鍛煉身份認同、內部動機、鍛煉承諾與大學生鍛煉行為：鏈式中介模型

董寶林，毛麗娟

教育部“全國億萬學生陽光體育運動”和中共中央國務院《關于強化學校體育促進學生身心健康全面發展的意見》等一系列舉措旨在鼓勵和敦促青少年走到戶外積極參加體育鍛煉，形成良好的鍛煉行為習慣[1-3]。誠然，在高校，仍有部分學生對體育鍛煉活動存有抵觸情緒，相當數量大學生在非強制要求下往往會逐漸減少鍛煉次數，甚至完全放棄體育鍛煉[4-5]。引導大學生踐行體育鍛煉、塑造健康體魄，關系到公共衛生和國民綜合素質的發展[6-7]。探驪大學生體育鍛煉行為的前因機制，既可以幫助大學生形成并鞏固健康的生活方式、促進人格社會化發展，還是全民健身國家戰略背景下，學校、社會亟待關注和解決的重要問題。

1 文獻梳理與研究假設

國外鍛煉心理學者在歸因鍛煉行為的探討中發現，人們對“鍛煉者”身份的認同心理是促進自身鍛煉行為產生、維持、改變和發展的重要資源[8-9]。身份認同，指個體與他人或群體在心理、情感上的一致性，是個體與特定社會文化的趨同過程[10]。縱觀國外心理學界對“身份認同”的探討，大體匯集了三大理論溯源：認同危機理論認為，人的成長包含了一種注意外界并與之交互的需要——認同危機，人們會在此交互中逐步健全人格[11]；符號互動論認為，“客我”會通過一種“去中心化”的方式來塑造、完善自我形象，進而形成自我認同，而那些與“客我”發生關聯的，即為“主體經驗”[12]；社會認同理論研究者認為，人們總傾向于在社會分類的過程中對自身所處的群體產生群體內部認同，進而形成內群偏好、外群偏見，而人們會通過內外群體之間的有利比較來提升自尊水平和滿足感受[13]。

遵循上述理論，心理學者發現，作為一種鍛煉認知體系的元素[14]，鍛煉身份認同是優化個體鍛煉計劃、改善鍛煉行為的預測源[15]。近期的橫斷面研究表明：鍛煉身份認同水平高的人通常能正向的看待體育鍛煉的價值和功能，并具有合理的鍛煉角色歸屬感和行為自豪感，因此，傾向于在反復鍛煉實踐中較易獲得自尊和滿足感[16-17]，而且，能在理解“鍛煉者身份標簽”內涵的基礎上自我劃分鍛煉集群，并建立群體歸屬感，為反復從事鍛煉行為提供動力和決策依據[18]；反之，對體育鍛煉者/愛好者的身份持低度認同或非認同者，往往缺乏鍛煉成就信念和角色歸屬感，常伴有明顯的鍛煉角色沖突和自我否定心理，對鍛煉行為存有排斥、抵觸等情緒，亦難于形成積極穩定的鍛煉行為。身份認同是基于特定文化背景下的個體認知[14]，盡管國外已證實，鍛煉身份認同可豐富鍛煉情感體驗、促進鍛煉行為[19]。誠然，在我國，類似的研究尚未得到實證論證。據此，提出假設H1：鍛煉身份認同對大學生鍛煉行為的正向影響顯著。

臨床心理學研究認為，在身份認同與行為表達的影響機制里，個體內部動機具備中介作用[20]。首先，鍛煉身份認同是激發內部動機的前導認知，認同度高的人往往會在鍛煉實踐中表現出適宜的動機模式[22]。認知發展理論認為，人們在認識、理解某一社會行為時，會在既有認知系統的基礎上將該行為或從事該行為的人圖式化、符號化、標簽化[21]，如當提及“體育鍛煉者”時，人們往往將參與者與健康、活躍、好動、挑戰，或出汗、勞累、失敗等“標簽”關聯[8]。因而，持有高度鍛煉身份認同的人，通常會以正向的認知觀點和自我評價來理解體育鍛煉的諸多益處，該認知有助于激發鍛煉興趣，使鍛煉動機的內化或整合成為可能[23]。正如鍛煉認同模型闡釋的：理性的自我評價(即如何自我定義、如何看待自我、如何表現自我等)是激發內部動機的前提[19]。其次，內部動機是發展自身能力、探索學習的先天傾向[24]，是鍛煉行為的預測源，也是個體長期堅持鍛煉的有力證據[25]。該觀點在自我決定理論得到充分闡釋，即內部動機代表著自我決定的原型，是促進鍛煉行為、避免鍛煉退出的內生變量[26-27]。自我決定理論認為，個體對某一社會行為從認知到立身踐行，離不開行為決策的驅動與激發[24]。誠然，在鍛煉身份認同與大學生鍛煉行為的影響機制中，考察內部動機中介效應的研究尚未明晰。據此，提出假設H2：在鍛煉身份認同影響大學生鍛煉行為時，內部動機的中介效應顯著。

國內外鍛煉心理學者在探討認知與行為的關系時發現，鍛煉承諾同樣具備中介作用[28]。首先，身份認同促使個體形成行為意向的前因[29]。認知行為理論認為，既有形成的體驗和認知會作為一種記憶線索，進而影響個體對未來行為事件的評估，并以此決策是否執行該行為事件[30]。也就是說，對鍛煉身份的認同度越高，自身鍛煉承諾越堅定[21]，而認同度低者往往缺乏運動責任感，常因偏倚的體育價值認知而缺乏鍛煉承諾感[31]。可見，鍛煉身份認同是激發鍛煉決心和欲望的前導認知，可使個體鍛煉行為更具堅持性、持久性。其次，鍛煉承諾是鍛煉行為的一個決定性因素[32-33]。承諾理論認為，承諾是個體對目標行為的一種意向或意圖，它會引導個體選擇未來行為的執行方式[34-35]。而作為一種認知傾向，身份認同會指導個體目標行為向積極、健康的方向發展，并成為個體理性、正向分析鍛煉行為的積極心理資源[15,28]，誠然，綜合探討鍛煉身份認同、鍛煉承諾對大學生鍛煉行為影響的研究相對薄弱。據此，提出假設H3：在鍛煉身份認同影響鍛煉行為時，鍛煉承諾的中介效應顯著。

此外，學者在實證探討鍛煉行為的心理機制時發現，內部動機還是鍛煉承諾的激勵源[4]，它能夠在激發鍛煉承諾的基礎上，使個體更傾向于堅持參加體育鍛煉[36]，而缺乏內部動機不僅會引發退縮傾向，還會使鍛煉者情緒耗竭、心感疲勞而動搖鍛煉承諾[37]，該觀點在鍛煉堅持機制模型中得到具體詮釋。認知心理學認為，個體認知可以通過作用于心理決策而影響目標行為[38-39]，誠然，在鍛煉身份認同與大學生鍛煉行為的影響鏈條上，綜合探討“內部動機-鍛煉承諾”鏈式中介效應的研究暫付闕如。據此，提出假設H4：在鍛煉身份認同影響鍛煉行為時，內部動機、鍛煉承諾的鏈式中介效應顯著。

基于既有理論、文獻和研究假設，研究構架觀念并建立鏈式中介模型(見圖1)，旨為豐富大學生體育鍛煉行為研究有所裨益，亦為制定大學生體育與健康指導方案提供參考。

2 研究對象與方法

2.1 被 試

依據分層整群隨機抽樣原則，以浙江、上海、江蘇三省/直轄市2 250 名大學生為被試，調查共回收2 237 份量表。以“反向題檢驗”“應答條目率不足85%”“填答明顯與事實不符”等為無效量表的篩查依據，以最終保留的2 052 份有效量表為分析樣本。其中，年齡（20.64±2.255）歲；男961人，女1 091人；大一520人，大二671人，大三488人，大四373人。

2.2 測量工具

為最大限度提升測量工具的跨語言等值性，采用雙盲、并行的“翻譯-回譯”程序漢化問卷中所有的英文分量表。

2.2.1 鍛煉身份認同量表 采用D.F.ANDERSON《鍛煉身份認同量表》[14]。量表共含9個題項，其中，設計1個反向題“作為一個體育鍛煉者，我并不感覺很自豪”。采用Likert5 點法，從“完全不符合”(1)到“完全符合”(5)計分，以總分表示被試鍛煉身份的認同水平。本次測量得知：9 個題項的偏度絕對值0.241～1.086，峰度絕對值0.036～1.143，標準差最小值1.273，K-S 正態分布檢驗不顯著(P(df=1989)=0.362＞0.05)；單因素模型x2=86.490，df=27，x2/df=3.220，SRMR=0.0390，GFI=0.968，NFI=0.946，NNFI=0.932，IFI=0.957，CFI=0.956，RMSEA=0.065；總量表Cronbach's α為0.936，分半信度0.885；題總相關0.440～0.788(P＜0.01)。

2.2.2 內部動機量表 采用F.GUAY《情境動機量表》中的內部動機分量表[40]。共4 個題項，采用Likert5 點法以“完全不符合”(1)到“完全符合”(5)計分，以總分表示被試內部動機強度。本次測量得知：4 個題項的偏度絕對值0.088～0.718，峰度絕對值0.040～0.710，標準差最小值1.037，K-S 正態分布檢驗不顯著(P(df=1989)=0.170＞0.05)；單因素模型x2=5.077，df=2，x2/df=2.539，SRMR=0.0298，GFI=0.986，NFI=0.976，NNFI=0.979，TLI=0.936，RMSEA=0.051；Cronbach's α 為0.947，分半信度0.931；題總相關0.405～0.873(P＜0.01)。

2.2.3 大學生鍛煉承諾量表 采用陳善平《運動承諾模型量表》的鍛煉承諾分量表[41]。共3個題項，采用Likert5點法，從“非常不同意”(1)到“非常同意”(5)計分，以總分表示被試鍛煉承諾水平。本次測量得知：3個題項的偏度絕對值0.027～0.422，峰度絕對值0.505～0.774，標準差最小值1.125，K-S 正態分布檢驗不顯著(P(df=1989)=0.574＞0.05)；單因素3 變量模型(由于3 個觀測變量模型趨于飽和，因此固定e1=0.001)得x2=3.071，df=1，x2/df=3.071，SRMR=0.0346，GFI=0.931，NFI=0.927，NNFI=0.924，IFI=0.927，CFI=0.927，RMSEA=0.034；量表Cronbach's α 為0.958，分半信度0.964；題總相關0.887～0.906(P＜0.01)。

2.2.4 體育活動等級量表 采用梁德清《體育活動等級量表》[42]。量表從參加體育活動的強度、持續時間、每周的參與頻率等三個方面來測評被試運動量水平，并以此變量來評估被試鍛煉行為，運動量水平的計算公式，即運動強度×持續時間×周頻率(最高分為100分、最低分為0分)，3個指標皆按照5個等級進行劃分，其中，強度與周頻率從1～5 等級分別計為1～5 分，持續時間從1～5等級分別按0～4分計。本次測量得知：3個題項的偏度絕對值0.014～0.276，峰度絕對值0.388～1.110，標準差最小值1.096；三變量模型(固定e1=0.001)，得x2=2.174，df=1，x2/df=2.174，SRMR=0.0207，GFI=0.973，NFI=0.937，NNFI=0.966，IFI=0.939，CFI=0.939，RMSEA=0.033；量表Cronbach's α 為0.863，分半信度0.857，題總相關0.645～0.776(P＜0.01)。

2.3 施測過程

采用紙筆調查法，于2018年4月15～30日和5月7～22日，分兩次采用集體與個別單獨測試相結合的方式采集數據。施測前解釋指導語，告知調查匿名性、保密性，并在保證被試自愿的基礎上完成問卷填答，填答時間10 min，填寫完畢當場回收。同時，在調查中獲取被試性別(男=1，女=2)、年齡、年級等一般人口統計學資料。

2.4 數據采集與分析

將所得數據導入SPSS25.0 和AMOS25.0 統計軟件。經反向題、相關潛變量得分計算等處理后，利用可靠性分析、探索性因子分析、驗證性因子分析等，考察測試工具的信度、效度等。經數據標準化處理后，通過一系列統計分析，如相關性分析、回歸分析等實現研究所需。鏈式中介效應的檢驗步驟，遵循溫忠麟、侯杰泰、方杰等人的中介效應檢驗程序和方法，先檢驗內部動機、鍛煉承諾分別在身份認同影響鍛煉行為時的中介效應，再利用序列層次回歸分析檢驗內部動機-鍛煉諾的鏈式中介效應[43-44]。利用AMOS25.0構建鏈式中介效應模型，從結構層面詮釋各變量的內在機制。

3 結 果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用施測程序控制和哈曼(HANMAN)單因素檢驗法，考察施測的共同方法偏差情況。程序控制：在國內外一流期刊選用成熟且被國內證實較高信效度的測量工具；在問卷設計時，引導語里著重標注了“本次問卷調查僅為科研使用”，并告知被試本次測試的數據將嚴格保密性，施測的全過程采取匿名填答；適當調整各分量表中題項的排序，并設計1項反向題；施測形式采用現場答疑、當場填寫完畢當場回收。哈曼單因素檢驗法：對各個題項(人口統計學變量除外)進行單因素、未旋轉的探索性因子分析，結果有5個因子特征根值＞1，且第1因子解釋變異率28.525%(＜臨界值40%)，表明測量共同方法偏差可接受。

3.2 鍛煉身份認同、內部動機、鍛煉承諾對大學生鍛煉行為的直接影響

Pearson 雙變量雙側相關性檢驗顯示(見表1)：鍛煉身份認同、內部動機、鍛煉承諾與鍛煉行為(包括各指標)顯著正相關(P＜0.01)，其中，鍛煉身份認同與鍛煉強度(r=0.443)、內部動機與鍛煉頻率(r=0.306)、鍛煉承諾與鍛煉頻率(r=0.464)的正相關較密切。

表1 Pearson相關系數結果(雙變量雙側)Table1 Statistics of Pearson Correlation Coefficient

以鍛煉行為為因變量，分別以鍛煉身份認同、內部動機、鍛煉承諾、性別、年級、“性別×鍛煉身份認同”為自變量，采用強行進入法進行若干組回歸分析(見表2)。結果顯示：鍛煉身份認同(F(12050)=204.111，β=0.480)、內部動機(F(12050)=100.883，β=0.359)、鍛煉承諾(F(12050)=236.382，β=0.507)分別對鍛煉行為的影響顯著(P＜0.001)，并且，分別解釋了22.9%、12.8%和25.6%的變異；此外，性別對鍛煉行為的影響顯著(F(12050)=69.945，β=-0.305)，解釋了9.2%的變異，年齡、年級、性別×鍛煉身份認同對鍛煉行為的影響皆不顯著(P＞0.05)。

表2 鍛煉身份認同、內部動機、鍛煉承諾分別對鍛煉行為的回歸分析Table2 Regression Analysis of EI,IM,and EC on PEB,Respectively

3.3 內部動機-鍛煉承諾的鏈式中介效應檢驗

為考察鍛煉身份認同與鍛煉行為的鏈式中介效應，首先，考察自變量分別對2 個中介變量的影響，即考察鍛煉身份認同分別對內部動機、鍛煉承諾的回歸效應。

結果顯示(見表3)：鍛煉身份認同對內部動機的回歸效應顯著(F(12050)=277.389，β=0.538，P＜0.001)，解釋了28.9%的變異；鍛煉身份認同對鍛煉承諾的回歸效應顯著(F(12050)=700.948，β=0.712，P＜0.001)，解釋了50.7%的變異。此外，還需考察2 個中介變量間的內部效應，即以內部動機為自變量，鍛煉承諾為因變量的回歸分析顯示(見表4)，內部動機對鍛煉承諾回歸效應顯著(F(12050)=211.007，β=0.486，P＜0.001)，解釋了23.6%的變異。

表3 鍛煉身份認同分別對內部動機、鍛煉承諾的回歸分析Table3 Regression Analysis of EI on IM and EC,Respectively

表4 內部動機對鍛煉承諾的回歸分析Table4 Regression Analysis of IM on EC

接下來，為檢驗“內部動機-鍛煉承諾”的鏈式中介效應，先檢驗內部動機的中介效應，再檢驗鍛煉承諾的中介效應，最后檢驗“內部動機-鍛煉承諾”的鏈式中介效應。

(1)采用序列層次回歸分析考察內部動機的中介效應(見表5)。第1 步：從表2 已得出，鍛煉身份認同對鍛煉行為的回歸顯著(F(12050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因內部動機加入，由“鍛煉身份認同”和“內部動機”為自變量的回歸方程模型F(22048)=110.295，R2=0.242(P＜0.001)，證實模型解釋力的具有統計學意義，此時，鍛煉身份認同(β=0.404，T=10.218)和內部動機(β=0.142，T=3.593)對鍛煉行為的回歸效應皆達顯著水平(P＜0.001)。綜合上述數據：因內部動機的介入自變量，鍛煉身份認同對鍛煉行為的回歸系數β值由0.480降低至0.404(但≠0)，并且，ΔF=93.816，ΔR2=0.013，說明在鍛煉身份認同影響鍛煉行為時，內部動機的部分中介效應顯著。

表5 鍛煉身份認同與內部動機對鍛煉行為的序列層次回歸分析Table5 Hierarchical Regression Analysis of EI and IM,EI and EC on PEB

(2)采用上述相同分析方法考察鍛煉承諾的中介效應(見表6)。第1 步：在表2 中已得出，鍛煉身份認同對鍛煉行為的回歸顯著(F(12050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因鍛煉承諾加入，由“鍛煉身份認同”和“鍛煉承諾”為自變量的回歸方程模型F(22048)=136.381，R2=0.284(P＜0.001)，證實模型解釋力的具有統計學意義，此時，鍛煉身份認同(β=0.241，T=5.222)和鍛煉承諾(β=0.336，T=7.285)對鍛煉行為的回歸效應皆達顯著水平(P＜0.001)。綜合上述數據：因鍛煉承諾介入自變量，鍛煉身份認同對鍛煉行為的回歸系數β值由0.480 降低至0.241(但≠0)，并且，ΔF=67.73，ΔR2=0.055，說明在鍛煉身份認同影響鍛煉行為時，鍛煉承諾的部分中介效應也顯著。

表6 鍛煉身份認同與鍛煉承諾對鍛煉行為的序列層次回歸分析Table6 Hierarchical Regression Analysis of EI and EC on PEB

(3)最后，進行如下步驟的序列層次回歸分析(見表7)。第1 步：鍛煉身份認同對鍛煉行為的回歸顯著(F(1,2050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因內部動機介入，由“鍛煉身份認同”和“內部動機”為自變量的回歸方程模型F(22048)=110.295，R2=0.242(P＜0.001)，證實模型解釋力的具有統計學意義，此時，鍛煉身份認同(β=0.404，T=10.218)和內部動機(β=0.142，T=3.593)對鍛煉行為的回歸效應皆達顯著水平(P＜0.001)，并且，ΔF=93.816，ΔR2=0.013。第3 步：因鍛煉承諾介入，由“鍛煉身份認同”“內部動機”和“鍛煉承諾”為自變量的回歸方程模型F(32046)=93.641，R2=0.289(P＜0.001)，證實模型解釋力的具有統計學意義，此時，鍛煉身份認同(β=0.203，T=4.208，P＜0.001)、內部動機(β=0.096，T=2.472，P＜0.05)、鍛煉承諾(β=0.316，T=6.769，P＜0.001)對鍛煉行為的回歸效應皆達顯著水平，并且，ΔF=16.654，ΔR2=0.047。由此說明，在鍛煉身份認同影響大學生鍛煉行為時，“內部動機-鍛煉承諾”的鏈式中介效應顯著。

表7 鍛煉身份認同、內部動機、鍛煉承諾對鍛煉行為的序列層次回歸分析Table7 Hierarchical Regression Analysis of EI,IM,and EC on PEB

從鍛煉身份認同對鍛煉行為的多種影響路徑及其效應看(見表8)：鍛煉身份認同對鍛煉行為的直接影響效應為0.203，間接效應(中介效應之和[44])為0.282，總效應(直接效應與間接效應之和)為0.480，3 條中介效應路徑的效果量(中介效應值與總效應之比)分別為10.63%、41.67%和5.42%。

表8 鍛煉身份認同對鍛煉行為的影響路徑及效應值Table8 Influence Path and Effect Decomposition of EI on PEB

基于此，構建鏈式中介效應模型（見圖2），旨從直觀結構層面揭示各前因變量對大學生鍛煉行為的綜合影響。模型指標：x2=630.282，df=146，x2/df=4.317＜5，擬合優度指標：GFI=0.927，NFI=0.925，NNFI=0.929，IFI=0.923，CFI=0.928(均＞0.9)，近似誤差均方根RMSEA=0.068＜0.08，標準化殘差均方根SRMR=0.0477＜0.05，說明所構模型具有較好的適配性和簡潔性。

圖2 鏈式中介模型Figure2 Model of Chain Mediating Effect

4 討 論

4.1 鍛煉身份認同、內部動機、鍛煉承諾對大學生鍛煉行為的直接影響討論

分析表明，大學生鍛煉身份認同度越高，鍛煉行為越合理，而且，鍛煉身份認同能夠解釋鍛煉行為22.9%的變異。證實了鍛煉身份認同對大學生鍛煉行為具有積極的促進功效。身份認同是主體對社會形態價值和意義的認可和共識[45]。對鍛煉者身份持有認同態度的大學生能夠正性看待體育鍛煉的社會價值、功效，對鍛煉者身份存有慣性的趨同心理，其鍛煉行為也會相對規范、適宜(β=0.480)，這種正性的趨同過程使鍛煉習慣建立成為可能。身份認同是個體心靈意義上的歸屬[46]。對鍛煉者身份持認同觀點者能從“身份標簽”的角度理解鍛煉者的特征和屬性，對鍛煉群體存有一定的歸屬感，較易將體育鍛煉視為一種正常化、非威脅性的生活事件，并在集群的鍛煉氛圍下使行為更積極、自覺。正如自我認同理論所言：身份認同提供了自我在特定身份中的定義，決定著個體特定行為的判斷、執行、改變[47]。身份認同還是一種行為控制認知[7]。高身份認同者總伴隨著運動勝任感[14]，在鍛煉中能將行為調控得更活躍、專注、投入。分析證實了自我圖式理論在體育鍛煉領域的適用性，即既有經驗形成的自我概括性認識有助于自我信息加工，使其行為表達更有意義、更符合自我發展[48]。研究所得結果與前人觀點一致[49]。

分析還證實，大學生鍛煉內部動機或鍛煉承諾越強烈，鍛煉行為越合理，二者分別解釋了鍛煉行為12.8%和25.6%的變異。內部動機是促進自主鍛煉行為的前因要素(β=0.359)，它反映了個體好奇、好勝、互惠的內驅力，折射了個體對體育鍛煉的求知欲望、成就欲望、求和諧欲望等[50]。通常情況下，一個具有強烈鍛煉內部動機的人，通常會有強烈的鍛煉興趣、參與樂趣和挑戰欲，往往會利用反復的鍛煉實踐來不斷滿足自身多維度、多層次的需求，獲得身體自尊和整體自尊，因此，其鍛煉行為也會表現得越發自覺而頻繁，并具有一定規律性。眾所周知，周頻率，即每周參與體育鍛煉的次數，是衡量個體鍛煉的規律性、自主性、習慣性、生活化的重要指標，在鍛煉行為學領域被視為“評定體育鍛煉效果的前提條件和保證”[51]。因此，結合分析所得，研究認為，激發參與體育鍛煉的內部動機，可能有助于提升大學生的體育鍛煉效果，建立或鞏固參與體育鍛煉的習慣。鍛煉承諾對鍛煉行為同樣具有積極的促進功效(β=0.507)。承諾是一種高層次的行為態度，是主體與行為間的心理契約和心靈紐帶。一般來說，對參與體育鍛煉存有強烈渴望和決心的人(即鍛煉承諾強的人)，通常具備較為明確的鍛煉目標、清晰的鍛煉意向、強烈的成就信念、和正性的鍛煉體驗，更愿意將身心投入于每次鍛煉活動中，因此，會在體育鍛煉中表現得更為積極、主動、頻繁、有序；反觀之，若個體缺乏鍛煉承諾，即鍛煉意圖和決心不強，在面對體育鍛煉活動時總會表現出退縮、拖延等不當行為傾向，甚至對體育鍛煉產生放棄心理。正如鍛煉認知決策模型闡釋的：鍛煉承諾是個體持續參與體育鍛煉的最直接動力，是激發鍛煉行為、保持鍛煉堅持性的有力證據[41]。

4.2 內部動機、鍛煉承諾的鏈式中介效應討論

研究采用序列層次回歸分析分別證實了，內部動機、鍛煉承諾的中介效應，以及內部動機-鍛煉承諾的鏈式中介效應皆具有統計學意義。

首先，分析證實，在鍛煉身份認同影響大學生鍛煉行為時，內部動機、鍛煉承諾的部分中介效應皆顯著，其效果量分別為總效應量的10.63%、41.67%。這一系列結果說明，鍛煉身份認同既可以直接促進鍛煉行為，還可以在鍛煉內部動機或鍛煉承諾的中介作用下間接促進大學生鍛煉行為。在日常生活中，個體行為表達的差異化特征不僅源于其認知系統，還在于其自主傾向上的差異[52]。從認知角度講，身份認同決定著個體對鍛煉參與者或愛好者“身份標簽”的認知態度，它可以有效激發大學生參與鍛煉的內部動機，而表現出強烈的熱衷度、挑戰欲和興趣，使個體傾向于以積極、活躍、勇于探索的心態從事體育鍛煉活動。正如動機-分化理論闡釋的：人類從認知到行為的激活過程，離不開自主動機的調節和控制[53]。身份認同是主體在既有經驗或體驗基礎上，形成的一種鍛煉自我概念或自我圖式。對鍛煉參與者或愛好者的身份持認同態度者，對體育鍛煉本身賦予了積極、正向的價值認知，會自然地、潛移默化地將體育鍛煉視為一種積極、利己、非威脅的社會活動，因此，持高度鍛煉身份認同的人具備靈活的鍛煉認知、清晰的思維活動序列，其日常鍛煉行為的自我決策(鍛煉承諾)會表現得更細致、全面、具體，鍛煉行為也會向更積極、健康、符合自我的方向發展。正如Bandura 社會認知理論闡釋的：人們在認識和理解社會性刺激意義的基礎上，會產生一系列可供自我選擇的決策反應，并能夠從中選擇出最為適宜的決策來指導或改變未來行為[54]。總之，鍛煉身份認同是內部動機和鍛煉承諾的一個前導認知，它可以通過作用于內部動機或鍛煉承諾而間接促進大學生鍛煉行為，所得結果與前人部分觀點一致[4]。

其次，在身份認同影響大學生鍛煉行為時，內部動機-鍛煉承諾的鏈式中介效應也顯著，其效果量為5.42%。身份認同具有社會性質，屬于非個體意識范疇，它體現了個體對群體內部的偏好[13]。對鍛煉參與/愛好者身份持認同態度者，能夠正性看待體育鍛煉本身具有的功效和意義(如促進身心健康發展、提高生活樂趣)，即在合理認知的基礎上自我激發鍛煉的探索欲、挑戰欲、興趣等內部動機，進而使鍛煉意向和目標更明確、承諾和決心更強烈，從而在體育鍛煉中往往會表現得更積極、自覺、頻繁、有序；鍛煉身份認同度高者能夠理性識別鍛煉者“身份標簽”的內涵，較易形成鍛煉群體的趨同感和歸屬感，在建立或發展鍛煉人際氛圍的基礎上促進外部動機內化，進而形成積極、穩定的鍛煉決策和意向，從而在體育鍛煉活動中常表現得更活躍、專注、投入、充滿熱情。總之，作為社會文化形成的身份認知規范，鍛煉身份認同不僅決定著大學生鍛煉參與的注意偏好和行為模式，還會通過作用于主體內在的行為傾向或認知決策而間接影響鍛煉行為。換言之，鍛煉身份認同是大學生在社會文化影響下形成對鍛煉者的角色認知，該認知可以作為一種信息源，通過激發內部動機來提升鍛煉承諾等心理決策，進而促進、改善、優化既有的鍛煉行為。

認知心理學認為，個體既有的認知系統會經過信息加工和決策機制對行為產生影響、促使行為改變[31]。研究通過橫斷面調查研究，實證考察并證實了鍛煉身份認同、內部動機、鍛煉承諾對大學生鍛煉行為的綜合影響，揭示了大學生鍛煉行為前因機制等問題，而且，鏈式中介模型的建構，在一定程度上解釋了大學生鍛煉身份認同與鍛煉行為的內在影響機制，具有一定現實意義。誠然，研究僅側重于考察了激勵因素(身份認同、內部動機、鍛煉承諾)對大學生鍛煉行為的促進功效，未來應著眼于大學生鍛煉行為保護性機制(社會支持、自我同情、整體自尊)的綜合考量，為完善大學生體育鍛煉促進模型提供實證參考。

5 結 論

鍛煉身份認同、內部動機、鍛煉承諾是大學生鍛煉行為的激勵因素，鍛煉身份認同既可以直接影響大學生鍛煉行為，還能通過內部動機、鍛煉承諾的中介作用而間接影響大學生的鍛煉行為，并且，該中介效應包含三條路徑，即內部動機、鍛煉承諾的單獨中介效應以及內部動機-鍛煉承諾的鏈式中介效應。鏈式中介模型的建構，在一定程度上解釋了大學生鍛煉身份認同與鍛煉行為的內在機制，可為制定大學生鍛煉決策提供理論參考和實踐啟示。