初中生鍛煉動機對主觀幸福感的影響：鍛煉承諾的中介效應和運動友誼的調節作用

孫曉東，馮文寬，孫 璞

青少年時期是一個人身心健康發展的關鍵時期，政府高度重視青少年的體質健康，截止2014年，國家體育總局、教育部先后開展了7次青少年體質與健康調研工作，但目前青少年的體質健康形式依然嚴峻。體育鍛煉能夠讓青少年從繁重的學習中得到放松，促進青少年體魄強健，提高青少年對于自身健康的滿意感，間接地促進自身學習的效率，提高學習滿意感，最終促進青少年的生活滿意感。

主觀幸福感 (subject well-being)指個體對自己生活質量的綜合評價[1]，由一般生活滿意度、相對高水平的積極情感和相對低水平的消極情感構成[2]。鍛煉動機是青少年參與體育鍛煉的重要動力與保障因素，對于青少年堅持體育鍛煉具有重要影響，而青少年參與體育鍛煉能夠促進其對于身體健康、學習效果以及生活的滿意感，因此，探究青少年體育鍛煉動機與主觀幸福感之間的關系具有十分重要的意義。

1 研究綜述及假設提出

1.1 鍛煉動機與鍛煉承諾

動機分為內部動機和外部動機，其理論基礎主要包括健康信念模型理論[3]、自我效能理論[4]以及自我決定理論[5]，是人們參加體育鍛煉的原因和動力之一。根據 Frederick和Ryan的研究，可將鍛煉動機分為樂趣動機、能力動機、外貌動機、健康動機和社交動機5個維度[6]。鍛煉承諾是指渴望與決心繼續鍛煉參與的一種心理狀態。 姜媛[7]研究了鍛煉動機對于大學生情緒效應的影響，結果表明鍛煉動機對于大學生情緒效應模型的影響是有效的?；谝陨戏治?，提出本文的研究假設：①初中生鍛煉動機與鍛煉承諾呈正相關；②初中生鍛煉動機與主觀幸福感呈正相關。

1.2 主觀幸福感與鍛煉承諾

主觀幸福感作為積極心理學研究極其關注的中心之一,它不僅可以評估一個人的生活質量,而且可以衡量一個人的心理健康狀況和心理發展水平[9]。對于體育鍛煉與主觀幸福感的研究主要包括：(1)身體鍛煉與主觀幸福感情感維度的研究，主要集中于身體鍛煉對焦慮和抑郁的作用[10-12]；(2)身體鍛煉與主觀幸福感認知維度的研究,集中于身體鍛煉與老年人和特殊人群的一般生活滿意感關系的研究[13-14]；(3)身體鍛煉與主觀幸福感總貌的研究，兩者之間存在關系[15]?；谝陨戏治觯岢霰狙芯考僭O：③初中生鍛煉承諾與主觀幸福感呈正相關。基于鍛煉承諾對于鍛煉動機和主觀幸福感的影響，提出本研究假設：④初中生鍛煉承諾在鍛煉動機和主觀幸福感之間起中介效應。

1.3 運動友誼

運動友誼是促進青少年鍛煉堅持性的外在資源。作為友誼的一種特質狀態，運動友誼折射了主體從同伴獲得的接納與認可、親密感與信任感、陪伴與支持等[32]。運動友誼存在著多個包括積極和消極的維度特征[19-20]，影響青少年的運動動機、運動技能學習等。高巖[25]的研究表明，同伴運動友誼能夠有效預測青少年運動動機；張歡等[22]的研究表明運動友誼是鍛煉堅持的前因變量,對鍛煉堅持有直接顯著影響?；谏鲜龇治?提出本研究假設：⑤初中生運動友誼字鍛煉動機與主觀幸福感之間起調節作用。

2 調查對象與方法

2.1 調查對象

隨機選取北京市海淀區、西城區、東城區、朝陽區、大興區、門頭溝6個城區各1所學校作為調查學校，每所學校發放問卷100份，對身心健康的600名初中生進行問卷調查，最終有效問卷582份，內容主要包括鍛煉動機、主觀幸福感、鍛煉承諾、運動友誼幾個變量。

2.2 研究方法

為降低共同方法偏差，本研究采用程序控制和Harman單因素檢驗考察施測的共同方法偏差。(1)程序控制：設計問卷時，問卷引導語著重標注“調查僅為科研使用”，跟調查對象反復強調測試數據的保密性和匿名性，以減少社會稱許性行為干擾；在各量表中設計反向題項，施測形式采用現場答疑、當場回收；(2)Harman單因素檢驗：對所有題項進行單因素未旋轉探索性因子分析，有 21個因子特征根值>1，而且，第1因子解釋變異率為18.462%(<臨界值40%)，表明測量的共同方法偏差可以接受[23]。

2.3 測量工具

2.3.1 鍛煉動機量表 參照陳善平(2006)[32]對Frederick和Ryan 1997年編制的《身體活動動機測量》量表的翻譯與修訂方法，通過探索性因素分析，建立適合初中生的含有樂趣動機、能力動機、外貌動機、健康動機、社交動機5個維度的中文版的“初中生體育鍛煉動機量表”。每個分量表有3個題項，共15個題項。采用Likert 5級評分法，要求調查者按照感受從“1=沒有”到“5=非常強烈”進行評分，得分越高，說明調查者的鍛煉動機越強。探索性因素分析表明，測得各題項偏度絕對值 0.115～1.124，峰度絕對值 0.056～1.234，標準差最小值 0.721?？偭勘淼摩列哦认禂禐?.743，分量表的信度系數α在0.728～0.911之間，說明量表的信度佳。驗證性因素分析顯示，χ2/df=2.45,NNFI=0.94,CFI=0.91,NFI=0.95,RMSEA=0.06。

2.3.2 主觀幸福感量表 參照陳作松(2007)[25]編制的《高中生主觀幸福感量表》，對調查對象進行研究，通過探索性因素分析，測得各題項偏度絕對值 0.165～1.324，峰度絕對值 0.076～1.574，標準差最小值 0.721?？偭勘淼摩列哦认禂禐?.843，分量表的信度系數α在0.788～0.921之間，說明量表的信度佳。驗證性因素分析顯示，χ2/df=2.88，NNFI=0.91,CFI=0.92,NFI=0.92,RMSEA=0.05。

2.3.3 鍛煉承諾量表 參照陳善平(2006)[26]修訂的測量工具，編制《初中生鍛煉承諾量表》，通過探索性因素分析，測得各題項偏度絕對值0.236～1.564，峰度絕對值0.086～1.674，標準差最小值 0.821。該量表包括5個維度，總量表的信度系數α為0.913，各分量表的信度系數α在0.681～0.922之間，說明量表的信度好。通過驗證性因素分析，χ2/df=2.68,NNFI=0.96,CFI=0.91,NFI=0.94,RMSEA=0.07。

2.3.4 運動友誼量表 參照韓桂鳳(2011)[27]編制的《青少年運動友誼質量量表》，對調查對象進行研究，通過探索性因素分析，測得各題項偏度絕對值 0.221～1.724，峰度絕對值 0.056～1.362，標準差最小值 0.624。該量表包括5個維度，總量表的信度系數α為0.901，各分量表的信度系數α在0.761～0.932之間，說明量表的信度好。通過驗證性因素分析，χ2/df=2.89,NNFI=0.92,CFI=0.93,NFI=0.95,RMSEA=0.08。

2.4 數據統計及處理

運用SPSS20.0和AMOS20.0對數據進行探索性因子分析、信效度檢驗及回歸分析，并進行中介效和調節作用檢驗，顯著性水平取α=0.05。

3 結果與分析

3.1 變量間的相關分析

從表1可以看出，初中生鍛煉動機與鍛煉承諾呈顯著正相關(r=0.148，P<0.01)，初中生鍛煉動機與運動友誼呈顯著正相關(r=0.212，P<0.01)，初中生鍛煉承諾與運動友誼呈顯著正相關(r=0.414，P<0.01)，滿足進行中介效應、調節效應的前提條件[28]。

表1 各變量的描述性統計及相關性分析(n=582)

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001

3.2 初中生鍛煉動機、主觀幸福感及鍛煉承諾回歸分析

本研究采用多元復回歸分析法來研究初中生鍛煉動機、主觀幸福感及鍛煉承諾之間的關系，可以減少第一型錯誤的發生概率，并可以采用后續檢驗對任一預測變量對任一因變量的獨特貢獻值進行評估[29]。通過計算，本研究所有的方差膨脹系數均小于4，說明自變量之間無共線性。德賓-沃森檢驗(D-W檢驗)結果均在1.2～2.4之間，說明自變量之間無自我相關。

從表2可以看出，鍛煉動機能夠預測主觀幸福感，但預測能力較弱，R2僅為0.001，具體看來，外貌動機(β=0.375,P<0.001)>健康動機(β=0.342,P<0.001)>能力動機(β=0.110,P<0.01)；鍛煉承諾能夠預測主觀幸福感，但預測能力較弱，R2僅為0.003，具體看來，承諾(β=0.136，P<0.001)>樂趣(β=0.014)；鍛煉動機能夠預測鍛煉承諾，但預測能力較弱，R2僅為0.02，具體看來，健康動機(β=0.149,P<0.01)>能力動機(β=0.138,P<0.01)>樂趣動機(β=0.011)。

表2 初中生鍛煉動機、主觀幸福感和鍛煉承諾的回歸分析

注：*表示P<0.05;**表示P<0.01;***表示P<0.001

3.3 鍛煉承諾的中介效應分析

本研究采用Hayes[30]編制的SPSS宏(http://www.afhayes.com)，通過抽取2 000個樣本估計中介效應的95%置信區間，進行中介效應檢驗。如果中介效應的95%置信區間不包括0，表示中介效應顯著；反之，則表示中介效應不顯著。本研究的中介效應檢驗控制了年齡、性別、城區等人口統計學變量。

表3 鍛煉承諾在鍛煉動機和主觀幸福感之間的中介效應檢驗的回歸分析

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001，以上變量均經過標準化處理后帶入回歸方程

3.3.1 中介效應檢驗的回歸分析 從表3可以看出，鍛煉動機能夠顯著正向預測鍛煉承諾(β=0.148,P<0.001)；當鍛煉動機和鍛煉承諾同時預測主觀幸福感時，兩者具有正向預測作用，鍛煉動機具有顯著正向預測作用(β=0.036,P<0.001)，鍛煉承諾具有顯著正向預測作用(β=0.010,P<0.001)；同理，從表3可以看出，鍛煉動機與鍛煉承諾對正性情感、負性情感、生活滿意感、學習滿意感以及身體滿意感的預測作用，鑒于篇幅原因，在此不再陳述。

3.3.2 中介效應檢驗的Bootstrap分析 從表4 可以看出，鍛煉承諾產生的間接總效應的Bootstrap 95%置信區間不含0值，說明，鍛煉承諾的在鍛煉動機和主觀幸福感之間存在顯著的中介效應。由于鍛煉動機對于主觀幸福感的直接效應顯著，因此，鍛煉承諾在鍛煉動機和鍛煉承諾之間起部分中介作用。

從表5可以看出，鍛煉承諾產生的總間接效應地Bootstrap 95%置信區間不含0值,說明鍛煉承諾在鍛煉動機和正性情感之間存在顯著的中介效應，可以解釋正性情感43.1%的變異。同理，從表5可以看出鍛煉承諾對負性情感、學習滿意感起顯著中介作用，而鍛煉承諾對生活滿意感、身體滿意感不起中介作用，鑒于篇幅原因，在此不再陳述。

表4 對鍛煉承諾在鍛煉動機與主觀幸福感之間中介效應檢驗的Bootstrap分析

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001，以上變量均經過標準化處理后帶入回歸方程

表5 鍛煉承諾在鍛煉動機與主觀幸福感(各維度)之間中介效應檢驗的Bootstrap分析

續表5

影響路徑標準化效應值占總效應之比/%Boot標準誤95%置信區間下限上限顯著性5.總效應0.210.050.0130.463?? 直接效應-0.05727.140.03-0.0860.241 總間接效應-0.15372.860.01-0.2570.235 鍛煉動機…鍛煉承諾…身體滿意感-0.15372.860.01-0.2570.235

3.4 運動友誼的調節作用分析

從表6可以看出，初中生的運動友誼與鍛煉動機(ΔR2=0.002,P<0.05)交互項的R2變化量達到了顯著水平，說明初中生運動友誼調節效應的存在。具體看來，初中生運動友誼與能力動機(ΔR2=0.029,P<0.01)的交互項的R2變化量達到了顯著水平，說明初中生運動友誼調節效應的存在，能力動機每增加1個標準差，運動友誼對主觀滿意感的斜率會增加0.043個標準差。同理，從表6可以看到運動友誼對外貌動機、健康動機、樂趣動機、社交動機的調節作用，鑒于篇幅原因，在此不再陳述。說明運動友誼在初中生鍛煉動機與主觀幸福感之間起調節作用，且調節作用的強度依次為：能力動機>健康動機>外貌動機>樂趣動機>社交動機。

表6 初中生鍛煉動機(各維度)、運動友誼和主觀幸福感的分層回歸分析結果

續表6

動機預測變量BSEβR2ΔR24.樂趣動機第一步0.047??樂趣動機0.511??0.0980.212??運動友誼0.039?0.0170.094?第二步0.050??0.003??樂趣動機0.510???0.0980.212???運動友誼0.037?0.0190.089?樂趣動機×運動友誼0.0030.0130.0115.社交動機第一步0.023??社交動機0.267??0.0760.145??運動友誼0.039?0.0170.093?第二步0.026??0.003??社交動機0.268??0.0760.146??運動友誼0.038?0.0180.092?社交動機×運動友誼0.0010.0090.0056.鍛煉動機第一步0.005?鍛煉動機0.032?0.0240.056?運動友誼0.036?0.0180.086?第二步0.007?0.002?鍛煉動機0.0250.0240.044運動友誼0.045?0.0190.109?鍛煉動機×運動友誼0.004?0.0030.066?

注：*表示P<0.05;**表示P<0.01;***表示P<0.001

4 討 論

4.1 變量間相關性分析

鍛煉動機是運動員參與體育鍛煉的內在動力，對于初中生的鍛煉參與以及鍛煉堅持具有促進作用，進而影響初中生的鍛煉效果，最終促進初中生身體以及心理等方面的健康效益。從表1可以看出，初中生鍛煉動機與鍛煉承諾呈顯著正相關(r=0.148，P<0.01),證明假設1成立，與前人研究結論一致[8]；鍛煉動機與主觀幸福感呈顯著正相關(r=0.037，P<0.01),證明假設2成立，與前人研究結論一致[18]；鍛煉承諾與主觀幸福感呈顯著正相關(r=0.015，P<0.05),證明假設3成立，與前人研究結論一致[16-17]。因此，鍛煉動機、鍛煉承諾、主觀幸福感三個變量之間存在顯著正相關性，這就為探究變量之間的中介效應以及調節作用提供了基礎。

4.2 鍛煉承諾的中介效應

由前述相關性分析可知，初中生鍛煉承諾與鍛煉動機以及主觀幸福感之間存在顯著性相關，為進一步分析鍛煉承諾的中介效應提供了基礎，通過運用Bootstrapping法對鍛煉承諾的中介效應進行檢驗，結果表明，鍛煉承諾在鍛煉動機與主觀幸福感之間起部分中介效應，證明研究假設4是正確的。具體看來，鍛煉承諾對初中生主觀幸福感的3個維度起中介效應，分別是正性情感、負性情感以及學習滿意感。即鍛煉動機是通過鍛煉承諾這一中介變量來影響主觀幸福感這一變量，促進了學生主觀幸福感的提高。

4.3 運動友誼的調節作用

由表1可知，初中生運動友誼與鍛煉動機以及主觀幸福感之間存在顯著正相關，為探究運動友誼的調節效應提供基礎。本研究采用分層回歸分析，對這種調節效應進行了檢驗，結果表明，初中生運動友誼在鍛煉動機和主觀幸福感之間起調節作用，證明假設5是正確的。具體看來，運動友誼對于鍛煉動機5個維度都存在調節作用，且調節作用的強度依次為：能力動機>健康動機>外貌動機>樂趣動機>社交動機。

4.4 本研究的意義與局限

本研究對初中生鍛煉動機與主觀幸福感之間的關系進行了研究，探討了兩者之間的相關性問題，并且進一步探究了鍛煉承諾在兩者之間的中介效應，明晰了兩者之間的實現路徑，為進一步分析影響兩者關系的因素，考察了運動友誼的調節作用，為提高初中生鍛煉積極性以及鍛煉效果的滿意感提供參考。盡管如此，本研究尚存在一定不足，并未對不同性別、年級的初中生進行分類探究，這需要下一步繼續研究。

5 結論及建議

5.1 結 論

(1)初中生鍛煉動機、鍛煉承諾、運動友誼、主觀幸福感之間存在顯著性正相關。即鍛煉動機與鍛煉承諾、運動友誼、主觀幸福感之間存在顯著正相關關系；鍛煉承諾與運動友誼、主觀幸福感之間存在顯著正相關關系；運動友誼與主觀幸福感之間存在顯著正相關關系，為探究變量的中介效應及調節作用奠定基礎。

(2)鍛煉承諾在初中生鍛煉動機與主觀幸福感之間起部分中介效應，說明鍛煉動機對主觀幸福感的效用部分是通過鍛煉承諾來起作用的，為今后進行干預提供了新的視角；鍛煉承諾對主觀幸福感起中介作用，其中主要涉及的是主觀幸福感的3個維度，即正性情感、負性情感以及學習滿意感。

(3)運動友誼在初中生鍛煉動機和主觀幸福感之間起調節作用，即運動友誼在鍛煉動機影響主觀幸福感的路徑中起到部分調節作用，這為今后設計干預方案提供了新的思路及視角；運動友誼主要調節鍛煉動機的5個維度，各維度調節作用的強度依次為：能力動機>健康動機>外貌動機>樂趣動機>社交動機。

5.2 建 議

(1)為提高初中生的主觀幸福感，建議加強初中生的鍛煉動機，促進初中生主觀幸福感的提升；在初中生的鍛煉過程中，注重培養初中生的鍛煉承諾，進一步增強初中生參加健身鍛煉的渴望與決心，有助于初中生主觀幸福感的提升；運動友誼是初中生健身鍛煉的重要動力，對于初中生主觀幸福感的提升具有重要意義，因此，建議在初中生健身鍛煉過程中，進一步開發初中生的運動友誼，促進初中生主觀幸福感的提升。

(2)鑒于鍛煉承諾對主觀幸福感的中介效應，建議通過激發初中生的健身鍛煉動機、提高初中生的自我效能以及提高初中生的健身鍛煉效果來增強初中生的鍛煉承諾，最終促進初中生的主觀幸福感。

(3)建議學校及體育教師，針對初中生運動友誼的特點，開展針對性的教學措施，培養初中生的運動友誼，促進初中生主觀幸福感的提升。