大學生運動動機與體育自主行為的關系
——情感體驗和行為意向的鏈式中介作用

田紅梅 鄭州體育職業學院

一、問題提出

在全民健身的大背景下，體育已經成為推廣文明生活方式的重要途徑，已經成為增強青少年身體素質的重要方法，已經成為推動經濟和社會發展的重要力量和溝通世界、聯系世界的重要橋梁。高校作為青年的集結地，是傳播新思想和新浪潮的地方，大學生是全民健身的主力軍在全民健身中扮演著重要的角色。因此如何促進大學生積極主動參加體育活動，以增強大學生體質與心理健康是當前研究者關注的熱點。

動機是激發并維持個體進行活動的心理動因或內部動因，運動動機是直接推動大學生體育自主行為的動力。大量研究表明，運動動機與鍛煉行為存在顯著關系，運動動機可以預測其鍛煉行為[1]，運動動機越強的個體則越傾向于主動參加體育鍛煉。行為意向指個體是否有參與鍛煉的打算，愿意在多大程度上去參與鍛煉，計劃為此付出多大努力，Ajzen 提出的計劃行為理論認為所有可能影響行為的因素都是經由行為意向來間接影響行為的表現[2]，行動計劃在運動意圖和運動行為之間起到完全中介的作用。據此可以推測，大學生的行為意向能在運動動機和體育自主行為的關系中可以起到中介作用。

情感體驗是大學生運動行為的重要的啟動因素，可能是促成大學生運動行為的重要原動力，情感體驗對行為意向和運動行為的形成具有直接的顯著路徑，運動行為形成時期，情感體驗的積極作用才能表現出來，情感體驗可能是大學生群體進行運動行為干預的重要變量[3]。有研究指出，情感體驗與運動行為存在相關關系[4]，且運動動機能夠預測情感體驗，大學生在參與體育鍛煉時體驗到的情感越積極，越有參加體育鍛煉的意向，則傾向于積極主動參加體育鍛煉。

基于此，本研究提出以下假設：情感體驗和行為意向在大學生運動動機和體育自主行為之間均能起到中介作用；且情感體驗和行為意向在大學生運動動機和體育自主行為之間能夠起到鏈式中介的作用。

二、對象與方法

（一）研究被試

本次調查的被試來自北京、河北、河南、上海、湖北、廣東、海南等省市的在校大學生。共發放問卷560 份，回收有效問卷486 份，有效回收率為86.9%。其中男生263 人，女生223 人；大一學生130 人，大二學生102 人，大三學生133 人，大四學生（含大五學生）121 人。

（二）測量工具

1.運動動機量表

采用《運動動機量表》[5]，該量表共8 個條目，分為參與傾向和回避傾向兩個維度。由于原量表不適用于普通大學生，本研究將“體育運動專業”改為“體育運動項目”。采用Likert5 級評分法計分，本研究中選取了“參與傾向”這一維度，量表的Cronbach’s Alpha 系數為0.751。

2.體育學習測量問卷

采用《體育學習測量問卷》[6]中的體育自主行為分量表，該量表共9 個條目，采用Likert5 級評分法計分，量表的Cronbach’s Alpha 系數為0.877。

3.鍛煉態度量表

采用《鍛煉態度量表》[7]中的《行為意向分量表》和《情感體驗分量表》，行為意向共8 個條目，情感體驗10 個條目，采用Likert5 級評分法計分，量表的Cronbach’s Alpha 系數分別為0.892 和0.913。

（三）統計分析

采用SPSS 21.0 以及插件Process 對收集的數據進行處理分析，首先采用Harman 單因子檢驗對共同方法偏差進行檢驗，再采用對探索性因子對各個量表進行信度分析，對于大學生運動動機、體育自主行為、鍛煉體驗和行為意向四者的關系進行相關分析；采用Hayes（2012）編制的process 插件，在控制性別和年級的條件下，分析行為意向和情感體驗在運動動機與體育自主行為關系中的中介作用，并采用偏差校正非參數百分比Bootstrap 檢驗中介效應。

三、結果

（一）共同方法偏差檢驗

由于數據收集是通過自我報告的形式進行，研究結果可能受到共同方法偏差的影響，為了保證研究的可靠性，采用Harman 單因子檢驗共同方法偏差，結果顯示，未旋轉的情況下，共有7 個公因子的特征值大于1，且第1 個公因子的方差解釋率為34.92%＜40%，因此本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

（二）各變量之間的相關分析結果

大學生運動動機、行為意向、情感體驗以及體育自主行為兩兩之間均存在顯著的正向相關關系（P＜0.01）。

注：*表示p＜0.05，**表示p＜0.01，***表示p＜0.001，下同。

（三）行為意向和情感體驗的中介效應檢驗

運動動機、行為意向情感體驗以及體育自主行為之間均存在兩兩相關，這符合進一步對行為意向和情感體驗進行中介分析的統計學要求。采用process 插件，分別在控制性別和年級的條件下，分析行為意向和情感體驗在運動動機與體育自主行為關系中的中介作用。結果表明，運動動機對體育自主行為具有顯著的正向預測作用（β=0.23，P＜0.001），將運動動機、行為意向和情感體驗共同納入回歸方程后，運動動機對體育自主行為的預測作用不再顯著（β=-0.06，P＞0.05）；行為意向和情感體驗分別正向預測體育自主行為（β=0.31，P＜0.001；β=0.45，P＜0.001）；運動動機正向預測情感體驗和行為意向（β=0.72，P＜0.001；β=0.63，P＜0.001）。

采用偏差校正非參數百分比Bootstrap 檢驗，選擇模型6，重復抽樣5000 次，設置95%置信區間。分析結果顯示，總中介效應值為0.80，通過運動動機→行為意向→體育自主行為產生的間接效應量為0.24，占總效應的30.00%，95%CI 為（0.13，0.39）；通過運動動機→情感體驗→體育自主行為產生的間接效應量為0.34，占總效應的42.50%，95%CI 為（0.23，0.48）；通過運動動機→行為意向→情感體驗→體育自主行為途徑產生的效應量為0.22，占總效應的27.5%，95%CI 為（0.13，0.32），三條路徑的置信區間均不包含0，表明三個間接效應量均達到了顯著水平。

四、討論

意向是誘發行為決策的重要因素，本研究的結果表明了行為意向和情感體驗分別在大學生的運動動機與其體育自主行為的關系中起到部分中介作用。首先行為意向是大學生運動動機和體育自主行為關系中的重要中介變量，大學生的行為意向與體育自主行為顯著相關，這與以往研究結果具有一致性[8]。另一方面，大學生的行為意向與其運動動機顯著相關，行為意向可以顯著預測運動動機，即大學生的行為意向越強烈，其自主進行體育行為的可能性越大。

人們進行體育運動不僅受認知等理性因素的影響，也受非理性因素的影響，例如情感評價，運動行為的情感評價是由以往運動過程中產生的情感反應，當個體遇到能力激活運動行為的相關刺激時，可以激活儲存在記憶中的相關情感，因當時的情感體驗，使得個體產生一種愉快或不愉快的沖動，進而使個體趨近或者遠離運動行為[9]。根據本研究結果，情感體驗在大學生運動動機與體育自主行為之間起到中介作用，即運動動機可以通過情感體驗的作用對大學生的體育自主行為產生影響。

“運動動機→行為意向→情感體驗→運動行為”這條路徑的置信區間也不包含“0”，表明行為意向和情感體驗可以在大學生的運動動機和體育自主行為的關系間起到鏈式中介的作用，證明了研究假設。在中介三條路徑中，情感體驗的中介效果量大于行為意向的效果量以及行為意向和情感體驗的鏈式中介效果量，即大學生在體育運動時體驗到越積極的情感，自主參加體育鍛煉的可能性越大。

五、結論

大學生運動動機與其體育自主行為存在顯著相關，運動動機正向預測體育自主行為，大學生運動動機越強，越趨向于主動參加體育運動；

大學生運動動機不僅能直接影響其體育自主行為，而且可以通過鍛煉的情感體驗和行為意向的中介作用影響其體育自主行為；

在引導大學生參加體育鍛煉同時，教會其科學的鍛煉方法以幫助其儲存積極的情感體驗的身體記憶，宣傳體育鍛煉的益處，增強其行為意向，對于提高大學生的體育自主行為是非常有效的。