大学生锻炼动机与锻炼行为研究——自我效能感的中介作用与性别的调节作用

康江辉 付志铭 黄志剑

(1.武汉体育学院研究生院 湖北武汉 430079;2.湖北大学体育学院 湖北武汉 430068)

锻炼不足是当今社会中影响人类健康的重要因素之一，《“健康中国2030”规划纲要》也明确将锻炼不足列为影响现代中国人健康的重要问题之一。大部分学生在小学和中学时期主要通过体育课和课间操来增加自身的锻炼水平，进入大学后大部分学生由于主观和客观条件变化，身体活动水平大幅降低导致大学生体质恶化。影响大学生参加体育锻炼的因素是复杂的，探讨大学生锻炼行为的产生机制，对于提高大学生的锻炼行为和提升大学生的身体素质有重要的意义。

自我决定理论认为个体的行为分为自我决定行为和非自我决定行为，两种行为背后由三种动机模式驱动［1］。自我决定行为由内部动机驱动，非自我决定行为由外部动机和无动机驱动。当个体的锻炼行为由内部动机进行驱动时，有利于形成良好的锻炼习惯并增强锻炼的坚持性。陈善平等人选取1179名大学生进行锻炼动机和锻炼行为问卷调查，发现大学生参与锻炼的乐趣、能力和健康等内部动机与锻炼水平存在显著的正相关性，具体表现在锻炼频率、时间和强度上［2］。一项对初中生的研究发现，锻炼动机通过体育课程这一中介变量能很好地预测学生的锻炼行为［3］。由此认为，锻炼动机对大学生锻炼行为可能也有很好的预测作用。

自我效能理论是解释个体锻炼行为的重要理论之一。自我效能是指有能力完成任务并达到预期结果的信念，较高的锻炼自我效能感是参与体育锻炼的必要条件。同伴、教师和家人的支持是个体参与体育锻炼的动机，但作用于客体的外部力量需要通过活动的主体产生结果。社会力量的支持可通过学生锻炼自我效能感对锻炼行为产生影响［4］。锻炼动机较强的学生往往勇于面对体育活动中存在的问题和挑战，表现出较强的锻炼自我效能感，而动机较弱的个体多数会选择逃避困难［5］。就锻炼动机而言，男生的锻炼动机要显著高于女生。其中，男生锻炼行为更多受内部动机影响，寻求体育活动中的乐趣和关注能力的提升；女生锻炼行为较多受外部动机影响，通过参加体育活动来管理身材和外貌。综上所述，提出以下研究假设：（1）锻炼自我效能感在锻炼动机和锻炼行为之间起中介作用；（2）性别在假设（1）的模型中起调节作用，调节直接路径。由此提出图1所示的假设模型。

图1 锻炼动机、锻炼自我效能与锻炼行为关系模型图

1 研究对象和方法

1.1 研究对象

该文采用方便取样选取275 名在校大学生发放问卷，回收问卷274 份，回收率为99.63%。有效问卷256份，有效率为93.43%。男生70人，占27.34%，女生186人，占72.36%。大一69 人，占26.95%；大二54 人，占20.70%；大三90 人，占35.16%；大四44 人，占17.19%。样本分布情况如表1所示。

表1 样本分布情况表（n=256）

1.2 研究方法

1.2.1 锻炼动机量表（MPAM-R）

该研究所采用的锻炼动机量表为陈善平翻译英文版的《身体活动动机量表》，原量表由30道题目组成［2］，通过精简之后变为15 道题目，量表采用Likert5 点计分，动机从“非常强烈”到“没有”。锻炼动机量表简化之后的克伦巴赫（Cronbach α）系数为0.734［6］。简化量表用更少的题目全面测量锻炼动机，是一个有效的测量工具。

1.2.2 锻炼自我效能量表

选用Marcus编制的《锻炼自我效能量表》，将11级量度修订成5 级量度，分为身体因子、活动因子、精神因子、冲突因子4部分，共计18个测量题目。所有题目采用Likert 5点计分，锻炼自我效能从“完全不可能”到“肯定能够”。该量表的重测信度为0.746，克伦巴赫（Cronbach's α）系数0.84。

1.2.3 大学生体育锻炼调查问卷

参照陈善平等人编制的《大学生体育锻炼调查问卷》，对大学生每次锻炼的时间、强度、次数、项目及坚持性进行调查。

1.3 测验程序

由主试进行问卷测验，所有测验由同一主试进行，采用相同的指导语，并要求所用地点、次数、环境等基本一致，对此次被试的基本信息及测验结果均实行保密原则。

1.4 数据分析

采用SPSS 21.0 进行数据描述性统计，分析锻炼动机、锻炼自我效能感和锻炼行为之间的相关性。采用Process 插件进行中介效应检验，采用AMOS 进行多群组分析，检验性别的调节作用。

2 结果

2.1 性别、锻炼动机、锻炼自我效能感和锻炼行为之间的相关性分析

使用性别、锻炼动机、锻炼自我效能感和锻炼行为的平均分进行相关性分析，结果发现锻炼动机与锻炼自我效能感和锻炼行为呈显著正相关，锻炼自我效能感与锻炼行为呈显著正相关。具体结果如表2。

表2 性别、锻炼动机、锻炼自我效能感和锻炼行为的相关性分析

2.2 锻炼动机、锻炼自我效能感和锻炼行为的关系：中介效应分析

先将除性别以外的所有变量进行标准化处理，然后在控制年级的情况下进行有调节的中介效应检验。采用SPSS 的Process 插件进行检验分析。采用偏差校正的百分位Bootstrap方法检验，重复取样5000次，计算95%的置信区间。

简单中介模型是有调节的中介模型的基准，在进行分析之前先对变量进行简单中介模型检验［7］。使用Model 4 检验锻炼自我效能感在锻炼动机与锻炼行为之间的中介作用。回归分析结果表明，锻炼动机对锻炼行为具有显著的正向预测作用（β=0.21，P＜0.001）；将锻炼自我效能感纳入回归方程以后，锻炼动机对锻炼行为的预测作用仍然显著（β=0.14，P＜0.001），锻炼动机正向预测锻炼自我效能感（β=0.21，P＜0.001），锻炼自我效能感正向预测锻炼行为（β=0.13，P＜0.001）。ab=0.07，Boot SE=0.02，95%的置信区间为［0.04，0.11］，说明锻炼自我效能感在锻炼动机与锻炼行为之间的中介效应作用显著。结果显示，锻炼自我效能感在锻炼动机与锻炼行为之间的中介效应的95%置信区间为［0.15，0.25］，说明中介效应显著，中介效应量为0.07，占总效应的53.85%。该结果验证了假设1。

表3 锻炼动机与锻炼行为的关系：中介效应

2.3 不同性别大学生的锻炼自我效能感在锻炼动机与锻炼行为之间中介效应的多群组分析

为考察锻炼自我效能感在锻炼动机与锻炼行为之间中介效应的性别差异，以上述中介模型为基础，采用多群组分析技术，以性别为组别变量建构嵌套模型进行检验［8］。首先，建构无约束模型M1（男女模型形态相同，路径系数自由估计），在模型M1 的基础上构建M2（允许男女两组测量系数跨组相等，即设定两模型潜变量的因子负载跨组不变），最后在M2 的基础上构建M3（允许模型男女模型两组结构系数相等，即两模型研究变量间的路径系数跨组不变）。结果发现，3 个模型的拟合系数均达到可以接受的水平（表4）。该研究采用稳健极大似然法（MLR）进行模型拟合，因此采用标度后卡方值差异检验来比较嵌套模型的差异。模型比较结果表明，M1 与M2 差异显著（TRd=19.73，df=7，P＜0.05），M1 与M3 差异显著（TRd=28.90，df=10，P＜0.05），M2 与M3 差异显著（TRd=9.167，df=3，P＜0.05），两组模型中的路径系数存在显著差异。

表4 锻炼自我效能感中介效应性别差异的多群组分析拟合指数指标

采用同样的方法分别检验模型的路径系数（见图2）。结果显示，锻炼动机与锻炼自我效能感的路径系数不存在显著差异（TRd=0.09，df=1，P＞0.05），锻炼自我效能感和锻炼行为的路径系数不存在显著差异（TRd=0.12，df=1，P＞0.05），锻炼动机与锻炼行为的路径系数存在显著差异（TRd=3.97，df=1，P＜0.05）。该结果可以验证假设（2）。

图2 锻炼自我效能感中介效应的性别差异多群组分析图

3 讨论

3.1 锻炼动机与锻炼行为

锻炼动机是指推动一个人进行体育锻炼的心理动因或者内部动力。它能够引起并维持人的活动，并将该活动导向一定目标，以满足个体的念头、愿望或者理想［9］。个体参加体育锻炼的动机大致有以下5个方面：（1）参加体育锻炼和体育活动是因为个体能从该运动方式中获得乐趣，称为乐趣动机；（2）参加体育锻炼可以促进身体健康，增强体魄，促进精力旺盛，称为健康动机；（3）参加身体锻炼是为了控制体重、改善体型和外表，使自己身体变得更有吸引力，称为外貌动机；（4）参加体育活动是为了学习新的运动技能或者提高该项运动技能的水平，称为能力动机；（5）参加体育活动是为了增进与朋友之间的友谊或者认识新的朋友，称为社交动机［2］。锻炼动机能显著正向预测锻炼行为，锻炼动机越强的人，参与体育锻炼的时间、频率和强度都会高于锻炼动机弱的人。乐趣、健康和能力动机能预测锻炼坚持性，能力动机预测作用最强［9］。不同动机类型往往会促使个体参与体育锻炼的项目存在一些差别，健康动机较强的个体可能会从事更多封闭式活动，如跑步，享受从体育锻炼中获得的健康效益，避免一些开放式对抗运动对自身的伤害。外貌动机较强的个体可能会更多地参与减脂和塑性的活动，如舞蹈、瑜伽和健身等。社交动机较强的个体可能会更多地与朋友一起参与一些团体活动。总体而言，锻炼动机是个体参与体育活动的首要因素。

3.2 锻炼自我效能感的中介作用

在锻炼动机转化为锻炼行为过程中，锻炼自我效能感起着重要的作用。锻炼动机能正向预测锻炼自我效能感。锻炼动机强会促使大学生产生较强的自我效能感，在面对天气问题、情绪问题和身体问题的情况下有更大的信心去克服这些问题，从而参与到体育锻炼中。锻炼动机较弱的大学生自我效能感也会较低，在遇到困难时会更多地选择逃避困难和退缩到舒适状态，导致锻炼行为中断或锻炼行为不能启动［3］。作为锻炼动机和锻炼行为的中介变量，通过提高锻炼自我效能感也能对锻炼行为产生积极影响。在锻炼初期，不宜设置较高的锻炼任务和锻炼达成目标。当大学生不能达到设定的目标时会产生挫败感［10］，导致大学生参与锻炼的动机减弱，自我效能感降低，不能坚持进行体育锻炼。肥胖大学生在进行体育锻炼时，要从中低强度的锻炼模式开始，确保参与者能坚持完成锻炼任务，有利于大学生锻炼自我效能感的提升。

3.3 大学生锻炼自我效能感、锻炼动机与锻炼行为关系的性别多群组分析

该研究发现不同性别大学生锻炼动机、锻炼自我效能感和锻炼行为的模型之间直接路径系数存在显著差异，即不同性别大学生在同等强度的动机水平下锻炼行为存在显著差异。篮球、足球和排球等主要的体育项目均为对抗类体育项目，男生较多地参与到这些体育活动中。但由于学校场地有限，女生在空闲时间较少有机会参与到这些项目中。男生参与体育锻炼的主要动机为获得乐趣和增强能力，女生参与体育锻炼的动机主要是管理身材。从动机的类型来看，男生参加体育锻炼较多是受内部动机的驱使，女生参加体育锻炼较多受外部动机影响。相对于外部动机而言，内部动机对参与体育锻炼的时间、频率和坚持性有较好的预测效果［11］。从社会心理学角度来看，男生和女生社交活动的形式存在差别。男生在增进与同伴之间感情时一般会通过参与相同的活动来实现，女生与同伴之间的关系会在交流和聊天中增强。体育活动，如篮球、足球和羽毛球等作为一种有效的团体活动增强男生之前的感情，而女生则更愿意坐下来和同伴吃饭和聊天以此增强同伴关系。这就可能导致男生更多地参与体育活动，而女生较少参与体育锻炼。

4 结语

大学生锻炼动机能显著地正向预测大学生锻炼自我效能感和锻炼行为，大学生锻炼自我效能感显著地正向预测大学生锻炼行为。大学生锻炼自我效能感在大学生锻炼动机与锻炼中起部分中介作用，中介效应占53.85%。

大学生锻炼动机、锻炼自我效能感和锻炼行为的中介模型在性别上存在显著差异，性别作为调节变量调节模型的直接路径。