S-O-R视域下大学生课余羽毛球参与行为影响机制<br/>——基于MOA-TAM整合模型

S-O-R视域下大学生课余羽毛球参与行为影响机制
——基于MOA-TAM整合模型

2022-09-24胡启林孙紫婷

体育科技文献通报 2022年8期

胡启林，蒋畅，孙紫婷

体质健康一直是国家、学校乃至全社会的重点问题。《国务院关于基础教育改革与发展的决定》中明确提出基础教育要贯彻“健康第一”思想，切实提高学生体质水平；《“十四五”规划》提出广泛开展全民健身运动，增强人民体质，深化体教融合、促进青少年体质健康发展；在《全民健身计划》《健康中国“2030”规划纲要》的时代背景之下，大学生群体身体素质仍呈缓慢下降趋势，视力不良、肥胖问题愈演愈烈。羽毛球是一项以精细技术动作为基础，配合移动、跳跃、挥拍、击球等技术动作实现肩周、颈部关节、四肢参与的全身性运动。实证干预研究指出，长期羽毛球锻炼不仅有利于改善肥胖中年女性的身体成分与体脂的分布，肥胖大学生的心肺耐力、肥胖程度与WHR，调节人体骨密度、血浆内酯素、脂联素，促进身体的健康发展[1]，还有利于增加参与者右眼的角膜屈率、双眼的屈光度与眼轴长度，降低左眼的轴率比值，有效改善眼部功能[2]。本研究基于S-O-R理论框架，借鉴MOA-TAM整合模型，探索大学生课余健身休闲性羽毛球运动参与行为的影响因素，促进课余羽毛球运动的开展，改善大学生视力下降、肥胖等体质问题。

1 大学生参与羽毛球运动研究现状

本研究主要利用JAVA平台，采用Citespace5.7.R3(64-bit)知识图谱分析软件，以大学生羽毛球运动、羽毛球为主题在中国知网(CNKI)进行检索，除去会议、报纸等搜索范围，得出相关文献499篇，并根据软件分析要求将文献信息以Refworks格式导出，最终对导出文献进行以关键词为节点类型的图谱可视化分析(如下图)，探究大学生羽毛球运动的研究热点与研究趋势。

图1 关键词聚类图谱

图2 时间线图谱

根据图1、图2分析可知，S=0.9，Q=0.6说明聚类结构非常显著且合理。大学生羽毛球运动主要与高校教学相关联，呈现出羽毛球、大学生、高校、教学、开展现状以及技术分析为主要关键词的聚类结果。从可视化分析可知，羽毛球运动作为一项健身休闲项目，其课余参与行为对大学生体质健康的重要作用尚未得到重视，因此本文主以当代大学生课余羽毛球运动参与行为影响机制为研究对象，基于S-O-R理论框架的MOA-TAM模型，明晰其课余时间参加羽毛球运动的影响因子，探究课余羽毛球运动在高校发展的实施策略，促进大学生体质健康提升。

2 理论基础与研究假设

2.1 理论基础

2.1.1 S-O-R理论

S-O-R 理论框架是由环境心理学家Mehrabian和Russell提出的一种内外部刺激作用于个体，与个体的认知或心理发生反应，从而影响个体行为的预测理论。目前，该理论主要用于探索研究人们的消费行为与使用行为意向。刘雷、史小强将其用于探讨新冠肺炎疫情背景下人们体育旅游消费行为的影响机制，认为人们的体育旅游消费行为受个人内部动机、政府外部机会以及自身参与能力的多重影响，MOA维度构成“S(外界刺激)”层面，TAM维度构成“O(机体层面)”，体育旅游消费行为构成“R”层面，探求外部刺激与机体，机体产生反应的路径机制[3]；任冬雪从S-O-R理论着手，探讨大学生网络学术信息规避行为的影响因素，指出时间压力以及信息规避的有效性都会影响其网络学术规避行为[4]；张海、袁顺波等人将其用于政务移动APP的使用意愿研究，指出在APP这种技术使用行为上面，APP的信息、服务、系统质量会简介影响人们的使用意愿，而APP的有用性感知能够直接影响人们的使用行为[5]。现有关于S-O-R理论的研究并不多，以该理论为主题在知网进行搜索，得出相关文献仅为50篇，多为消费行为与使用行为的研究，由于研究有限，因此本文大胆将其用于体育锻炼行为的研究。鉴于高校运动场馆多为对外承包状态以及羽毛球本身便是一种高消品，大学生课余时间参与羽毛球运动需要承担打球的场地费用以及器材设施费用，其课余锻炼行为便成为了一种自主参与行为与消费行为的结合。本文在S-O-R理论框架下进行大学生课余时间参与羽毛球运动影响因素的实证分析，不仅能够借鉴S-O-R的理论基础，也能够拓展该理论在个体体育参与行为方面的研究。

2.1.2 MOA模型

MOA模型是由Macinnis和Jaworski在1989年提出的从动机(motivation)、机会(opportunity)和能力(ability)3方面诠释个体行为的理论模型，该模型认为，个体内在动机、外部机会、个人能力的有机整合极易诱发个体行为的产生，主要用于从情景与心理方面探讨个体行为[6]。大学生课余羽毛球运动参与行为包含其内在动机“M”(即“内心是否想参与”)、锻炼条件“O”(即“课程安排、场地设施否允许参与”)以及个人能力“A”(即“是否具有参与羽毛球运动的知识、技能、时间、消费能力)三个方面的综合因素，符合MOA理论模型的构建元素。在现阶段有关大学生参与体育运动的研究中，多是将锻炼动机、运动乐趣、社会支持、运动承诺、锻炼条件、锻炼意向、自我效能[7,8,9,10]这些因素分开与锻炼行为进行研究，缺乏体育锻炼行为影响因素的系统、全面研究，本文立足于MOA模型，将动机、机会、能力作为外部刺激的整体，探讨大学生课余时间参与羽毛球运动的行为，能够有效的整合与概括其参与行为的诱因。

2.1.3 TAM技术接受模型

TAM技术接受模型是Davis等人(1989)提出的，将社会心理学中的理性行为理论(TRA)运用到管理信息系统，以内在信念、主观态度、行为意向以及外部变量等因素，解释和预测人们对信息技术的接受程度[11]。随着不断发展，其理论应用范畴不断扩展，延伸至体育旅游、健身APP、共享单车、移动图书馆、教育游戏[3,12,13,14,15]等各个方面，由此看来该理论模型具有较强的包容性。羽毛球运动作为一项体育运动技能，既有功能价值，又有对场地设施的成本感知；既有技术要求，又存在时间、金钱、身体损伤等风险。本文借助TAM模型，从外部环境变量(MOA)与感知易用性、感知有用性以及感知风险三个维度的作用机制，研究大学生课余时间参与羽毛球运动的行为态度和参与意愿，明确其参与行为的影响机制。

2.2 研究假设

2.2.1 MOA模型与“R”假设

动机主要是指参与某件事物的诱因，内部动机主要是从个体主观能动性出发研究其与行为的关系。参与机会是不受行为主体控制却与行为密切相关的外部环境集合，本文根据现实逻辑状况，将邱芬[8]等人提出的影响大学生锻炼行为的锻炼条件作为该模型的外部环境“O”(及参与机会)。能力主要是指知识与技能两方面，但由于课余羽毛球运动参与行为属于一种消费行为，受制于消费能力，因而本文选取知识、技能以及消费能力三个因子。S-O-R理论中的“S”(即外部刺激)，对“R”具有正向预测作用。MOA模型作为S-O-R理论中的“S”，对大学生课余时间参加羽毛球运动的行为具有一定预测作用。基于前人MOA模型与行为之间的研究，本文提出假设：

H1：大学生业余时间参与羽毛球运动的参与动机正向影响其参与行为。

H2：大学生业余时间参与运动球运动的锻炼条件正向影响其参与行为。

H3：大学生的羽毛球运动参与能力正向影响其参与行为。

2.2.2 TAM技术接受模型与“R”假设

技术接受模型中指出，感知有用性与感知易用性会影响人的行为意向，而行为意向会影响其使用、参与行为。有用性即使用主体的对行为的感知价值，易用性即主体对行为难易程度的判断。羽毛球作为一项技能性体育运动，有一定准入门槛的同时，有着明显的功能价值、情感价值以及社会价值。S-O-R理论中的“O”(即机体的生理或心理)，对个体的参与行为存在着中介作用。TAM技术接受模型可作为S-O-R理论中的“O”，对大学生课余时间的羽毛球参与行为具有正向作用。基于此，本文提出下列假设：

H4：大学生对参加羽毛球运动的有用性感知正向影响其参与行为。

H5：大学生对参加羽毛球运动的易用性感知正向影响其参与行为。

H6：大学生对参加羽毛球运动的风险性感知负向影响其参与行为。

基于TAM技术接受理论中，感知有用性与感知易用性的稳定单向关系，本文提出假设：

H7：大学生参加羽毛球运动的易用性感知正向影响其有用性感知。

2.2.3 MOA与TAM模型假设

2.2.3.1 “M”与TAM模型假设

大学生课余时间参加羽毛球运动的行为主要受参与的有用性、参与的易用性以及参与的风险三方面决定。骆意[12]指出大学生使用移动健身APP受健身、休闲娱乐、社交等多维度动机的影响；陈岚认为在线学习者的自我提升动机以及外界影响会对在线教育系统的成本感知产生影响；不论是虚拟学术社区、大学生课程学习平台以及体育旅游的有用性感知、易用性感知以及风险感知都会受到参与动机的影响[16,17,3]。基于此，本文提出相关研究：

H8：大学生课余时间参加羽毛球运动的参与动机正向影响其对羽毛球运动的有用性感知。

H9：大学生课余时间参加羽毛球运动的参与动机正向影响其对羽毛球运动的易用性感知。

H10：大学生课余时间参加羽毛球运动的参与动机正向影响其对羽毛球运动的风险性感知。

2.2.3.2 “O”与TAM模型假设

大学生课余时间参加羽毛球运动受到课程安排以及羽毛球场地的地理可达性与内容可适性以及羽毛球器材的约束限制[8]。完善大学生课余锻炼场所有利于促进其运动参与，提高对体育运动的有用性以及易用性的感知，降低其对参与羽毛球运动的风险感知力[3]。因此研究提出：

H11：大学生课余时间参加羽毛球运动的锻炼条件正向影响其对羽毛球运动的有用性感知。

H12：大学生课余时间参加羽毛球运动的锻炼条件正向影响其对羽毛球运动的易用性感知。

H13：大学生课余时间参加羽毛球运动的锻炼条件负向影响其对羽毛球运动的风险性感知。

2.2.3.3 “A”与TAM模型假设

大学生课余时间参与羽毛球运动受其体育运动的专业知识技能以及消费能力的显著影响，其参与能力的强弱能够明显影响其对羽毛球运动技术的接受程度与感知效果。贾明霞等人在虚拟学术社区知识交流与共享研究中指出，参与者的参与能力——专业能力与自我效能感会显著影响其参与行为与意愿，但并未对TAM模型中存在的效果进行验证[16]。然而刘雷等人却在体育旅游消费行为的研究中指出旅游者的体育旅游参与能力会对感知有用与感知易用性有正向显著相关性，对感知风险有负向影响作用[3]。因此，本研究根据羽毛球运动参与能力与TAM技术模型的表征提出：

H14：大学生课余时间参加羽毛球运动的参与能力正向影响其对羽毛球运动的易用性感知。

H15：大学生课余时间参加羽毛球运动的参与能力负向影响其对羽毛球运动的风险性感知。

3 研究设计

3.1 研究对象

选取368名课余时间参加羽毛球运动的大学生为调查对象，探究其课余羽毛球运动参与行为的影响机制。

3.2 研究方法

3.2.1 问卷调查法

本文通过问卷星线上编辑、发放与收集问卷，采用滚雪球方式便利抽样，通过微信向自己周围的同学、朋友发送《大学生课余羽毛球运动参与行为影响因素》问卷，填写完成后请求他们内推给自己的好友进行填写，共收集问卷459份。由于本文主要研究大学生课余时间羽毛球运动参与行为的影响机制，因此筛选出368份课余时间参加羽毛球运动的有效问卷，问卷有效率80.17%。

3.2.2 测量法

采用心理测量法对参与动机、锻炼条件、参与能力、感知有用性、感知易用性、感知风险、参与行为7个维度，采用5点Likert计分进行测量，除却每次参与羽毛球运动的时间这一题项采用0-4分计量外，其余观测变量题项都采用1-5分计量，分别对应非常不同意、不同意、既不同意也不反对、同意、非常同意”。

3.2.2.1 锻炼动机量表[18]

采用陈善平的《锻炼动机量表简化版》，5个条目，15个题项。对该分量表数据结果进行信效度分析，KMO值为0.951，Sig值为0.000，克隆巴赫系数为0.958，量表的信效度十分优良。由于考虑到题项过多，对该量表进行简化，根据其乐趣、健康、能力、社交、外貌5个维度的锻炼动机提取因子，根据因子得分系数高低进行筛查，直至包含5个维度，最终保留5个维度，7个题项，对其进行信效度分析，得出KMO值为0.926，Sig值为0.000，Cronbach’s系数为0.922，信效度良好。

3.2.2.2 锻炼条件量表

借鉴邱芬、崔德刚的研究[8]，选取大学生体育锻炼条件1个条目，3个题项。对该分量表进行信度检验，得出用Cronbach’s系数为0.699，可接受。

3.2.2.3 参与能力量表

借鉴王兆峰、向秋霜[19]的体育旅游消费能力量表，选取1个条目，3个题项作为大学生羽毛球参与能力调查量表。对该分量表进行可信度检验，得出Cronbach’s系数为0.889，信度良好。

3.2.2.4 感知有用性量表[20]

借鉴戴维斯、范冷静研究，选取参与羽毛球运动可以保持健康、提高技能、丰富课余时间和社交、释放压力、总的来说，参加羽毛球运动对我来说是有用的5个题项，对5个题项数据进行信度检验，得出Cronbach’s系数为0.950，可靠度十分良好。

3.2.2.5 感知易用性量表

借鉴戴维斯、范冷静研究[20]，选取其量表的5个题项作为本研究的羽毛球参与行为易用性感知量表。对该分量表进行信度检验，得出Cronbach’s系数为0.857，信度良好。

3.2.2.6 感知风险量表

体育锻炼的风险首先不可避免的便是运动损伤的发生，再加之，大学生羽毛球参与行为是一项消费、参与行为，需要考虑参与者的成本感知，借鉴刘雷、史小强等人的研究[3]，选取运动风险、时间、金钱花费3个维度题项构建本文的羽毛球参与行为风险感知性量表，Cronbach’s系数为0.810，量表具有良好可信度。

3.2.2.7 参与行为量表

董宝林在研究中曾指出，锻炼行为的衡量指标主要从时间、频率与强度入手，因此本文设置3个维度题项来衡量大学生的羽毛球参与行为。通过信效度分析之后发现，该分量表题项可靠性为0.532，因此对此进行修正、调整，删除运动频率维度题项，得到Cronbach’s系数为0.623，可接受。

3.2.3 数理统计法

本研究主要采用SPSS 23.0与AMOS 23.0软件，对文章进行信效度检验与结构模型检验。

4 实证结果分析

4.1 大学生课余羽毛球运动参与行为描述统计分析

共计收集问卷459份，其中男生268名，女生191名，非体育专业学生320人，体育专业学生139人，研究生177人，本科生282人，其中课余时间参与羽毛球运动的人数369人，未参加人数90人。对其进行相关性分析，明确专业与课余时间是否参加羽毛球运动的相关关系数P=0.045，说明二者之间具有显著相关性。进一步研究发现，非体育专业学生较体育专业学生课余时间参加羽毛球运动的人数更多，可能存在的原因是：调查实施者朋友圈的有限性以及体育专业学生课余时间更多进行的是专项技能训练。

4.2 信度分析

采用SPSS 23.0对各量表所测得数据进行信度分析，发现参与行为量表克隆巴赫α系数为0.54为保证量表的可靠性对其测量题项进行修改，删除每周参加羽毛球运动频率题项，得出该分量表克隆巴赫α系数为0.623勉强可接受；锻炼条件量表克隆巴赫系数为0.699，无限接近0.7，予以接受；其余分量表的克隆巴赫α系数均高于0.8，量表具有较好的内部一致性。

4.3 效度分析

本文采用量表多为前人研究验证过的权威性量表，具有高度有效性。采用SPSS 23.0对所得数据进行探索性因子分析，得出KMO值为0.905，表明问卷具有较高的有效性，适合进行实证分析。

4.4 共同方法偏差检验

7个因子的累计方差解释率为75.14%，能够较好的解释量表所蕴含的内容；首个因子方差解释率为19.47%<40%，说明问卷不存在共同方法偏差。

4.5 结构模型检验

4.5.1 模型拟合检验

表1 模型拟合检验指标

根据表1可知，除却GFI值接近拟合标准之外，其余相关指标拟合值皆满足模型适配度标准。学者研究指出，当数据样本量<500时，SRMR为检验模型拟合最为合适的指标，当标准化均方根残差(SRMR)和近似误差均方根(RMSEA)均达到了小于0.08的模型拟合标准时，则说明该结构方程模型适配度良好。本文采用有效样本数据为369个，小于500，因此其模型适配度更适合用SRMR、RMSEA作拟合标准，本结构方程模型RMSEA为0.068，SRMR值为0.054均小于0.08，且其他拟合指标也基本符合适配度标准，因此，本结构方程模型适配度良好，模型正确。

4.5.2 模型聚合效度检验

表2 模型聚合效度检验

根据表2可知，所有维度因子CR值均大于0.7，AVE值均大于0.5，该模型因子之间有较好的聚合效度。

4.5.3 模型路径检验结果

表3 模型路径

图3大学生课余时间参与羽毛球运动的路径模型及标准化路径系数

从表3、图3分析可知，大学生课余羽毛球运动的参与动机与感知有用性之间(β=0.512，P<0.001)相关性显著，接受假设H8；与感知易用性之间(β=0.147，P=0.004<0.01)显著正相关，接受假设H9;与感知风险之间(β=0.234，P<0.001)相关性显著，接受假设H10。大学生课余羽毛球运动的锻炼条件与感知有用性之间(β=0.08，P=0.043<0.05)显著正相关，接受假设H11；与感知风险之间(β=0.366，P<0.001)显著正相关，接受假设H13；与参与行为之间(β=-0.218，P=0.006<0.01)显著负相关，与H2的正相关有出入，原因在于锻炼条件的潜在观察题项为反方向命题，因而假设H2通过；大学生课余参加羽毛球运动的参与能力与参与行为之间(β=0.287，P<0.001)相关性显著，接受假设H3；与感知易用性之间(β=0.437，P<0.001)相关性显著，接受假设H14；大学生课余时间参与羽毛球运动的有用性感知与参与行为之间(β=0.446，P<0.001)相关性十分显著，接受假设H4；大学生课余时间参与羽毛球运动的感知易用性与感知有用性之间(β=0.156，P<0.001)显著正相关，接受假设H7。

大学生参与羽毛球运动的参与动机与参与行为之间(β=-0.046，P=0.586>0.05)相关性不显著，拒绝假设H1。将体育锻炼行为单独与参与动机进行研究时，皆发现参与动机与锻炼行为之间有显著相关性，然而本研究将参与动机置于MOA理论模型之下与锻炼条件、参与能力综合分析却得出大学生羽毛球参与动机与行为相关性不显著的结论，可能存在的原因是：在MOA模型之下，当参与动机不是参与行为的约束变量，而参与能力与参与机会(即本文的锻炼条件)成为参与行为的约束因素时，参与动机的变化便会很少或者不会对参与行为产生影响[6]。大学生课余时间参与羽毛球运动的感知易用性与参与行为之间(β=-0.064，P=0.422)相关性不显著，拒绝假设H5。从前人的研究中发现，感知易用性与行为之间应为显著正相关关系，从TAM技术模型的理论根源分析不相关的可能原因在于：在学习与行为的早期阶段，感知易用性对行为意向的直接影响较强，但随着时间的推移和经历的增加会逐步减弱[11]。本文的个案多为课余时间参加羽毛球运动的学生，已经不属于学习羽毛球运动技术的早期阶段，其感知易用性的作用已经大大削减。大学生课余时间对参与羽毛球运动的风险感知与其参与行为之间(β=0.239，P=0.003<0.01)显著正相关，拒绝H6负相关假设，接受感知风险与参与行为之间的正向相关假设，可能存在的原因是羽毛球运动作为一项有利于身心健康的体育运动，其存在的潜在风险不足以与其持续坚持锻炼产生的功效相提并论;大学生课余时间参与羽毛球运动的锻炼条件与感知易用性之间(β=0.437，P=0.068>0.05)相关性不显著，拒绝假设H14。P值为0.068表明二者之间有一定的相关关系，只是不够显著。大学生课余时间参与羽毛球运动的参与能力与风险感知之间(β=0.104，P=0.115)相关性不显著，拒绝假设H15。可能存在的原因是：羽毛球作为一项刺激对抗性的运动技能，其参与的身体风险、时间风险与金钱消费风险是客观存在的，不会因为参与能力的增加而发生改变。

4.5.4 中介效应检验

使用Bootstrap抽样检验方法进行中介效应检验，间接效应的95%CI值不包括数字0，则说明存在中介效应。

表4 中介效应检验

从表4分析可知，参与动机与感知有用性、参与行为之间，参与能力与感知有用性之间，锻炼条件与参与行为之间，感知易用性与参与行为之间存在中介效应。综合直接效应分析可知，参与动机与参与行为通过感知有用性产生完全中介效应；参与能力与感知有用性之间通过锻炼条件产生完全中介效应；锻炼条件与参与行为之间通过感知有用性产生部分中介效应；感知易用性与参与行为之间通过感知有用性产生完全中介效应。

5 结论与建议

5.1 研究结论

在MOA模型中，参与动机无法直接对参与行为产生影响，锻炼条件与参与能力成为大学生课余羽毛球运动参与行为的约束因素，显著影响其参与行为；在TAM技术接受模型中，感知有用性与感知风险显著影响其参与行为，感知易用性无法对行为产生显著影响。在MOA-TAM的实证整合模型中，参与动机与感知易用性、感知有用性以及感知风险显著正相关；锻炼条件与感知有用性、感知风险之间显著正相关，与感知易用性之间(P=0.068)有相关关系，但相关性不显著；参与能力与参与风险无显著相关性，与感知易用性之间显著正相关。在S-O-R理论视域建构下，参与动机与参与行为通过感知有用性产生完全中介效应；参与能力与感知有用性之间存在完全中介效应；锻炼条件与参与行为之间通过感知有用性产生部分中介效应；感知易用性与参与行为之间通过感知有用性产生完全中介效应。