运动健身应用程序使用对个体锻炼行为的影响——锻炼自我效能感的中介效应和社会支持的调节效应

唐雨晴,郭 晴

国民的健康水平不仅关系着个体的生活质量和主观幸福感,也关系着国家的经济和社会的发展。运动健身是影响人体体质健康水平的重要因素,然而,近几十年来,身体活动不足已成为我国国民体质健康的主要行为危险因素[1],我国居民经常参加体育锻炼的人数仅为33.9%(含儿童青少年)[2]。2019年,国务院办公厅印发的《体育强国建设纲要》中明确指出,到2035年,全民健身应更普及,经常参加体育锻炼的人数比例须达到45%以上[3]。因此,如何推动全民健身,助力健康中国建设,已成为研究者高度关注的话题。

现代科技正在冲击和改变着人们的健康观念和行为。随着媒介技术的快速发展,我国迅速进入媒介化社会[4]。在媒介化社会背景下,个体健康行为的形成和变化既受心理认知、家庭环境、教育程度等维度的左右,亦受媒介使用的影响。以互联网为代表的新媒体正在深刻地改变着人们的生活方式和健康行为[5]。在健身领域,运动健身App 的月活跃用户规模已超过7 000 万[6],成为国人自主健身的重要工具。国内已有的实证研究多是以大学生群体为研究对象[7],对运动健身App 的积极影响进行考察。虽然已有文献指出了运动健身App 使用对用户锻炼习惯的养成[8]和锻炼的坚持性[9]等方面具有积极作用,然而,运动健身App 经由何种路径影响了用户的锻炼行为,哪些因素会对上述作用路径产生影响,研究还较为缺乏。

锻炼行为生态学模型(the Ecological Model of Physical Activity,EMPA)认为人们的锻炼行为受到个体因素和环境因素的交互影响[10]。在个体因素中,锻炼自我效能感是与锻炼行为关系最为密切的一个心理因素变量[11]。已有研究发现,运动健身App 的使用在一定程度上会影响用户对其锻炼能力的判断[8]。因此,本研究试图从锻炼自我效能感的视角来解读运动健身App 使用对用户锻炼行为的影响机制,即检验锻炼自我效能感对运动健身App 使用影响用户锻炼行为的中介作用。

根据锻炼行为生态学模型,单一的心理因素难以完全解释个体锻炼行为的形成和改变,必须结合环境因素对人的锻炼行为进行考察[10]。社会支持作为一种外部支持资源,可以在个体需要时提供帮助,为个体行为的坚持或重复提供支持性的环境[12],往往在人们的心理与行为之间扮演着“调节器”的角色[13]。由此,社会支持可能是运动健身App 使用影响用户心理状态与锻炼行为间的一个重要调节变量。因此,本研究试图检验在运动健身App 使用中,社会支持对锻炼行为的调节效应。

在提升国民健康水平和媒介化社会特征凸显的双重社会背景下,如何利用新的媒介技术推动民众参与健身,实现运动健康促进的目标是摆在研究者面前的重要任务。鉴于此,本研究在锻炼行为生态学的理论视角下,考察运动健身App 使用影响锻炼行为的中介心理机制,并进一步探索机制的边界条件,以期为全民健身和健康促进问题提供理论依据和实践指导。

1 研究假设

1.1 运动健身App 使用与锻炼行为的关系

由于具有普及型、便捷性、互动性、个性化等特点,互联网在健康干预上显示出巨大的潜力[14]。随着移动互联网技术、智能手机和可穿戴设备的发展,各类运动健身App 随之涌现。运动健身App 是指可以帮助用户记录运动健身数据、指导运动项目学习、引领健康生活方式等功能的智能手机或可穿戴设备第三方应用程序[15]。张明新等人的研究发现,运动健身App 的使用可以使用户对锻炼的态度更积极,而积极的态度又可能进一步转化为更高程度的锻炼意向[16]。王深等人也发现,运动健身App 的展示互动、跟学提高、直观反馈和目标管理等功能对促进用户的锻炼坚持性有积极影响[9]。基于此,本研究提出如下假设:

H1:运动健身App 使用对用户的锻炼行为具有显著正向影响。

1.2 锻炼自我效能感的中介作用

锻炼自我效能感是自我效能感在运动领域内的表现,是个体对自己是否有能力完成锻炼任务所作的判断与推测。班杜拉认为个体自我效能感的影响因素主要有直接经验、替代经验(观察学习)、言语说服和情绪唤起,其中直接经验对自我效能感的影响最大,个体的成功体验越多,自我效能感越强[17]。Litman 等人发现运动健身App 的可视化、数据监测、个性化定制等功能,有助于用户克服障碍完成锻炼任务,从而丰富其成功体验[18]。刘传海等人发现,与对照组(不使用App 者)相比,App 使用组参与锻炼时所感受到的群体压力和群体激励更为明显[8]。由此,我们推测运动健身App可以从直接经验、替代经验等多层面上对用户的锻炼自我效能感产生积极影响。而锻炼自我效能感被认为是预测锻炼行为的最强因子之一[9]。已有的实证研究表明,个体的锻炼自我效能感越强,参与体育锻炼的主动性和积极性越高,锻炼的坚持性也越强[19]。基于此,本研究提出如下研究假设:

H2:锻炼自我效能感在运动健身App 使用和用户锻炼行为的关系中发挥中介作用。

1.3 社会支持的调节作用

社会支持是指个体从社会、社交网络或亲人朋友那里获得的物质帮助或精神支持[20]。在个体的健康行为中,社会支持能通过调节其他因素对身心的消极影响来保持和提升个体的健康水平[21]。Feltz 等人对青少年的研究发现,锻炼自我效能感受到多个因素的影响,而社会支持是最重要的影响因素之一[22]。董宝林等人发现,社会支持一方面可以缓冲体育锻炼不适对身心的消极影响,另一方面可以提升锻炼的愉悦感和满足感[23]。对于本研究而言,我们推测在运动健身App 的使用过程中,在不同的社会支持水平下,锻炼自我效能感对锻炼行为的影响具有差别。根据支持的来源,可以将社会支持分为家庭支持、朋友支持和其他人支持[24]。已有研究显示,家庭、朋友、其他人(教练、同事等)对人们的锻炼行为具有重要影响[25-26]。由此,本研究提出如下假设:

H3a:家庭支持正向调节锻炼自我效能感在运动健身App 使用与锻炼行为之间中介作用的后半路径。

H3b:朋友支持正向调节锻炼自我效能感在运动健身App 使用与锻炼行为之间中介作用的后半路径。

H3c:其他人支持正向调节锻炼自我效能感在运动健身App 使用与锻炼行为之间中介作用的后半路径。

2 方法

2.1 数据来源

本研究采用问卷调查法收集数据。根据便利性和有效性原则,本研究采用立意抽样的方法在多个健身、跑团和其他运动爱好者的QQ 群和微信群招募受访者,完成问卷的被访者将获得2 元红包。研究者最终回收了685 份问卷,通过未满18 岁、从未使用过运动健身App、填写速率、雷同答卷、境外IP 等多种方式剔除无效问卷,共得到558 份有效样本。对有效样本进行分析,发现样本构成上,男性占48%,女性为52%;18～25 岁的受访者占64.2%,26～35 岁的占27.4%,36～45 岁的占5.4%,46 岁及以上的占3%;受访者的教育程度多集中在本科(56.3%),硕士及以上的占17.6%,专科的占15.9%,高中及以下的占10.2%。综上所述,年轻和文化背景较高的群体是运动健身App 的主要用户。

2.2 变量的测量

自变量:运动健身App 使用。参考以往研究[16],询问受访者参与以下活动的频率:①使用运动健身App 纪录运动数据;②在运动健身App 上浏览与运动健身相关的信息;③利用运动健身App 制定健身计划;④在运动健身App 上与他人交流健身相关的问题;⑤在社交网络上展示自己的运动数据;⑥在运动健身App 上寻找运动同伴。采用7 点计分,从“从不”到“总是”,分别计1～7 分。计算所有项目的平均分作为受访者运动健身App 使用的频率,分数越高表示使用越频繁。本次测量的Cronbach's α 系数为0.82。

中介变量:锻炼自我效能感。采用Kroll[27]编制的锻炼自我效能感量表(Exercise Self-Efficacy Scale,ESES),包括“如果我尽力去做的话,我总是能够解决锻炼过程中遇到的问题和障碍”等10 个题项。采用4 点计分,从“完全不同意”到“完全同意”,分别计1～4 分。计算所有项目的平均分作为受访者锻炼自我效能感的分数。本研究中该量表Cronbach's α 系数为0.91。

调节变量:社会支持。采用Zimet[24]编制的领悟社会支持量表(Perceived social support scale,PSSS)。该量表分为家庭支持、朋友支持、其他人(如领导、同事、同学、亲戚等)支持3 个维度,题目包括“我的家庭能够切实具体地给我帮助”等12 个题项,采用7 点计分,从“极不同意”到“极同意”,分别计1～7 分。计算所有项目的平均分作为受访者领悟的社会支持。3 个分量表在本研究中的Cronbach's α 系数分别为0.876、0.900、0.903。

因变量:锻炼行为。采用梁德清编制的体育活动等级量表,量表从强度、时间、频率3 个方面评定受访者的锻炼情况。身体锻炼量得分=强度×(时间-1)×频率。每个方面各分5 个等级,计分为1～5 分。身体锻炼量最高分为100 分,最低为0 分。该量表重测信度为0.82[28]。

控制变量:参考以往研究,将性别、年龄、教育程度、使用运动健身App 的时间为本研究的控制变量。其中,性别采用虚拟变量进行处理,男=1,女=0;年龄分为4 个等级进行测量:1=18～25 岁,2=26～35 岁,3=36～45 岁,4=46 岁及以上;教育程度分为4 个等级进行测量:1=高中及以下,2=专科,3=本科,4=硕士及以上;使用运动健身App 的时间分为5 个等级进行测量:1=3 个月以内,2=3～5 个月,3=6～11 个月,4=1～2年,5=2年以上。

2.3 数据分析

使用SPSS 20.0 以及Hayes[29]编制的SPSS 宏对数据进行统计分析。在对共同方法偏差进行检验的基础上,使用相关分析进行假设检验的初始测试,随后使用PROCESS 插件进行有调节的中介模型检验。

3 结果

3.1 描述性统计及相关分析

在检验运动健身App 使用对用户锻炼行为的影响机制之前,本文对主要研究变量进行了描述性统计与相关分析,表1给出了研究变量的均值、标准差以及它们之间的皮尔逊相关系数。如表1所示,运动健身App 使用与用户锻炼行为(r=0.326,P<0.01) 显著正相关,运动健身App 使用和锻炼自我效能感(r=0.330,P<0.01)、家人支持(r=0.185,P<0.01)、朋友支持(r=0.182,P<0.01)、其他人支持(r=0.228,P<0.01) 显著正相关;锻炼自我效能感与锻炼行为(r=0.395,P<0.01)、家人支持(r=0.519,P<0.01)、朋友支持(r=0.503,P<0.01)、其他人支持(r=0.492,P<0.01)显著正相关;锻炼行为与家人支持(r=0.131,P<0.01)、朋友支持(r=0.231,P<0.01)、其他人支持(r=0.177,P<0.01)显著正相关。

表1 主要变量的均值、标准差及相关矩阵(N=558)Table 1 Correlation analysis of variables

3.2 运动健身App 使用与锻炼行为的关系:有调节的中介模型检验

在数据处理之前,将性别采用虚拟变量进行处理,对所有预测变量进行标准化处理,所有预测变量的方差膨胀因子都小于1.60,说明研究不存在多重共线性问题。

首先,采用SPSS 宏程序PROCESS 的Model 4,在控制性别、年龄、教育程度、使用运动健身App 时间的情况下,对锻炼自我效能感在运动健身App 使用与用户锻炼行为关系中的中介效应进行检验。结果显示(见表2),运动健身App使用对用户锻炼行为的预测作用显著(B=0.226,P<0.001),且放入中介变量(锻炼自我效能感)后,运动健身App 使用对用户锻炼行为的直接预测作用依然显著(B=0.149,P<0.01)。运动健身App 使用对锻炼自我效能感的正向预测作用显著(B=0.268,P<0.001),锻炼自我效能感对锻炼行为的正向预测作用也显著(B=0.287,P<0.001)。此外,运动健身App 使用对锻炼行为的直接效应及锻炼自我效能感的中介效应的bootstrap 95% 置信区间分别为[0.067,0.231]、[0.045,0.116],均不包含0,表明运动健身App 使用不仅能够直接预测锻炼行为,而且能够通过锻炼自我效能感的中介作用预测锻炼行为。该直接效应(0.149)和中介效应(0.077)分别占总效应(0.226)的65.93%、34.07%。由此,本研究提出的假设1 和假设2 均得到验证。

表2 锻炼自我效能感的中介效应检验Table 2 Mediating effect test of exercise self-efficacy

其次,采用SPSS 宏程序PROCESS 的Model 14 检验社会支持的调节作用,在控制性别、年龄、教育程度、使用运动健身App 时间的情况下对有调节的中介模型进行检验。结果(见表3)表明,将家庭支持、朋友支持、其他人支持分别放入模型后,只有朋友支持与锻炼自我效能感的乘积项对锻炼行为的预测作用显著(B=0.072,P<0.05),家庭支持、其他人支持与锻炼自我效能感的乘积项对锻炼行为的预测作用不显著,说明朋友支持能够调节锻炼自我效能感对锻炼行为的预测作用,家庭支持和其他人支持不能够调节锻炼自我效能感对锻炼行为的预测作用。由此假设H3b 得到验证,假设H3a 和H3c 未获得支持。

表3 有调节的中介模型检验Table 3 Test of the moderated mediation model

为了更清楚地解释朋友支持在锻炼自我效能感与锻炼行为关系中的调节作用,依据Aiken &West[30]建议的方法,本研究将朋友支持的均值加减一个标准差分出高、低分组,进行简单斜率检验。检验结果发现(见图1),朋友支持感较高(M+1SD)的App 用户,锻炼自我效能感对其锻炼行为具有显著的正向预测作用,simple slope=0.358,P<0.001;而对于朋友支持感较低(M-1SD)的App 用户,锻炼自我效能感虽然也会对其锻炼行为产生正向预测作用,但其预测作用较小,simple slope=0.214,P<0.001,这表明随着朋友支持感的提高,锻炼自我效能感对用户锻炼行为的预测作用呈逐渐升高趋势。

图1 朋友支持在锻炼自我效能感与锻炼行为之间的调节作用Figure 1 Mediating effect of friend support on the relation between exercise self-efficacy and exercise behavior

4 讨论

本研究在锻炼行为生态学模型的理论视角下,探讨了运动健身App 与锻炼行为的关系及其作用机制。一方面阐明了运动健身App“怎样起作用”,即通过锻炼自我效能感的中介作用影响锻炼行为;另一方面考察了“何时作用更大”,即这一中介过程的后半路径受到朋友支持的调节,个体感知到的朋友支持越高,锻炼自我效能感对锻炼行为的正向影响越强。研究结果有助于深入了解新媒体使用与健康行为的关系,对全民健身和健康中国战略的实施具有一定的理论及现实意义。

4.1 运动健身App 使用与锻炼行为

随着我国迅速进入媒介化社会,以互联网和手机为代表的新媒介成为影响公众日常生活方式的重要因素[31]。迅猛发展的移动互联网技术成为健康传播和健康促进的理想工具。运动健身App 不仅是一个可以提供专业健身知识的传播平台,同时还是一个锻炼行为的管理平台和社交互动平台。已有研究发现,运动健身App 对促进用户的锻炼意向具有积极作用[16],我们的研究则进一步表明,运动健身App对用户的锻炼行为也产生了显著的积极影响。本研究的结果提示在媒介化社会和移动互联网背景下,以运动健身App为代表的运动健康产品在动员民众健身和提升国民健康水平层面具有非常大的潜力,有助于体育管理部门从新媒体使用的角度得到启发,可为其通过移动互联网技术多渠道地开展运动健康传播,推动全民健身和健康中国战略实施提供参考。

4.2 锻炼自我效能感的中介效应

研究显示运动健身App 对用户的锻炼行为既具有直接影响,也通过锻炼自我效能感的中介效应产生间接影响。根据锻炼行为生态学模型,心理因素是锻炼行为最直接的影响因素[11]。对运动健身App 用户而言,App 的数据监测、可视化以及个性化定制等功能有助于克服运动障碍和强化用户的成功体验,从而促进其锻炼行为。研究显示出运动健身App 对锻炼行为的积极影响,也反映出运动健身App 积极影响的核心——锻炼自我效能感。这一结论不仅为运动健身App 与锻炼行为之间的积极联结提供了新的证据,同时也为深入理解新媒体的使用在全民健身和国民健康水平提升中的心理机制提供了新的视角。同时在实践层面上,本研究结果提示运动健康产品的运营者,重视用户锻炼自我效能感的建立应作为运动健康产品影响个体健康行为的重要途径。

4.3 朋友支持的调节效应

研究发现,与朋友支持感低的用户相比,锻炼自我效能感更容易对朋友支持感高的用户的锻炼行为产生积极影响。已有研究发现,家庭、朋友、同伴和学校的支持对青少年[32]的锻炼行为有显著影响,而我们的研究则显示运动健身App用户的锻炼行为更多的受到朋友的影响,而不是家庭和其他人。工业化和城市化的进程改变了传统社会中人们的聚居形式和联结方式,而互联网技术的普及,使人们进一步突破地域限制,有着共同兴趣和爱好的个体得以通过网络空间互动和共享着相同的生活方式,寻求着身份的认同[33]。因此,与家人和其他人相比,圈子里朋友的关注和支持在App 用户的运动能力认知和行动中发挥着更大作用。从理论层面来看,这一研究结果对运动健身App 用户的锻炼自我效能感对锻炼行为的作用边界进行了深入拓展,也在一定程度上说明了运动健身App 用户的锻炼行为由个体因素和外在环境相互作用决定。从实践层面来看,该研究结果提示运动健身App 的运营者在重视App 运动工具属性的同时,还要不断融入社交元素,为用户提供更多的社会支持。

5 结论

(1)运动健身App 使用对用户的锻炼行为有显著正向影响;(2)锻炼自我效能感在运动健身App 使用与锻炼行为的关系中发挥中介作用;(3)朋友支持调节了运动健身APP用户锻炼自我效能感和锻炼行为的关系(中介效应的后半路径),即用户感知到的朋友支持越高,其锻炼自我效能感对锻炼行为的正向影响越强。