大学生体育锻炼的推-拉-阻动机结构方程模型研究

简美霞 欧文浩 简志发 林长地

摘 要：从推拉理论的视角深入分析大学生体育锻炼参与动机与需求规律，基于文献综述编制大学生参与体育锻炼的推-拉-阻量表;采用分层随机抽样对福州大学城5所高校的908名大学生进行了问卷调查，建立结构方程模型并对其进行实证探讨。研究结果表明：（1）大学生体育锻炼参与动机的推力包含“健身健美”“社交与学习”;拉力包含“舒压放松”“锻炼特质与服务”和“外部效应”;阻力包含“个人阻碍”和“设施与能力阻碍”。（2）两个推力动机公因子和拉力动机中的“锻炼特质与服务”“外部效应”与体育锻炼行为之间有显著的正向关联性，阻力方面的“个人阻碍”和“设施与能力阻碍”与体育锻炼行为则存在反向显著性相关。促进策略：（1）高校要明确大学生的多元内部需求，增强锻炼驱动力。转变传统的教学理念，关注学生的体质健康，创建高效的课堂教学模式，刺激锻炼动机，驱动大学生体育锻炼的积极参与。（2）加大体育锻炼在大学生群体中的拉力，提供高质量的教学服务，在体育教学服务中体现教育的“拉”动性，既可强化学生的体育欲望，又能保持体育锻炼的外部引力。（3）从执行和鼓励双重角度消除大学生参与体育锻炼的阻碍，唤醒大学生对运动参与的兴趣，将“要我做”的态度扭转为“我要做”的勇气，给自己增加运动推力。

关键词：大学生;体育锻炼;锻炼动机;体育锻炼行为;推拉理论

中图分类号：G807.4

文献标识码：A

DOI：10.3969/j.issn.1006-1487.2021.05.017

收稿日期：2021-06-17

作者简介：简美霞（1995-），女，汉，广东云浮人，硕士

通讯作者：林长地（1973-），男，硕士，教授

研究方向：学校体育

1 理论探讨“推拉理论”的前身可追溯到英国学者雷文斯坦（E.G.Ravenstein）于1885最早提出的“人口迁移法则”[1]。唐纳德·博格（D.J.Bogue）于1969认为人口迁移是由两个不同的作用力互相产生的[2]。美国学者E.S.Lee于2003进一步完善推拉理论，认为影响人口转移有“推力”和“拉力”因素[3]。心理学先驱爱德华·托尔曼（E.C.Tolman）指出人的行为受内部和外在两方面的作用，内部动力关联人的情感因素，外在动力与外部客观环境因素相关[4]。后来，推拉理论被广泛应用到体育动机需求领域的研究，国内外学者主要围绕“推”和“拉”两种因素研究游客参与体育旅游的动机需求和行为[5][6][7]，“推”是关系于游客自身心理需求动机，如情感体验、运动健康、社交等;“拉”是关系于目的地的属性和吸引力，如自然风光、服务条件等。再者，国内学者李强等人认为中老年人体育锻炼动机行为的发生是由锻炼者自身的“内在推力”和锻炼环境的“吸引力”相互作用的结果[8];学者刘琴等人提出体育赛事产业合作是在赛事区域资源的差异和资源投资主体的利益追求两者作用合力下产生的[9]。

据上述研究，本文将大学生体育锻炼动机需求与推-拉-阻理论相结合，推力是大学生参与的内驱力，是因自身内部需求或动机因素促使其参与锻炼，拉力是体育锻炼自身属性需求和吸引物所起的作用，阻力是制约大学生参加锻炼的要素，大学生的锻炼参与正是由推-拉-阻共同作用下实现的。（理论模型如图1）。

2 研究对象与方法

2.1 研究对象

本研究按办学层次进行分层抽样，选取福州大学城5所高校，并根据专业比例分布对每所高校的大一、大二、大三年级中分别抽取2个体育课班级（即每一所高校共抽取了6个班级），共30个班级的学生作为调查对象。

2.2 研究方法

2.2.1 文献资料法

通过查阅国内外文献书籍，搜索、整理与本研究有关联的文献材料。

2.2.2 访谈法

采用半结构式的访谈大纲进行面对面走访，深度了解“推动”“吸引”和“阻碍”大学生的动机。最后运用文献资料法、访谈法搜集大学生体育锻炼动机需求指标一共72项（表1）。

2.2.3 专家调查法（Delphi）

根据Delphi法的要求[10]，选择10位具有丰富理论或实践经验的专家对72项动机需求指标作两轮的筛选（如图2所示），10位专家教授占比20%，副教授占比80%，均在高校进行教研工作，从事工作时间最长为37年，最短为10年，平均年限为24年。

两轮专家积极系数均为1，体现出专家重视程度高。两轮的权威程度如下表2所示，Cr总和均达到0.70以上，表明权威性程度较高[11]，专家的评价具有很高的精准度[12]。

协调程度能有效辨别对各题项考虑观点有差异的或看法相近的和分歧大的专家。两轮的协调系数呈现显著性（P=0.000<0.01），且第二轮的协调系数较第一轮上升，表明专家评价的一致性较强[13]（见表3）。

本文借鉴学者余道明[14]、王书彦、周登嵩[15]关于指标筛选的有关研究，共剔除变异系数、专家评分一致性检验和均值不达标的指标一共17项，最终形成55项动机指标的大学体育锻炼动机需求量表。

2.2.4 問卷调查法

根据理论框架，从推-拉-阻三个方面编制出大学生体育锻炼参与动机的李克特五级评分量表，并对量表进行了信效度检验，推力、拉力和阻力各量表的Cronbachs Alpha系数值分别为 0.95， 0.945，0.897 ;推力的KMO值为0.938，拉力的KMO为0.938，阻力的KMO为0.887，且Bartlett球形检验结果均为显著性0.000，表明数据结果均达到研究标准。本研究总共发放957份问卷，回收957份问卷，除去剔除掉的无效问卷49份，最终回收有效问卷908份，有效回收率94.9%。

3 结果与分析

3.1 因子分析

3.1.1 探索性因子分析

将有效数据分成样本1（N=454）做探索性分析，样本2（N=454）验证大学生体育锻炼动机的因子结构假设是否与相关数据一致[16]。

分析样本1的数据，以因子载荷大于4且特征值大于1 为标度分析推力指标题项，除掉旋转后因子载荷不达标的以及因子载荷值同时高于0.4的题项，最终在剩下10项推力因素指标中获得了2个公因子，将其命名为“社交与学习”和“健身健美”。

21项拉力因素在筛选后剩余17项拉力因素的指标里获得了3个公因子，分别为“舒压放松”“锻炼特质与服务”和“外部效应”。

12项阻力因素筛选后剩余11项阻力因素指标中获得了2个公因子，分别为“个人阻碍”和“设施与能力阻碍”。

3.1.2 验证性因子分析

基于前面的探索性因子结果，通过SPSS Amos23.0软件对样本 2（N=454）的数据进行了验证性因子分析。分析样本2得出：CMIN/DF=4.654，CFI =0.901，IFI=0.940，NFI=O.917， RMSEA = 0.051，该模型拟合度达到学者建议的指标[17]。

本文还对量表各因素进行了组合信度CR和AVE检验，推力部分的CR分布在0.932～0.951之间，拉力部分的分布在0.813～0.962之间，阻力部分的分布在0.888～8.894之间，均高于0.7的临界值，表明各量表的因素的组合效度高;与此同时，推力部分的两个因子的平均提取方差值AVE 在0.739～0.797之间，拉力部分的两个因子的AVE值在0.523～0.740之间，阻力因素的三个因子的 AVE 值在0.586～0.620之间，均超过临界值0.5的标准[18]，代表各量表的聚合效度较高。此外，本研究还对量表的各公因子进行区别效度检验，结果发现AVE值均超过0.5的标准[19]，说明效度高。因此，本文量表具有良好的信度和构建效度（检验模型见图3）。

3.2 描述性分析

本研究推力指标的计算结果表示，“健身健美”的均值均高于临界值3.5，表示大学生在这一层面的需求更高。从标准差的得分情况来看，“为了锻炼身体”的标准差数值最小（SD=0.984），表示大学生对该指标持有一致的看法。从拉力指标得分看，“锻炼可以改善我的亚健康状况”的均值得分最高（M=4.01），其次是“锻炼能放松身心”（M=4），表示体育锻炼可以改善亚健康状况和放松身心是吸引大学生参与体育锻炼的主要因素。

阻力指标的“空闲时间太少”该指标的均值得分相比最高（M=3.27），表示没有闲暇时间是大学生参与锻炼的最大制约因素。对7个公因子的描述性分析中，推力的“健身健美”（M=4.012）这一公因子得分最高，说明通过体育锻炼达到自己的目标状态成为了他们的最大需求推动力。拉力公因子中的“舒压放松”（M=3.931）的动机均值最高，可见大学生对体育锻炼有着身心灵的放松、享受和满足的乐趣需求。阻力中的“个人阻碍”（M=3.033）的均值相比较高，说明大学生若不能克服生理和心理惰性的干扰就会成为妨碍其锻炼行为积极性发挥的制约因素。

3.3 相关性分析分析结果（表7）显示，兩个推力动机与三个拉力动机及两个阻力动机之间呈显著性相关，适合进行结构方程模型检验。

3.6 结构模型验证

3.6.1 研究假设

根据上述研究，本文提出以下7个假设：

假设1：社交与学习动机能正向驱动大学生体育锻炼参与行为;

假设2：健身健美动机能正向驱动大学生体育锻炼参与行为;

假设3：舒压放松动机能正向驱动大学生体育锻炼参与行为;

假设4：锻炼特质与服务动机能正向牵动大学生体育锻炼参与行为;

假设5：外部效应动机能正向牵动大学生体育锻炼参与行为;

假设6：个人阻碍因素对大学生体育锻炼参与行为有负向的影响;

假设7：设施与能力阻碍因素对大学生体育锻炼参与行为有负向的影响。

3.6.2 初始模型的构建

针对以上的研究假设，本文建立大学生体育锻炼需求动机初始模型，其中有7个潜在变量和38个显变量。（结果如图4）

3.6.3 初始模型的检验

初始模型的拟合指数情况，CMIN/DF=6.791;RMSEA=0.113;GFI=0.598;NFI=0.736;CFI=0.598;IFI=0.793;P=0.000，初步模型拟合度不佳，为此有必要对模型作出修正。

3.6.4 模型的修正

据输出提示，将“社交与学习”指标变量下的push9和push10两个测量误差变量（e1-e2）设为共变关系，修正后的结果（表8）为CMIN/DF=3.777，P<0.000，RMSEA=0.078，GFI=0.964，NFI=0.858，CFI=0.887，IFI=0.918，表明修正后的模型数据与大部分指标拟合得较好。需求动机结构方程模型路径图如图5所示。

3.6.5 假设检验结果

通过以上对模型的初步建立和修正，对研究的假设作出了检验，具体结果如下（表9）：

4 结论与建议

4.1 结论

4.1.1 体育锻炼动机推-拉-阻各量表具有良好的信效度

基于推拉理论而编制出的大学生体育锻炼需求动机问卷，通过检验问卷的内部一致性效度和结构效度，结合两轮的专家调查法，最后各量表的信效度与量表编制的标准相吻合，可有效解释大学生体育锻炼参与动机的性质、特征。

4.1.2 大学生体育锻炼受到推-拉-阻因素的影响

大学生体育锻炼需求动机具有推力的“健身健美”“社交与学习”，拉力的“舒压放松”“锻炼特质与服务”“外部效应”和阻力中的“个人阻碍”“设施与能力阻碍”这三个主要作用力的影响。其中推力动机“健身健美”是参与锻炼的最大驱动力，拉力动机“舒压放松”的吸引力度最高，“个人阻碍”是大学生参与体育锻炼最大的障碍。

4.1.3 大学生体育锻炼参与动机推-拉-阻之间呈显著正、反向相关影响

本文证实了研究假设1、2、3、4对大学生体育锻炼行为具有显著影响，而“外部效应”未产生显著关系，即假设5不成立;阻力的“个人阻碍”和“设施与能力阻碍”对体育锻炼行为均有显著负向影响。

4.2 建议

4.2.1 明确大学生内部需求，增强大学生推力。根据大学生群体的实际需求来设计和规划体育课程的类型及教学方案，增强体育课程的实用性，帮助大学生实现锻炼需求和超越自我，在实践中经历和感悟体育锻炼回报的效果，激发他们的锻炼欲望和能持久进行锻炼的耐力。

4.2.2 加大体育锻炼在大学生群体中的拉力，提供高质量的教育服务。将体育真正回归教育，可采用体育课、课外体育活动及体育竞赛三者相结合的一站式教学服务方式刺激学生的体育欲望，引导学生做到体育课与课外锻炼的合理衔接，提高体育锻炼的吸引力。

4.2.3 突破大学生参与体育锻炼的阻碍，唤醒学生运动参与的兴趣。相关教育者应深入研究学生无法自我克服的阻碍原因，帮助学生克制自身的生理和心理障碍，提高对体育锻炼的认知，实现学生既爱体育，亦爱体育课的目标。

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