鍛煉時間對青少年運動承諾的影響機制
——鍛煉滿足感和社會支持的中介作用

楊 劍， 陳開梅， 季 瀏

(1．華東師范大學青少年健康評價與運動干預教育部重點實驗室，上海200241;2．空軍勤務學院軍事共同科目教研室，江蘇徐州221000)

運動承諾是渴望或決心參與身體鍛煉的一種積極投入狀態和行為意向，是持續參與身體鍛煉的動機源泉。運動承諾概念最初由美國心理學家Scanlan提出，他于1993年將承諾的概念引入體育領域，用于研究青少年運動員持續參與身體鍛煉的動機。國內外關于運動承諾與鍛煉堅持性的研究，不同的學者持有不同的目的和觀點。

目前有關運動承諾及其相關研究主要集中在以下幾個方面:①運動承諾與鍛煉堅持。國內外眾多學者普遍認同承諾解釋、預測個人行為過程的堅持狀態，或者是關系的穩定和堅持性的關系。如陳善平等［1］研究認為，運動承諾理論模型對鍛煉堅持行為能夠起到一定的解釋和預測作用。根據這些研究結論可以推斷，鍛煉者的運動承諾水平越高，其鍛煉行為堅持情況就會越好，就越不容易出現中途退出現象。②鍛煉時間與運動承諾。Scanlan等［1］人的運動承諾理論模型中的個人投入是指“投入到體育運動中且停止運動不能得到恢復的個人資源”。翟一飛等［2］研究認為，個人投資(時間、精力和金錢)分配到參與活動的越多，心理上的依賴程度就會越高。陳善平等［1］研究也認為，運動承諾與個人投入呈正相關，即鍛煉中投入得越多，越有繼續堅持體育鍛煉的心理承諾。Wilson等［3］、Konstantions等［4］研究認為，個人投入可以預測運動承諾的“必須的承諾”和“自愿的承諾”2個維度;因此可以推斷，個人鍛煉時間越長，其運動承諾也就越高。③鍛煉滿足感與運動承諾。翟一飛等［2］研究認為，鍛煉滿足感對運動承諾具有很大的影響作用，強烈地影響其鍛煉的利益和價值之間的關系。張軍等［5］研究認為，鍛煉滿足感能正向預測運動承諾，即體育鍛煉過程中的滿足感越高，其運動承諾也就高。④社會支持與運動承諾。Carpenter和Coleman認為，社會約束能夠降低運動承諾，進而約束和排斥個體參加體育鍛煉的程度，同時還認為社會支持能夠增加或改變其運動承諾水平［6］。

綜上所述，對鍛煉時間、鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾關系進行以下假設:①鍛煉時間越長，鍛煉滿足感越強，社會支持越高，運動承諾也就越高;②身體鍛煉過程中體驗到的鍛煉滿足感越多，就會產生越高的運動承諾;③身體鍛煉過程中獲得的社會支持越多，就會產生越高的運動承諾;④鍛煉時間不僅可以對運動承諾產生直接作用，還可以通過鍛煉滿足感和社會支持中介變量對運動承諾產生間接作用。

盡管競技體育與大眾體育參與者的參與動機、目的和環境不同，但是運動承諾在身體鍛煉領域的研究還是有其相當重要的一面［2］。因此，本文以運動承諾模型為主軸，融合鍛煉滿足感和社會支持的概念，探討鍛煉時間對運動承諾的影響機制以及鍛煉滿足感和社會的中介效應。

1 研究對象與方法

1．1 研究對象 采用整群分層抽樣的方法，選取8所中學700名學生，取樣時盡量使樣本在生源、學校類別、年級和性別等方面均衡。共發放問卷700份，收回有效問卷676份，有效回收率為96．57%。其中:男生346 人，占 51．18%;女生 330 人，占48．82%。

1．2 研究工具

1．2．1 鍛煉滿足感量表采用張力為編制的《訓練比賽滿足感量表》作為鍛煉滿足感量表，該量表包括6個題目，其內部一致性系數為0．79?？紤]到研究的實際需要，對量表中個別題目進行修改，把“訓練比賽”改成“鍛煉”。采用Likert 5點評分，從“完全不同意”到“完全同意”，分別得“1～5分”，其中第5題是逆向題［7］。本次測驗的內部一致性系數為0．82，說明該量表具有良好的信效度。

1．2．2 運動承諾量表采用Scanlan等人編制的《運動承諾量表》，該量表包括5個分量表，即運動樂趣、參與選擇、個人投入、社會約束和參與選擇。采用Likert 5點評分，從“非常同意”到“非常不同意”，分別得分“5～1分”，得分越高，表明運動承諾越高［5］。本次測驗的內部一致性系數分別為 0．79，0．83，0．75，0．81，0．80。

1．2．3 社會支持量表采用肖水源編制的《社會支

持評定量表》，該量表包括客觀支持、主觀支持和對支持的利用度3個分量表，共10個題目?？紤]到青少年的實際情況，對量表中的個別題目進行改動，刪去第5項夫妻(戀人)和兒女，第4項的同事改為同學，第6和第7項中的配偶改為父母，同事改為同學，工作單位改為學校［8］。該量表已在國內普遍應用，具有良好的信度和效度。本次測試的信度:社會支持為 0．78，客觀支持為 0．80，主觀支持為 0．79，對支持的利用度為0．82。

1．2．4 鍛煉時間問卷采用自制的問卷測量鍛煉時間，共設置2個題目:①“您期望每周參加身體鍛煉的時間是多少”;②“您每周參加身體鍛煉的時間是多少”。采用5級評分:A為15 min內;B為15～30 min;C 為30～59 min;D 為1～1．5 h;E 為1．5 h以上。鍛煉時間越長，得分越高。本次測驗的內部一致性系數為0．85。

1．3 數據處理首先，采用探索性分析方法，運用SPSS for Windows 12．0進行回歸分析;其次，采用驗證性分析方法，運用 AMOS14．0對理論模型進行分析。

2 結果與分析

2．1 相關分析積差相關分析發現，鍛煉時間、鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾變量之間兩兩相關均達到顯著水平。鍛煉時間和鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾呈正比，即個體體育鍛煉的時間越長，鍛煉中所獲得的社會支持和鍛煉滿足感就越多，其運動承諾水平有可能提高。對變量進行皮爾遜相關分析，查看變量間的相關系數以及方向性，這是進行多元線性回歸和模型構建的理論前提。

2．2 鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾的回歸分析

Reinemann認為，不同的中間變量所起的效應是不同的，或是調節作用，或是中介作用。以往的研究中對中間變量的作用機制探討相對較少，甚至存在調節效應與中介效應混用的情況［9］。要確定鍛煉滿足感和社會支持是否在鍛煉時間干預運動承諾的過程中充當中介變量，必須滿足3個條件:①自變量(鍛煉時間)對中介變量(鍛煉滿足感和社會支持)具有影響效應;②自變量(鍛煉時間)對因變量(運動承諾)具有影響效應;③自變量(鍛煉時間)對因變量(運動承諾)的解釋量會因中介變量(鍛煉滿足感和社會支持)的介入而減少。如果滿足了上述條件，那么自變量鍛煉時間對因變量運動承諾的解釋量和標準回歸系數在第3個回歸方程中比在第2個回歸方程中更小。

為了檢測鍛煉滿足感和社會支持在鍛煉時間干預運動承諾中所起的中介作用，以Baron和Kenny介紹的3步中介回歸法分析它們之間的關系。由表1可見，在第1個回歸方程中:鍛煉時間顯著地影響了中介變量鍛煉滿足感(P＜10－2，解釋了鍛煉滿足感5%的變異)和社會支持(P＜10－2，解釋了社會支持4%的變異)。在第2個回歸方程中(表2):鍛煉時間對運動承諾及其各指標的影響也是顯著的，解釋了總體運動承諾變異的11%(P＜10－3)，想要承諾變異的12%(P＜10－3)，必須承諾變異的9%(P＜10－3)。在第3個回歸方程中(表3):鍛煉滿足感顯著地影響了運動承諾及其指標，它們分別解釋了總體運動承諾變異的7%(P ＜10－3)，想要承諾變異的8%(P ＜10－3)，必須承諾變異的5%(P＜10－3);社會支持顯著地影響了運動承諾及其指標，它們分別解釋了總體運動承諾變異的4%(P ＜10－3)，想要承諾變異的5%(P ＜10－3)，必須承諾變異的3%(P＜10－3);鍛煉時間對運動承諾及其各指標的影響也是顯著的，解釋了總體運動承諾變異的8%(P ＜10－3)，想要承諾變異的10%(P ＜10－3)，必須承諾變異的 8%(P ＜10－3)［10］。

表1 鍛煉時間對鍛煉滿足感和社會支持的回歸分析(方程1)Table 1 Regression Analysis of Exercise Time on ExerciseSatisfaction and Social Support(Equation 1)

表2 鍛煉時間對運動承諾及其指標的回歸分析(方程2)Table 2 Regression Analysis of Exercise Time on Exercise Commitments and Its Indicators(Equation 2)

表3 鍛煉滿足感、社會支持和鍛煉時間對運動承諾及其指標的回歸分析(方程3)Table 3 Regression Analysis of Exercise Satisfaction，Social Support and Exercise Time on Exercise Commitments and Its Indicators(Equation 3)

2．3 鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾的結構方程模型驗證 為了進一步驗證鍛煉滿足感和社會支持在鍛煉時間對運動承諾干預中的中介效應，采用AMOS14．0分析變量之間的關系，其中鍛煉時間潛變量為模型中的自變量，運動承諾潛變量為模型中的因變量。采納過去的研究成果將想要的承諾和必須的承諾作為運動承諾的因子變量，它們共同作用于運動承諾，以鍛煉滿足感和社會支持為中介變量進行分析。根據中介效應檢驗步驟，先檢驗鍛煉時間對運動承諾的直接效應，然后再加入鍛煉滿足感和社會支持中介變量后模型的擬合情況及路徑系數的顯著情況［11］。直接效應模型的各項指標分別為:

CMIN(X2)/df=3．231， GFI=0．936

AGFI=0．856， CFI=0．927， RMSEA=0．059

加入中介變量后的整合模型的各種擬合指標值為:

CMIN(X2)/df=2．735， GFI=0．908

AGFI=0．842， CFI=0．916， RMSEA=0．076

直接效應模型和整合模型CMIN(X2)/df值比較，具有顯著性差異。結合前面的回歸分析，運用Bootsrap方法檢驗鍛煉滿足感和社會支持的中介效應(假定樣本為3 000，偏差校正置信區間為95%)。從圖1可以看出，鍛煉滿足感和社會支持在鍛煉時間對運動承諾干預過程中充當中介變量的作用。

圖1 青少年鍛煉時間、鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾的結構模型Figure 1． The Structural Model of Exercise Time，Exercise Satisfaction，Social Support and Exercise Commitments

3 討論

3．1 青少年運動承諾模型的構成基于社會心理學的研究成果，Scanlan構建了運動承諾的單層次預測模型，認為運動承諾主要由運動樂趣、個人投入、參與選擇、參與機會和社會約束5個因素決定。該模型對青少年運動員參與鍛煉堅持行為的意圖和前因具有較好的預測和解釋作用。后來經過不同情境環境下的實證研究，最終形成了4因素結構模型。2003年，Scanlan又在原有的5因素模型的基礎上增加了社會支持一項，并運用協作訪談法(SCIM)驗證，結果支持了這一理論模型［12］。

Scanlan的這一模型提出后，引起了國內外學者的關注，不同的學者運用該模型進行實證研究得出不同的結果。Konstantions等［4］研究認為，4因素模型能夠顯著地預測運動承諾，但不同情境和運動項目對運動承諾前因的重要性是不同的，社會環境因素對運動承諾的預測也是十分重要的。Raedeke［13］研究認為，造成鍛煉倦怠且無法堅持鍛煉的因素主要是來自個人及環境等因素導致運動承諾的降低，并進而影響個體參與鍛煉的動機強度。Wilson等［3］將運動承諾模型運用在鍛煉領域，并額外增加了社會支持因子，構建了適用于身體鍛煉情境的“身體鍛煉承諾量表”，結果表明，運動承諾模型在鍛煉領域也是有效的，并認為鍛煉承諾存在2個維度即“想要的”和“必須的”。Maureen在原有模型的基礎上增加了社會支持和認知能力，把運動樂趣作為運動承諾影響機制的調節變量，結果表明修訂后的模型比原模型在理論上更好。Weiss等［14］還認為，運動樂趣可作為一些環境變量(鍛煉條件和鍛煉氛圍)影響運動承諾的中介變量。陳善平等［1］研究認為，參與選擇也可作為一些環境變量(鍛煉條件和鍛煉氛圍)影響運動承諾的中介變量。吳健等［15］把運動樂趣和參與選擇作為中介變量，提出了運動承諾的分層結構模型。這些研究在一定程度上驗證了運動承諾模型作為理論框架的跨文化效度［16］。

綜上所述，單層次預測模型對運動承諾模型與數據的擬合和預測均起到很好的效果，但預測運動承諾的外生潛變量均處在一個層次上，忽略了相互之間的“共線性”問題及可能存在的因果關系，忽略了某些變量對運動承諾的解釋是間接的中介效應，不能有效、合理地厘清運動承諾的影響機制和作用原理，不能夠滿足鍛煉行為堅持機制的本質需求;而分層結構模型能夠很好地解釋變量間的相互作用關系［17］。本研究結果也從側面證實了Maureen、吳健和陳善平等的結論，認為分層結構模型比單層次預測模型能夠更準確地預測和解釋運動承諾的作用機制。

3．2 鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾的關系 從逐步回歸方程可以看出，隨著鍛煉滿足感和社會支持中介變量的出現，自變量鍛煉時間對因變量運動承諾的總體解釋量由11%下降到8%，標準回歸系數由0．32下降到0．29;對想要承諾的解釋量由12%下降到10%，標準回歸系數由0．33下降到0．31;對必須承諾變異的解釋量由9%下降到8%，標準回歸系數由0．30下降到0．27。盡管在第3個回歸方程中，鍛煉時間對運動承諾及其指標仍有顯著的影響，但這些影響中下降的部分是由鍛煉滿足感和社會支持中介變量引起的;因此，鍛煉滿足感和社會支持是鍛煉時間干預運動承諾過程中的一個中介變量。根據Huon等［18］的理論，如果因變量的β值未出現顯著下降，說明因變量完全通過中介變量作用于結果變量;如果因變量的β值出現顯著下降，說明中介變量只起著部分中介作用。從逐步回歸分析中可以看出，因變量運動承諾、想要承諾和必須承諾的β值出現顯著下降，分別由 0．32、0．33、0．30 下降為 0．29、0．31、0．27，因此，鍛煉滿足感和社會支持在鍛煉時間干預運動承諾過程中起部分中介作用。

基于青少年運動承諾模型構建的理論分析和4個研究假設，確定了一個以鍛煉滿足感和社會支持為中介變量的青少年運動承諾的影響機制模型，且運用AMOS4．0軟件得到驗證。由結構方程模型的各種擬合指標可以看出，鍛煉時間對鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾回歸效應顯著，表明鍛煉時間能很好地預測鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾。圖1中的系數是通過回歸分析得出的，表示自變量對因變量的效應。進一步分解鍛煉時間與鍛煉滿足感、社會支持對運動承諾的效應發現:鍛煉時間對運動承諾具有最強的預測效應(總體效應值為0．495，直接效應值為0．32，經過鍛煉滿足感和社會支持的間接效應值為0．175);鍛煉時間對鍛煉滿足感具有最強的正效應(總體效應值為0．34，直接效應值為0．34);鍛煉時間對社會支持的預測效應值為0．24，鍛煉滿足感和社會支持對運動承諾的預測效應值分別為0．31和0．29。本研究結果再次驗證了鍛煉滿足感和社會支持在鍛煉時間對運動承諾影響機制中充當中介變量作用，與 Maureen、Carpenter、Coleman和吳健等的研究結果一致。

綜上所述，若青少年實際參與身體鍛煉的時間越多，鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾也就越高，其鍛煉堅持行為也就會越強;若青少年只是期望參與身體鍛煉而沒有實際參與身體鍛煉，其鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾也就越低，鍛煉堅持行為也就越低，從而驗證了前面的研究假設。

無論在何種鍛煉情景中，長時間的鍛煉滿足感可能會增加運動承諾以及更多層面的正向心理效應。從圖1還可見，鍛煉滿足感能夠正向預測運動承諾，即青少年在身體鍛煉中體驗的滿足感越多，將激發更高的運動承諾。一方面，鍛煉滿足感對于運動承諾具有極大的影響力，它強烈地影響了青少年身體鍛煉行為的堅持性;另一方面，鍛煉滿足感是身體鍛煉行為的正面情緒反應，若青少年在身體鍛煉過程中能夠體驗更多的流暢感、快樂感和幸福感，獲得與其付出相當等值的回饋，將會提高運動承諾，從而堅定持續參與身體鍛煉的信念。在促進身體鍛煉堅持行為的策略上，注重如何能使鍛煉者體驗到更多的流暢感、滿足感、高潮感，如何能使其獲得最大的回饋與益處，最終就能夠減少其中途退出的概率［19］。

社會支持是指青少年在參加身體鍛煉過程中所領悟到的來自社會、他人對自己的支持和鼓勵，是影響青少年能否持續參加身體鍛煉的主要因素之一，也是支持運動承諾的關鍵因素之一。因此，作為重要的外部態度影響因素，社會支持具有社會強化作用，在青少年鍛煉動機不足的情況下，它可促進身體鍛煉堅持行為的產生，同時對運動承諾也有較強的影響作用［5］。從圖1也可以看出，社會支持對運動承諾的正向預測，表示青少年參加身體鍛煉時，若獲得來自家人的態度或精神上的支持與鼓勵、體育教師的贊揚和肯定以及相同鍛煉規律和興趣的同伴的支持力量越多，越能增加持續參加身體鍛煉的內在動力，進而引發較高程度的運動承諾，保持持續參加身體鍛煉的欲望與決心。

運動承諾屬于主觀感受和主觀判斷的心理結構，表達的是青少年對身體鍛煉參與的行為意向。根據合理行為和計劃行為理論，行為由意向決定，而意向又由態度和主觀標準決定。因此，意向作為態度和行為間的中介變量，有利于準確的預測和解釋行為。社會支持和鍛煉滿足感屬于外部提供的可直接控制的，可以通過改變這些變量影響參與者的心理因素。根據合理行為和計劃行為理論的因果關系，把作為態度層面的鍛煉滿足感與社會支持和作為環境層面的鍛煉時間整合在一起，再結合運動承諾作為身體鍛煉堅持行為的行為意向，鍛煉堅持行為的形成機制可以用“環境和經歷(鍛煉時間)→態度(鍛煉滿足感與社會支持)→行為意向(運動承諾)→行為(鍛煉堅持)”的主線體現［15］。

4 結束語

鍛煉時間、鍛煉滿足感、社會支持和運動承諾變量之間的相關性均達到顯著水平，鍛煉時間越長，體驗到的鍛煉滿足感越多，獲得的社會支持越多，運動承諾也越高;相反，鍛煉時間短，體驗到的鍛煉滿足感越少，獲得的社會支持也越少，運動承諾則越低。

鍛煉時間不僅可以對運動承諾產生直接作用，還可以通過鍛煉滿足感和社會支持中介變量對運動承諾產生間接作用。這驗證了鍛煉滿足感與社會支持在鍛煉時間對運動承諾干預中的中介效應。

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