锻炼时间对青少年运动承诺的影响机制——锻炼满足感和社会支持的中介作用

杨 剑， 陈开梅， 季 浏

(1．华东师范大学青少年健康评价与运动干预教育部重点实验室，上海200241;2．空军勤务学院军事共同科目教研室，江苏徐州221000)

运动承诺是渴望或决心参与身体锻炼的一种积极投入状态和行为意向，是持续参与身体锻炼的动机源泉。运动承诺概念最初由美国心理学家Scanlan提出，他于1993年将承诺的概念引入体育领域，用于研究青少年运动员持续参与身体锻炼的动机。国内外关于运动承诺与锻炼坚持性的研究，不同的学者持有不同的目的和观点。

目前有关运动承诺及其相关研究主要集中在以下几个方面:①运动承诺与锻炼坚持。国内外众多学者普遍认同承诺解释、预测个人行为过程的坚持状态，或者是关系的稳定和坚持性的关系。如陈善平等［1］研究认为，运动承诺理论模型对锻炼坚持行为能够起到一定的解释和预测作用。根据这些研究结论可以推断，锻炼者的运动承诺水平越高，其锻炼行为坚持情况就会越好，就越不容易出现中途退出现象。②锻炼时间与运动承诺。Scanlan等［1］人的运动承诺理论模型中的个人投入是指“投入到体育运动中且停止运动不能得到恢复的个人资源”。翟一飞等［2］研究认为，个人投资(时间、精力和金钱)分配到参与活动的越多，心理上的依赖程度就会越高。陈善平等［1］研究也认为，运动承诺与个人投入呈正相关，即锻炼中投入得越多，越有继续坚持体育锻炼的心理承诺。Wilson等［3］、Konstantions等［4］研究认为，个人投入可以预测运动承诺的“必须的承诺”和“自愿的承诺”2个维度;因此可以推断，个人锻炼时间越长，其运动承诺也就越高。③锻炼满足感与运动承诺。翟一飞等［2］研究认为，锻炼满足感对运动承诺具有很大的影响作用，强烈地影响其锻炼的利益和价值之间的关系。张军等［5］研究认为，锻炼满足感能正向预测运动承诺，即体育锻炼过程中的满足感越高，其运动承诺也就高。④社会支持与运动承诺。Carpenter和Coleman认为，社会约束能够降低运动承诺，进而约束和排斥个体参加体育锻炼的程度，同时还认为社会支持能够增加或改变其运动承诺水平［6］。

综上所述，对锻炼时间、锻炼满足感、社会支持和运动承诺关系进行以下假设:①锻炼时间越长，锻炼满足感越强，社会支持越高，运动承诺也就越高;②身体锻炼过程中体验到的锻炼满足感越多，就会产生越高的运动承诺;③身体锻炼过程中获得的社会支持越多，就会产生越高的运动承诺;④锻炼时间不仅可以对运动承诺产生直接作用，还可以通过锻炼满足感和社会支持中介变量对运动承诺产生间接作用。

尽管竞技体育与大众体育参与者的参与动机、目的和环境不同，但是运动承诺在身体锻炼领域的研究还是有其相当重要的一面［2］。因此，本文以运动承诺模型为主轴，融合锻炼满足感和社会支持的概念，探讨锻炼时间对运动承诺的影响机制以及锻炼满足感和社会的中介效应。

1 研究对象与方法

1．1 研究对象 采用整群分层抽样的方法，选取8所中学700名学生，取样时尽量使样本在生源、学校类别、年级和性别等方面均衡。共发放问卷700份，收回有效问卷676份，有效回收率为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 锻炼满足感量表采用张力为编制的《训练比赛满足感量表》作为锻炼满足感量表，该量表包括6个题目，其内部一致性系数为0．79。考虑到研究的实际需要，对量表中个别题目进行修改，把“训练比赛”改成“锻炼”。采用Likert 5点评分，从“完全不同意”到“完全同意”，分别得“1～5分”，其中第5题是逆向题［7］。本次测验的内部一致性系数为0．82，说明该量表具有良好的信效度。

1．2．2 运动承诺量表采用Scanlan等人编制的《运动承诺量表》，该量表包括5个分量表，即运动乐趣、参与选择、个人投入、社会约束和参与选择。采用Likert 5点评分，从“非常同意”到“非常不同意”，分别得分“5～1分”，得分越高，表明运动承诺越高［5］。本次测验的内部一致性系数分别为 0．79，0．83，0．75，0．81，0．80。

1．2．3 社会支持量表采用肖水源编制的《社会支

持评定量表》，该量表包括客观支持、主观支持和对支持的利用度3个分量表，共10个题目。考虑到青少年的实际情况，对量表中的个别题目进行改动，删去第5项夫妻(恋人)和儿女，第4项的同事改为同学，第6和第7项中的配偶改为父母，同事改为同学，工作单位改为学校［8］。该量表已在国内普遍应用，具有良好的信度和效度。本次测试的信度:社会支持为 0．78，客观支持为 0．80，主观支持为 0．79，对支持的利用度为0．82。

1．2．4 锻炼时间问卷采用自制的问卷测量锻炼时间，共设置2个题目:①“您期望每周参加身体锻炼的时间是多少”;②“您每周参加身体锻炼的时间是多少”。采用5级评分:A为15 min内;B为15～30 min;C 为30～59 min;D 为1～1．5 h;E 为1．5 h以上。锻炼时间越长，得分越高。本次测验的内部一致性系数为0．85。

1．3 数据处理首先，采用探索性分析方法，运用SPSS for Windows 12．0进行回归分析;其次，采用验证性分析方法，运用 AMOS14．0对理论模型进行分析。

2 结果与分析

2．1 相关分析积差相关分析发现，锻炼时间、锻炼满足感、社会支持和运动承诺变量之间两两相关均达到显著水平。锻炼时间和锻炼满足感、社会支持和运动承诺呈正比，即个体体育锻炼的时间越长，锻炼中所获得的社会支持和锻炼满足感就越多，其运动承诺水平有可能提高。对变量进行皮尔逊相关分析，查看变量间的相关系数以及方向性，这是进行多元线性回归和模型构建的理论前提。

2．2 锻炼满足感、社会支持和运动承诺的回归分析

Reinemann认为，不同的中间变量所起的效应是不同的，或是调节作用，或是中介作用。以往的研究中对中间变量的作用机制探讨相对较少，甚至存在调节效应与中介效应混用的情况［9］。要确定锻炼满足感和社会支持是否在锻炼时间干预运动承诺的过程中充当中介变量，必须满足3个条件:①自变量(锻炼时间)对中介变量(锻炼满足感和社会支持)具有影响效应;②自变量(锻炼时间)对因变量(运动承诺)具有影响效应;③自变量(锻炼时间)对因变量(运动承诺)的解释量会因中介变量(锻炼满足感和社会支持)的介入而减少。如果满足了上述条件，那么自变量锻炼时间对因变量运动承诺的解释量和标准回归系数在第3个回归方程中比在第2个回归方程中更小。

为了检测锻炼满足感和社会支持在锻炼时间干预运动承诺中所起的中介作用，以Baron和Kenny介绍的3步中介回归法分析它们之间的关系。由表1可见，在第1个回归方程中:锻炼时间显著地影响了中介变量锻炼满足感(P＜10－2，解释了锻炼满足感5%的变异)和社会支持(P＜10－2，解释了社会支持4%的变异)。在第2个回归方程中(表2):锻炼时间对运动承诺及其各指标的影响也是显著的，解释了总体运动承诺变异的11%(P＜10－3)，想要承诺变异的12%(P＜10－3)，必须承诺变异的9%(P＜10－3)。在第3个回归方程中(表3):锻炼满足感显著地影响了运动承诺及其指标，它们分别解释了总体运动承诺变异的7%(P ＜10－3)，想要承诺变异的8%(P ＜10－3)，必须承诺变异的5%(P＜10－3);社会支持显著地影响了运动承诺及其指标，它们分别解释了总体运动承诺变异的4%(P ＜10－3)，想要承诺变异的5%(P ＜10－3)，必须承诺变异的3%(P＜10－3);锻炼时间对运动承诺及其各指标的影响也是显著的，解释了总体运动承诺变异的8%(P ＜10－3)，想要承诺变异的10%(P ＜10－3)，必须承诺变异的 8%(P ＜10－3)［10］。

表1 锻炼时间对锻炼满足感和社会支持的回归分析(方程1)Table 1 Regression Analysis of Exercise Time on ExerciseSatisfaction and Social Support(Equation 1)

表2 锻炼时间对运动承诺及其指标的回归分析(方程2)Table 2 Regression Analysis of Exercise Time on Exercise Commitments and Its Indicators(Equation 2)

表3 锻炼满足感、社会支持和锻炼时间对运动承诺及其指标的回归分析(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 锻炼满足感、社会支持和运动承诺的结构方程模型验证 为了进一步验证锻炼满足感和社会支持在锻炼时间对运动承诺干预中的中介效应，采用AMOS14．0分析变量之间的关系，其中锻炼时间潜变量为模型中的自变量，运动承诺潜变量为模型中的因变量。采纳过去的研究成果将想要的承诺和必须的承诺作为运动承诺的因子变量，它们共同作用于运动承诺，以锻炼满足感和社会支持为中介变量进行分析。根据中介效应检验步骤，先检验锻炼时间对运动承诺的直接效应，然后再加入锻炼满足感和社会支持中介变量后模型的拟合情况及路径系数的显著情况［11］。直接效应模型的各项指标分别为:

CMIN(X2)/df=3．231， GFI=0．936

AGFI=0．856， CFI=0．927， RMSEA=0．059

加入中介变量后的整合模型的各种拟合指标值为:

CMIN(X2)/df=2．735， GFI=0．908

AGFI=0．842， CFI=0．916， RMSEA=0．076

直接效应模型和整合模型CMIN(X2)/df值比较，具有显著性差异。结合前面的回归分析，运用Bootsrap方法检验锻炼满足感和社会支持的中介效应(假定样本为3 000，偏差校正置信区间为95%)。从图1可以看出，锻炼满足感和社会支持在锻炼时间对运动承诺干预过程中充当中介变量的作用。

图1 青少年锻炼时间、锻炼满足感、社会支持和运动承诺的结构模型Figure 1． The Structural Model of Exercise Time，Exercise Satisfaction，Social Support and Exercise Commitments

3 讨论

3．1 青少年运动承诺模型的构成基于社会心理学的研究成果，Scanlan构建了运动承诺的单层次预测模型，认为运动承诺主要由运动乐趣、个人投入、参与选择、参与机会和社会约束5个因素决定。该模型对青少年运动员参与锻炼坚持行为的意图和前因具有较好的预测和解释作用。后来经过不同情境环境下的实证研究，最终形成了4因素结构模型。2003年，Scanlan又在原有的5因素模型的基础上增加了社会支持一项，并运用协作访谈法(SCIM)验证，结果支持了这一理论模型［12］。

Scanlan的这一模型提出后，引起了国内外学者的关注，不同的学者运用该模型进行实证研究得出不同的结果。Konstantions等［4］研究认为，4因素模型能够显著地预测运动承诺，但不同情境和运动项目对运动承诺前因的重要性是不同的，社会环境因素对运动承诺的预测也是十分重要的。Raedeke［13］研究认为，造成锻炼倦怠且无法坚持锻炼的因素主要是来自个人及环境等因素导致运动承诺的降低，并进而影响个体参与锻炼的动机强度。Wilson等［3］将运动承诺模型运用在锻炼领域，并额外增加了社会支持因子，构建了适用于身体锻炼情境的“身体锻炼承诺量表”，结果表明，运动承诺模型在锻炼领域也是有效的，并认为锻炼承诺存在2个维度即“想要的”和“必须的”。Maureen在原有模型的基础上增加了社会支持和认知能力，把运动乐趣作为运动承诺影响机制的调节变量，结果表明修订后的模型比原模型在理论上更好。Weiss等［14］还认为，运动乐趣可作为一些环境变量(锻炼条件和锻炼氛围)影响运动承诺的中介变量。陈善平等［1］研究认为，参与选择也可作为一些环境变量(锻炼条件和锻炼氛围)影响运动承诺的中介变量。吴健等［15］把运动乐趣和参与选择作为中介变量，提出了运动承诺的分层结构模型。这些研究在一定程度上验证了运动承诺模型作为理论框架的跨文化效度［16］。

综上所述，单层次预测模型对运动承诺模型与数据的拟合和预测均起到很好的效果，但预测运动承诺的外生潜变量均处在一个层次上，忽略了相互之间的“共线性”问题及可能存在的因果关系，忽略了某些变量对运动承诺的解释是间接的中介效应，不能有效、合理地厘清运动承诺的影响机制和作用原理，不能够满足锻炼行为坚持机制的本质需求;而分层结构模型能够很好地解释变量间的相互作用关系［17］。本研究结果也从侧面证实了Maureen、吴健和陈善平等的结论，认为分层结构模型比单层次预测模型能够更准确地预测和解释运动承诺的作用机制。

3．2 锻炼满足感、社会支持和运动承诺的关系 从逐步回归方程可以看出，随着锻炼满足感和社会支持中介变量的出现，自变量锻炼时间对因变量运动承诺的总体解释量由11%下降到8%，标准回归系数由0．32下降到0．29;对想要承诺的解释量由12%下降到10%，标准回归系数由0．33下降到0．31;对必须承诺变异的解释量由9%下降到8%，标准回归系数由0．30下降到0．27。尽管在第3个回归方程中，锻炼时间对运动承诺及其指标仍有显著的影响，但这些影响中下降的部分是由锻炼满足感和社会支持中介变量引起的;因此，锻炼满足感和社会支持是锻炼时间干预运动承诺过程中的一个中介变量。根据Huon等［18］的理论，如果因变量的β值未出现显著下降，说明因变量完全通过中介变量作用于结果变量;如果因变量的β值出现显著下降，说明中介变量只起着部分中介作用。从逐步回归分析中可以看出，因变量运动承诺、想要承诺和必须承诺的β值出现显著下降，分别由 0．32、0．33、0．30 下降为 0．29、0．31、0．27，因此，锻炼满足感和社会支持在锻炼时间干预运动承诺过程中起部分中介作用。

基于青少年运动承诺模型构建的理论分析和4个研究假设，确定了一个以锻炼满足感和社会支持为中介变量的青少年运动承诺的影响机制模型，且运用AMOS4．0软件得到验证。由结构方程模型的各种拟合指标可以看出，锻炼时间对锻炼满足感、社会支持和运动承诺回归效应显著，表明锻炼时间能很好地预测锻炼满足感、社会支持和运动承诺。图1中的系数是通过回归分析得出的，表示自变量对因变量的效应。进一步分解锻炼时间与锻炼满足感、社会支持对运动承诺的效应发现:锻炼时间对运动承诺具有最强的预测效应(总体效应值为0．495，直接效应值为0．32，经过锻炼满足感和社会支持的间接效应值为0．175);锻炼时间对锻炼满足感具有最强的正效应(总体效应值为0．34，直接效应值为0．34);锻炼时间对社会支持的预测效应值为0．24，锻炼满足感和社会支持对运动承诺的预测效应值分别为0．31和0．29。本研究结果再次验证了锻炼满足感和社会支持在锻炼时间对运动承诺影响机制中充当中介变量作用，与 Maureen、Carpenter、Coleman和吴健等的研究结果一致。

综上所述，若青少年实际参与身体锻炼的时间越多，锻炼满足感、社会支持和运动承诺也就越高，其锻炼坚持行为也就会越强;若青少年只是期望参与身体锻炼而没有实际参与身体锻炼，其锻炼满足感、社会支持和运动承诺也就越低，锻炼坚持行为也就越低，从而验证了前面的研究假设。

无论在何种锻炼情景中，长时间的锻炼满足感可能会增加运动承诺以及更多层面的正向心理效应。从图1还可见，锻炼满足感能够正向预测运动承诺，即青少年在身体锻炼中体验的满足感越多，将激发更高的运动承诺。一方面，锻炼满足感对于运动承诺具有极大的影响力，它强烈地影响了青少年身体锻炼行为的坚持性;另一方面，锻炼满足感是身体锻炼行为的正面情绪反应，若青少年在身体锻炼过程中能够体验更多的流畅感、快乐感和幸福感，获得与其付出相当等值的回馈，将会提高运动承诺，从而坚定持续参与身体锻炼的信念。在促进身体锻炼坚持行为的策略上，注重如何能使锻炼者体验到更多的流畅感、满足感、高潮感，如何能使其获得最大的回馈与益处，最终就能够减少其中途退出的概率［19］。

社会支持是指青少年在参加身体锻炼过程中所领悟到的来自社会、他人对自己的支持和鼓励，是影响青少年能否持续参加身体锻炼的主要因素之一，也是支持运动承诺的关键因素之一。因此，作为重要的外部态度影响因素，社会支持具有社会强化作用，在青少年锻炼动机不足的情况下，它可促进身体锻炼坚持行为的产生，同时对运动承诺也有较强的影响作用［5］。从图1也可以看出，社会支持对运动承诺的正向预测，表示青少年参加身体锻炼时，若获得来自家人的态度或精神上的支持与鼓励、体育教师的赞扬和肯定以及相同锻炼规律和兴趣的同伴的支持力量越多，越能增加持续参加身体锻炼的内在动力，进而引发较高程度的运动承诺，保持持续参加身体锻炼的欲望与决心。

运动承诺属于主观感受和主观判断的心理结构，表达的是青少年对身体锻炼参与的行为意向。根据合理行为和计划行为理论，行为由意向决定，而意向又由态度和主观标准决定。因此，意向作为态度和行为间的中介变量，有利于准确的预测和解释行为。社会支持和锻炼满足感属于外部提供的可直接控制的，可以通过改变这些变量影响参与者的心理因素。根据合理行为和计划行为理论的因果关系，把作为态度层面的锻炼满足感与社会支持和作为环境层面的锻炼时间整合在一起，再结合运动承诺作为身体锻炼坚持行为的行为意向，锻炼坚持行为的形成机制可以用“环境和经历(锻炼时间)→态度(锻炼满足感与社会支持)→行为意向(运动承诺)→行为(锻炼坚持)”的主线体现［15］。

4 结束语

锻炼时间、锻炼满足感、社会支持和运动承诺变量之间的相关性均达到显著水平，锻炼时间越长，体验到的锻炼满足感越多，获得的社会支持越多，运动承诺也越高;相反，锻炼时间短，体验到的锻炼满足感越少，获得的社会支持也越少，运动承诺则越低。

锻炼时间不仅可以对运动承诺产生直接作用，还可以通过锻炼满足感和社会支持中介变量对运动承诺产生间接作用。这验证了锻炼满足感与社会支持在锻炼时间对运动承诺干预中的中介效应。

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