锻炼自我效能感对大学生体育锻炼行为的影响：一个有调节的中介模型

金文国

摘  要  目的：本研究以大学生的体育锻炼行为作为切入点，分析了锻炼自我效能感，是如何通过中介过程（锻炼态度）进而影响体育锻炼行为，以及讨论锻炼社会支持（家人）对锻炼态度和体育锻炼行为的调节作用。本研究使用了体育锻炼行为量表PARS-3、锻炼自我效能量表SEE、锻炼社会支持量表、锻炼态度量表。对某高校270大学生进行了问卷调查，得出了以下结果：（1）男大学生的锻炼自我效能感和体育锻炼行为明显高于女生;（2）锻炼自我效能感与锻炼态度、体育锻炼行为之间存在正相关;（3）锻炼态度对锻炼自我效能感和体育锻炼行为中起到完全中介作用;（4）锻炼社会支持（家人）在“锻炼自我效能—锻炼态度—体育锻炼行为”这一中介路径的后半段起到调节作用。

关键词  锻炼自我效能感  锻炼态度  体育锻炼行为  锻炼社会支持

近年来诸多研究显示大学生体育锻炼行为不足。大学生异化于体育锻炼行为对中国的人口素质和人力资源产生了很大的負面影响。为了解决大学生体育锻炼行为的相对不足，本研究以大学生的体育锻炼行为为精准的切入点，深刻分析了锻炼自我效能感，是如何通过中介过程（锻炼态度）进而影响体育锻炼行为，以及讨论锻炼社会支持（家人）对锻炼态度和体育锻炼行为的调节作用。

体育锻炼行为以运动载荷为途径，以休闲娱乐为其主要活动内容，并以提升身体素质、促进身心健康为目标的。杨春（2015）发现，低年级大学生体育锻炼行为较多但缺乏持续性。锻炼自我效能感是对自我拥有能力进行规律性的、持续性不间断运动的信念，并在不同的条件下拥有信心。锻炼自我效能感对体育锻炼行为，具有正向影响（郭春光，1996）。学者顾春先（2016）从人口统计学入手，发现男大学生的体育态度得分相对女大学生较高;从专业上看，艺体类专业大学生的锻炼态度要高于理工类与文史类专业的大学生。同时其研究表明锻炼态度的表达可能是正向的，也可能是负向的。Dishman.R.K.（1996）的研究表明，家庭环境、学校环境等特征与人们的体育锻炼行为之间存在着联系。

自我效能感可以在某种程度上激发和维持个人的体育锻炼行为。毛荣建（2003）以大学生为调查对象，对其体育锻炼态度与行为的关系展开了研究，证实了锻炼态度可以作用于行为并建立理论模型。社会支持是一个人从他所属的社会成员的关心、尊重和关注中体验到的支持与感受（马月平，2011）。有研究表明不同持续时间的锻炼行为与社会支持之间存在显著的差异（朱奇志，2015）。

现有研究的不足之处在于从锻炼自我效能感对体育锻炼行为过程的解释能力不够。锻炼态度是个体内在心理因素的影响;家庭成员的社会支持是外部社会影响的一个重要部分;在自我效能和体育锻炼行为中到底是何者更加重要，或是两者兼需，这是值得我们关注的问题。

研究假设：

1.大学生的体育锻炼态度、体育锻炼行为和锻炼社会支持（家人）存在显著的性别差异。

2.大学生体育锻炼社会支持（家人）、体育锻炼态度与体育锻炼行为存在相关关系。

3.锻炼自我效能感、锻炼态度和体育锻炼行为之间存在中介作用。

4.锻炼社会支持（家人）对运动、锻炼态度和体育锻炼行为之间的关系有调节作用。

一、研究对象与方法

（一）研究对象

本次研究选取某高校，在读大学生作为被试，共发放270份问卷，剔除作答不完整、不规范和无效问卷。经回收整理后得到有效问卷258份，有效率为94%。

（二）研究工具

1.锻炼自我效能感量表。选用李哲对Marcus B.H 编制的《锻炼自我效能量表》改编版本，采用李克特5级量度，信度分析结果可以看出，在锻炼态度上Cronbach’s α系数分析的结果为0.927，相对来说信度比较可靠。

2.锻炼态度量表。采用毛荣建在2003年编制的锻炼态度量表来测量被试的锻炼态度水平。选项采用五点量表;评分从1“完全不符合”到5“完全符合”。总分越高对待锻炼的态度越积极。锻炼态度量表的Cronbach’s α系数为0.867，信度比较可靠。

3.体育锻炼行为量表。采用日本学者桥本公熊编制、梁德清修订版本的PARS-3体育锻炼行为量表。量表共3小题，用体育锻炼量的得分=锻炼强度*锻炼持续时间*频率综合考量被调查者的体育锻炼行为。该量表Cronbach’s α系数为0.791具有良好的信效度。

4.锻炼社会支持量表。选用锻炼社会支持量表中的家人分量表，并根基本研究对问卷进行了适当调整。本量表共10个题目，仅保留家人的社会支持评分。评分从“一次也没有”1分到“总是”5分。信度分析结果可以看出，在锻炼态度上Cronbach’s α为0.913，有较高的信度。

（三）程序与数据分析

对某大学在校大学生团体施测，要求被试独立、真实地填写问卷，并采用问卷星平台收集被试的相关数据。使用SPSS 25.0运用独立样本t检验、相关、中介效应分析等方法来进行数据整理和分析。

二、研究结果

（一）共同方法偏差的控制与检验

探索性因子分析结果显示，有18个因子的特征值大于1，最大因子为18.7%（小于40%），因此本研究不存在共同方法偏差。

（二）各个变量的描述性统计和相关分析结果

根据统计结果，男性的锻炼自我效能和体育锻炼行为明显高于女性，在锻炼社会支持（家人）上不存在显著差异。不同年级、不同居住地、不同专业的学生在锻炼态度、体育锻炼行为、锻炼社会支持（家人）、锻炼自我效能感等多个维度上没有显著的差异。锻炼态度与锻炼自我效能感之间存在正相关关系。锻炼态度与锻炼社会支持（家人）的相关性不高。体育锻炼行为与锻炼自我效能感呈显著正相关。

（三）中介效应分析

变量之间存在相关性，这符合进一步的中介效应检验。方程1中，锻炼自效能感对体育锻炼行为模型的总效应显著;方程2中，锻炼自我效能感对锻炼态度的预测效应显著;方程3中鍛炼态度对锻炼自我效能感和体育锻炼行为的中介效应显著。经过中介效应分析可得，锻炼态度对锻炼自我效能和体育锻炼行为起到完全中介的作用。

（四）调节效应分析

在中介效应存在的前提下，锻炼态度对体育锻炼行为的预测效应显著，并且锻炼态度和锻炼社会支持（家人）交互作用明显。

锻炼自我效能感正向预测了锻炼态度（β=0.71，p<0.05）;锻炼态度正向预测了体育锻炼行为（β=0.48，p<0.01）;锻炼社会支持（家人）与锻炼态度的联结显著反向预测了体育锻炼行为（β=-0.02，p<0.05）;这说明锻炼社会支持（家人）调节了“锻炼自我效能-锻炼态度-体育锻炼行为”这一路径的后半段。

三、讨论

（一）人口学变量上的差异分析

研究发现，青年大学生的体育锻炼行为存在性别差异。男生体育活动较多，而女生体育活动较少，同时发现男生的锻炼自我效能感显著高于女生。然而，对锻炼的态度和锻炼社会支持并无差异。并且不同居住地、年级、专业的被试在锻炼自我效能感、体育锻炼行为、锻炼态度、锻炼社会支持（家人）这四个变量上不存在显著的差异。

（二）锻炼态度在锻炼自我效能感和行为之间的中介作用分析

研究支持了锻炼自我效能感、对锻炼态度和体育锻炼行为的预测能力，锻炼自我效能感正向预测了锻炼态度与体育锻炼行为，锻炼态度也正向预测了体育锻炼行为。

锻炼态度在锻炼自我效能和体育锻炼行为之间的中介作用，表明了锻炼自我效能感通过锻炼态度作用于体育锻炼行为，其中介效应为完全中介效应。从锻炼自我效能感的产生，到进行体育锻炼，改变锻炼态度是实现转化的有效策略。

（三）对锻炼社会支持作用的讨论

社会支持对体育锻炼行为的预测不充分值得讨论。本研究只讨论了家人的社会支持对锻炼态度与体育锻炼行为之间的关系有显著的调节作用，而朋友的社会支持对锻炼自我效能感与体育锻炼行为之间的关系有无调节作用，或者中介作用没有得到充足探讨。

（四）本研究的启示和意义

从研究结果出发，我们发现锻炼自我效能感及锻炼态度会影响体育锻炼行为的形成。其次，如果要将锻炼的意图付诸实施，就需要具体说明实现这一目标的机制和方法。同时家庭或学校应该为锻炼者提供适当的锻炼环境和氛围，来表达他们对锻炼者体育锻炼行为的支持，并鼓励他们逐步培养良好的锻炼态度。家人创造的外部社会环境因素和个人内部心理因素在形成体育锻炼行为方面发挥着重要作用。

四、结论

1.男大学生的锻炼自我效能感和体育锻炼行为明显高于女生。

2.锻炼自我效能感与锻炼态度、体育锻炼行为之间存在正相关。

3.锻炼态度对锻炼自我效能感和体育锻炼行为中起到完全中介作用。

4.锻炼社会支持（家人）在“锻炼自我效能—锻炼态度—体育锻炼行为”。

参考文献：

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