影響弱體質大學生體育鍛煉投入的因素研究

唐 磊，張 沙，*，浦 娟

（1.楚雄師范學院 體育與健康學院，云南 楚雄 675000；2.楚雄師范學院 語言文化學院，云南 楚雄 675000）

在過去十年中，學生體質健康問題已經成為一個主要問題，國家先后出臺了一系列促進學生體質健康的辦法、措施［1，2］。2010世界衛生組織將“體力活動不足”作為了21世紀的全球公共衛生問題，成為慢性非傳染性疾病的致病因素和全球導致“過早死亡”的第四獨立因素［3］。因此，全國各高校近年來對大學體育課程進行了改革，豐富特色、具有創新性的體育課程相繼推出，但大學生的體質健康狀況仍然不容樂觀個。目前，部分大學生的體育鍛煉活動僅限于大學公共體育課，課程學習后的自主鍛煉次數并不多，部分學生形成了課余時間寧愿在宿舍玩手機也不愿參與到體育鍛煉活動中［4］。由此可見，如何引導大學生養成良好的體育鍛煉習慣成為亟待解決的問題。

鍛煉認同是個體對鍛煉價值認知情況的重要組成部分。鍛煉投入是反映個體面對即將參與鍛煉實踐活動時所表現出來的態度及堅持度。鍛煉投入的研究以學者董寶林［5］為主，研究大多是基于個體主觀鍛煉體驗、情緒、鍛煉習慣為主。長期以來，先前的實證研究學者在探討堅持度的影響機制時發現，個體的理性心理會決定行為習慣的鞏固與穩定［6］。這一發現表明，鍛煉認同作為個體的理性心理因素可能在鍛煉投入中扮演重要角色，然后，在鍛煉認同與鍛煉投入的關系中的中介機制仍需不斷探索。確認其中介機制可以增進對鍛煉投入的理解，以及制定出更加有效的干預手段來促使鍛煉習慣的養成。此外，考慮到弱體質大學生（瘦弱、肥胖）是我國提升國民體質健康水平亟待解決的對象目標，因此，我們的研究應該更加去關注弱體質大學生。

主觀體驗是個體對曾經參與鍛煉時的感受所留有的印象。眾所周知，個體的主觀體驗與鍛煉認同有著密切的關系，個體的主觀體驗往往會影響對事物的認同，即擁有負面的鍛煉體驗者，在面對體育鍛煉活動時會產生排斥、退縮的消極傾向，從而影響對鍛煉價值的認知；而在過去的鍛煉活動中擁有積極的體驗經歷的個體，會有較強的參與欲望，視自己為一名鍛煉者，從而擁有較高的鍛煉認同水平。另外，學者們在研究主觀體驗這一非理性心理因素時會加入理性認知，通過意識思維的推理讓決策發生變化。領悟社會支持是個體在社會關系中，對理解、支持、尊重、幫助等行為的一種情感體驗［7］，建立良好的社會支持系統有助于緩解個體的心理壓力，提升個體鍛煉投入水平。因此，探討主觀鍛煉、領悟社會支持在鍛煉認同與鍛煉投入之間的中介作用具有理論依據。

本研究中，通過鍛煉認同可能成為鍛煉投入的一個促進因素來檢驗這個過程的概念模型。具體來說，本研究的目的有三個方面：第一，研究主觀體驗是否中介了鍛煉認同與鍛煉投入之間的關系；第二，研究社會支持是否在鍛煉認同與鍛煉投入之間起中介作用；第三，研究主觀體驗、社會支持在鍛煉認同與鍛煉投入的關系中呈鏈式中介。圖1為所提議的研究模型，通過以上的綜述，提出假設：可以通過提升弱體質大學生對鍛煉價值的認知（鍛煉認同）來增進個體正性鍛煉體驗，從而提升鍛煉投入水平，其次，還可以通過提升弱體質大學生對鍛煉價值的認知（鍛煉認同）來增強社會支持，構建學校支持系統，從而提升鍛煉投入水平，養成良好的鍛煉習慣，提升體質健康水平。

圖1 假設模型圖Fig.1 Hypothetical model diagram

1 研究對象與方法

1.1 被試與施測程序依據整群隨機抽樣原則，選取云南省、貴州省、四川省三個省份，分別在各省份隨機抽取2所大學，共6所大學，每所大學選取100名大學生為測試對象，共600名，選取對象均為2019年國家體質健康測試中總評成績低于60分，且BMI值小于18.5的瘦弱體質和BMI值大于28的肥胖大學生。問卷發放采用現場發放測試并及時回收的方式，通過當地教師在公共體育課堂中完成問卷的發放與回收，發放過程嚴格按照程序手冊管理，以確保數據收集過程的標準化。最終，回收整理得到有效問卷545份（有效率為90.83%）。其中，被試者年齡為18－24歲，男生259人，占比47.52%，女生286人，占比52.48%。

1.2 研究工具

1.2.1 鍛煉認同量表（EIS）選用由Anderson與Cychosz編制［8］的鍛煉認同量表（Exercise Identity Scale，EIS），經過李夢龍［9］等學者的驗證，翻譯出適用于中文版的鍛煉認同量表，該量表共9個題目，通過因子分析顯示為單位結構，所有項目采用李克特的7點計分方式，從非常不符合（1）到非常符合（7），中間得分為4分，總分在9-63分之間，通過分值大小來評價被試者是否為體育鍛煉者的程度，分值越高視自己為體育鍛煉者的程度越高。在本研究中，該問卷的內部一致性Cronbach’sα系數為0.93，分半信度為0.89。探索性因子分析結果顯示，KMO=0.924，Chi-Square=2703.193，df=36，P＜0.001；驗證性因子分析結果顯示，x2/df=2.236，GFI=0.945，CFI=0.910，AGFI=0.924，RMSEA=0.071。

1.2.2 鍛煉投入量表（PEIS）選用由國內學者董寶林［10，11］編制的大學生體育鍛煉投入自評量表（Physical Exercise Involve．ment Scale for College Students，PEIS）。該量表共有17個題項，分三個維度，所有題項采用李克特的5點計分方式，從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～5分，總分在17～85分內，分值大小反映被試在各維度強弱，來評價被試者鍛煉投入的程度，分值越高鍛煉投入的越多。在本研究中，該量表的內部一致性Cronbach’sα系數為0.89，分半信度為0.86。探索性因子分析結果顯示，KMO=0.915，Chi-Square=3885.248，df=126，P＜0.001；驗證性因子分析結果顯示，x2/df=3.202，GFI=0.899，CFI=0.904，AGFI=0.911，RMSEA=0.032。

1.2.3 領悟社會支持量表（PSSS）選用由Zimet等編制的領悟社會支持量表（Perceived Social SuppoIt Scale，PSSS），該量表共有12個項目，分為家庭支持、朋友支持和其他支持三個維度，所有項目均采用七級計分法。在本研究中，結合大學生的實際，參照嚴標賓［12］的做法，由于原量表中的表述“領導、親戚、同事”不符合被測者實際，將其改為“老師、同學、家人”。在本研究中，該量表的內部一致性Cronbach’sα系數為0.91，分半信度為0.89。探索性因子分析結果顯示，KMO=0.920，Chi-Square=2794.893，df=66，P＜0.001；驗證性因子分 析 結 果 顯 示，x2/df=3.895，GFI=0.911，CFI=0.925，AGFI=0.901，RMSEA=0.044。

1.2.4 主觀鍛煉體驗量表（SEES）研究選用MCAULEY E［13］的主觀鍛煉體驗量表（Subjective Exercise Experience Scale，SEES），該量表有積極幸福感、心理煩惱和疲勞3個維度，共12個條目，采用李克特的七級計分方法：從非常不符合（1）到非常符合（7），中間得分為4分，由于心理煩惱和疲勞兩個維度同積極幸福感相反，因此需對心理煩惱和疲勞兩個維度的各題項進行反向處理，從而與積極幸福感相加后的得分來評估被試者的主觀鍛煉體驗水平，即分值越高鍛煉體驗越好。在本研究中，該量表的內部一致性Cronbach’sα系數為0.88，分半信度為0.88。探索性因子分析結果顯 示，KMO=0.892，Chi-Square=2975.621，df=66，P＜0.001；驗證性因子分析結果顯示，x2/df=3.248，GFI=0.924，CFI=0.914，AGFI=0.934，RMSEA=0.049。

1.3 統計方法使用SPSS 23.0進行統計分析，將所得的數據導入統計軟件，首先，對問卷結果進行描述性統計和相關性分析。其次，由于原始數據不同維度上的特征的尺度（單位）不一致時，需要標準化步驟對數據進行預處理。然后，根據理論研究假設建立中介模型，采用Hayes（2013）編制的PROCESS插件中的Model（6）進行鏈式中介模型檢驗，所有參數統計均已P＜0.05有顯著意義。此外，采用bootstrap方法檢驗所有影響的顯著性，以獲得參數估計的標準誤差（Hayes，2013），本研究中Bootstrap方法選用5000個重復采樣數據中95%偏差校正置信區間，不包括零的置信區間表示顯著的影響。

2 研究結果

2.1 共同方法偏差檢驗為避免共同方法偏差的問題，研究采用周浩和龍立榮（2004）建議的程序控制與統計控制方法。本研究采用不同來源的樣本，通過控制測量時間、測量空間，采取匿名訪問，設計反向題等方面進行程序控制。統計控制方面，使用Harman單因素檢驗，將全部量表中的所有題項加載在一起，進行未旋轉的探索性因子分析，所有題項自動聚合，共提取出10個特征根大于1的因子，其中，第一特征根對應方差貢獻率為30.29%，小于總解釋變量的40%，從而可以得出本研究數據不存在共同方法偏差的影響。

2.2 各變量的描述性統計與相關分析通過對各量表得分的描述性統計及各變量Pearson雙變量雙側相關性如表1所示，鍛煉認同與鍛煉投入存在顯著的正相關（r=0.597），鍛煉認同、社會支持、主觀體驗和鍛煉投入兩兩之間均存在顯著的正相關，研究發現，鍛煉認同、社會支持、主觀體驗三個變量與鍛煉投入的相關系數均顯示很高（r=0.597，r=0.689，r=0.654），表明鍛煉認同、社會支持和主觀體驗均能夠促進個體對鍛煉的投入。由此可見，鍛煉認同程度高或視自己為一名鍛煉者的個體對鍛煉的投入必然高；老師、同學和家人的支持也能促使個體對鍛煉的投入；良好的鍛煉體驗可以促使個體對鍛煉的投入。

表1 各量表得分的描述性統計及Pearson雙變量雙側相關系數表（n=545）Table 1 Descriptive statistics of scores of each scale and Pearson's bivariate biphasic relational scale（n=545）

值得注意的是，主觀體驗與其他各變量之間均存在顯著的負相關，即未對主觀鍛煉體驗中心理煩惱和疲勞兩個維度各題項進行反向處理的總得分與其他變量存在負相關關系，并且主觀體驗的均值（M=62.488）高于反向處理后主觀體驗的均值（M=43.506）。由此可見，不良的鍛煉體驗會影響個體對鍛煉的認同程度，從而減少對健身鍛煉的投入。

2.3 中介效應分析根據理論假設，領悟社會支持與主觀鍛煉體驗會協調鍛煉認同和鍛煉投入之間的聯系，為了研究這一觀點，本研究建立了中介效應的四個步驟，第一，鍛煉認同與鍛煉投入之間存在顯著相關關系；第二，鍛煉認同分別與主觀體驗、社會支持之間存在顯著相關關系，且主觀體驗與社會支持之間存在顯著相關關系；第三，在控制鍛煉認同的同時，主觀體驗、社會支持分別與鍛煉投入仍然有顯著相關關系；第四，在鍛煉認同和鍛煉投入之間的三條中介路徑上存在顯著效果。

通過多元回歸分析表明（表2），鍛煉認同與鍛煉投入存在顯著關系，β=0.597，p＜0.001，即總效應顯著。鍛煉認同分別與社會支持、主觀體驗存在顯著的回歸關系，β=0.352，p＜0.001，β=0.260，p＜0.001，主觀體驗與社會支持之間也存在顯著的回歸關系，β=0.291，p＜0.001。在控制鍛煉認同時，主觀體驗、社會支持分別與鍛煉投入存在顯著關系，β=0.375，p＜0.001，β=0.438，p＜0.001。

表2 鏈式中介模型分析結果（標準化）Table 2 Analysis results of chain mediation model（standardized）

2.4 中介效應的顯著性檢驗根據上述建立的中介效應四個步驟，現進行第四步中介效應的顯著性檢驗，采用偏差校正的百分位數的Bootstrap方法決定了是否滿足鍛煉認同和鍛煉投入之間的三條中介路徑上存在顯著效果。

如表3所示，從鍛煉認同到鍛煉投入存在的三條路徑：“鍛煉認同→主觀體驗→鍛煉投入”中介效應的95%置信區間為［0.058，0.140］，占總效應的16.248%；“鍛煉認同→社會支持→鍛煉投入”中介效應的95%置信區間為［0.111，0.201］，占總效應的25.795%；“鍛煉認同→主觀體驗→社會支持→鍛煉投入”中介效應的95%置信區間為［0.022，0.059］，占總效應的6.533%；三個置信區間均不包括0，總中介效應占總效應的48.576%。結合表2所述，中介效果的四個建立標準完全滿足。因此，研究假設得到支持。

表3 Bootstrap的中介效應顯著性檢驗及效應值Table 3 Significance test and effect value of the mediating effect of Bootstrap

3 討論

3.1 問卷統計結果討論從對弱體質大學生的調查描述性統計結果來看，鍛煉認同分值區間為［9，63］，被試者均值M=41.630，SD=10.225，說明大部分弱體質大學生對健身鍛煉具有較高的認同感，將健身鍛煉自然地認為是一種有益于自身的社會行為，然而，從鍛煉投入的描述性統計來看，鍛煉投入的分值區間為［17，85］，被試者均值M=38.276，SD=8.114，各題項的均值為2.252，介于“不符合”與“一般”之間，偏向不符合，說明弱體質大學生鍛煉投入程度較低。通過結合社會支持、主觀體驗的統計結果來看，未進行反向處理的主觀體驗*均值（M=62.488）高于反向處理過的主觀體驗均值（M=43.506），說明大部分弱體質大學生在進行健身鍛煉的過程中心理煩惱與疲勞的負面感受程度較深，從而造成了弱體質大學生從心理層面對鍛煉實踐行為的抵觸，雖然對鍛煉行為有較高的價值認同，但負面的鍛煉感受直接影響了鍛煉投入的程度。

3.2 鍛煉認同對鍛煉投入的直接效應討論鍛煉認同對鍛煉投入的影響在社會上得到了廣泛的認可，然而，鍛煉認同在國內的研究僅限于對概念的介紹及單個量表的驗證［9，14］，關于鍛煉認同的深入研究，底層中介的問題在很大程度上是未知的。本研究結合弱體質大學生對鍛煉認知心理發展特點建立了一個多重的中介模型，以檢驗鍛煉認同是否會以主觀體驗、社會支持為中介與鍛煉投入產生練習。結果表明，主觀體驗和社會支持在鍛煉認同與鍛煉投入的關系中存在部分中介，鍛煉認同可以正向預測主觀體驗、社會支持，并且，主觀體驗和社會支持也能正向預測鍛煉投入。

鍛煉認同作為個體的健身鍛煉行為的重要影響因素之一，它能夠促在個體身體活動方面，起著重要的積極作用［15］。同時，鍛煉認同程度高的個體對自身健身鍛煉活動的時間、頻次投入較高，即使在退出鍛煉一段時間后，也更容易重啟鍛煉計劃和執行鍛煉意向［16］。鍛煉投入作為個體參與體育鍛煉時間活動的心理反應，它很好的反映了個體對鍛煉的價值認知、復雜體驗、滿足感等心理活動［17］，即鍛煉投入程度受到鍛煉認同程度、主觀鍛煉體驗、鍛煉價值認知的影響。從Pearson雙變量雙側相關系數表中可以看出，除主觀體驗與其他變量呈顯著的負相關關系外，其余變量之間兩兩呈顯著的正相關關系。對假設模型進行回歸分析，結果表明，鍛煉認同對鍛煉投入具有顯著的正向預測作用，從而印證了鍛煉投入受到個體對鍛煉價值認知程度的影響，個體對鍛煉認知程度越高其鍛煉投入越高。由此說明，在目前大學體育教育過程中，應進行正確的健身鍛煉價值認知方面的引導來提升鍛煉投入水平，促使弱體質大學生積極參與到體育鍛煉中，增強體質。

3.3 主觀體驗、社會支持的中介效應討論研究結果表明，鍛煉認同增強了弱體質大學生的主觀體驗水平，而主觀體驗水平也能夠增強鍛煉投入水平，通過Bootstrap的中介效應顯著性檢驗，“鍛煉認同→主觀體驗→鍛煉投入”中介效應的95%置信區間為［0.058，0.140］，占總效應的16.248%，說明主觀體驗中介了鍛煉認同與鍛煉投入。良好的鍛煉體驗記憶可以促使弱體質大學生積極地參與到體育鍛煉中，主觀體驗能夠增強鍛煉投入水平。

領悟社會支持是指個體感受到在社會中被尊重、被支持和被理解的情緒體驗或滿意程度，是一種主觀體驗到的支持［18］。隨著社會支持水平的提升，高校建立了以師生關系和學生關系為核心的學校支持系統［19］，通過學校、教師、同學之間的相互影響有效地促進個體對事物的認知［20］。研究發現，鍛煉認同增強了弱體質大學生的社會支持水平，而社會支持水平也能夠增強鍛煉投入水平，社會支持在鍛煉認同與鍛煉投入之間存在中介作用。該模型表明，來自教師、同學和家人的支持或創造了一個良好的健身鍛煉分為能夠提升弱體質大學生鍛煉投入水平，積極地參與體育鍛煉中，從鍛煉中獲得滿足感。

從相關性分析來看（表1），主觀體驗與鍛煉認同、鍛煉投入呈顯著的正相關關系，但未反向處理的主觀體驗*與鍛煉認同、鍛煉投入呈顯著的負相關關系。主觀鍛煉體驗作為一種非理性因素，具有較強的主觀臆斷，對即將進行的鍛煉實踐活動，個體只憑借主觀直接來決定是否參與，這一決策過程受到主體經驗和體驗記憶的影響［21］。因此，需要理性認知系統介入其中，通過意識思維的推理讓決策發生變化。通過加入社會支持對主觀體驗水平產生影響，從而讓個體參與到鍛煉實踐活動中，提升個體鍛煉投入水平。研究證實，主觀體驗和社會支持在鍛煉認同與鍛煉投入之間具有中介作用，“鍛煉認同→主觀體驗→社會支持→鍛煉投入”中介效應的95%置信區間為［0.022，0.059］，占總效應的6.533%。

4 結論

綜上所述，本研究表明，鍛煉認同水平能夠正向預測弱體質大學生鍛煉投入水平，此外，中介分析表明主觀體驗和社會支持可能是這種關系的一種可能機制。鍛煉認同即可以直接影響鍛煉投入，也可以通過主觀體驗與社會支持的中介作用對鍛煉投入產生間接影響。調查發現，弱體質大學生具有正確的鍛煉價值認知，但由于曾經參與體育鍛煉中的不良鍛煉體驗，主觀經驗和體驗記憶造成了弱體質大學生不愿參與到體育鍛煉中。通過研究發現，社會支持不僅在鍛煉認同與鍛煉投入的關系中起中介作用，還能夠間接影響主觀體驗與鍛煉投入的關系，即通過介入理性認知系統，讓決策發生變化，從而促使個體參與到體育鍛煉活動中。本研究結論為解決體質健康水平低的大學生如何主動參與到體育鍛煉中的決策提供了重要的實踐啟示。