论的核心观点之一就在于激发和鼓励更多人的参与体育锻炼[33]。2)锻炼动机可以显著预测GSE。该结果与前期的结果一致，一项最新的研究发现，尽管不同性别的大学生主要锻炼动机侧向(内部动机和外部动机)不同，但无论男女大学生其锻炼动机越高，GSE较高[34]。上述结果产生的原因可能是由于自我效能的作用机制产生的，自我效能的提出者班杜拉认为，自我效能通过动机的过程对个体发生作用[2-3]，当人们在某项工作中有较强的动机时，就会表现出更强的自我效能，就会促成对工作的认真程度；反之则会出现负面的情况[35]。

相关性分析和回归分析以及锻炼动机的中介效应检验结果显示，研究假设H4不被拒绝。体育锻炼不仅可以直接预测GSE，而且能够通过锻炼动机的中介作用预测GSE，直接效应(0.110)和中介效应(0.018)分别占总效应(0.128)的85.9%、14.1%。结果可以表明，可以通过体育锻炼来提升GSE，这也为体育的功能“增强个体的自信心”提供基础证据[36]。此外，GSE和体育锻炼自我效能感之间高度正相关，换言之，GSE越高，体育锻炼自我效能感越高[4]。体育锻炼自我效能感被认为是个体参与体育锻炼的重要内部动机来源，相应的研究也证实，大学生的体育锻炼自我效能感对体育锻炼的活动量也可以起到显著的预测作用[37-38]。参与体育锻炼自我效能感与动机性准备状态、步行的数量和消耗热量之间存在显著的正相关关系[39]。同时提高大学生参与锻炼的自我效能感可以增加学生参与体育锻炼的频率，从而在正向上提高学生的身体素质[6]。

方差分析表明，性别在体育锻炼和GSE的差异显著，分别解释变异的5.5%和1.7%。分组回归并fisher Z检验结果显示，男生的体育锻炼和GSE水平明显高于女生，验证了性别在体育锻炼解释GSE时的调节效应显著。换言之，对于被试而言，体育锻炼对CSE的影响效应可能表现出性别上的不同特征，验证了研究假设H5不被拒绝。既往研究中，性别作为体育锻炼与自我效能与人格特质或社会人际中的调节效应研究较多。如陈章源的研究从横截面的范式探究了体育锻炼对大学生主观幸福感的影响，结果表明性别是体育锻炼和大学生主观幸福感的一个调节变量[15]。本研究以及上述研究的结果可以为体育教学中“分性别教学”教学模式提供理论基础。体育教学植根于教育，但又不同于其他学科教育，其中同样的教学模式因为男女身体条件和人格特质的不同可能产生不同的教学效果[40]，该研究结果也对此进行了佐证。

该研究尚有部分不足，需要在后续的研究中进一步完善。首先、体育锻炼、锻炼动机和GSE都涉及到多个维度，不同维度的作用机制可能存在差异，后续研究应重视对各维度进行检验。其次，该研究仅探讨了体育锻炼、锻炼动机和GSE三者之间的简单传递机制和性别的调节效应，实践当中发现GSE可能存在较多第三变量的影响，未来研究应进一步纳入其他的变量，以揭示体育锻炼影响GSE提升的复杂过程。此外，体育锻炼的形式多样，不同形式的运动强度高低不一，还需要通过相应的实验设计进一步探讨体育锻炼促进GSE的量效关系。