积极情感与大学生锻炼计划：自我效能感的中介作用

熊 涛，董宝林

积极情感与大学生锻炼计划：自我效能感的中介作用

熊 涛1，董宝林2

考察积极情感对大学生锻炼计划的影响，验证自我效能感的中介效应和调节效应。采用积极情感量表、锻炼计划量表和一般自我效能感量表对401名大学生进行调查。结果显示：大学生虽具较理想的积极情感和自我效能感，但其锻炼计划的制订尚缺规范性；积极情感、自我效能感和锻炼计划在性别上存在差异(男生各项指标均优于女生)；积极情感、自我效能感和锻炼计划两两皆显著正相关，就本次测量而言，高积极情感者制订锻炼计划时更关注未来锻炼人际氛围和地理空间环境，而高自我效能感者更关注未来锻炼践行的时空环境；积极情感对自我效能感、锻炼计划的回归效应显著；在积极情感基础上，自我效能感对锻炼计划的回归效应显著，在积极情感解释锻炼计划时具备部分中介效应。结论：培养自主锻炼习惯、优化锻炼计划策略应多关注大学生情感、效能感等积极心理的发展。

大学生；积极情感；锻炼计划；自我效能感；中介效应

锻炼计划[1](Exercise Plan)是将实施或采取锻炼行为的时间、地点和方式具体化，是个体为实现锻炼行为而建立的行为心理模拟[2]，有助于激发锻炼行为和培养锻炼习惯[3-4]。计划行为理论认为，行为计划除受态度[5]影响外，还与行为控制感密不可分[6]。在心理学领域，积极情感是个体应对生活事件时所持的一种积极情绪态度，它能激发行为认知、整合信息，通过制定自我调节策略使行为计划趋于具体化[7]；自我效能感是行为控制感的重要元素[8]，是个人行为执行的动机，决定人们活动的选择性和持续性[9]。据此推测，作为态度和行为控制感要素的积极情感、自我效能感理应与锻炼计划的制定存在联系。尽管锻炼计划的归因探讨日益丰富，但综合分析积极情感、自我效能感对大学生锻炼计划影响的研究尚未明晰。考察大学生自主锻炼计划、自主锻炼行为的形成机制，有助于大学生提高体育认知、培养锻炼习惯，是高校体育亟待攻关的重要课题。

国内外在积极情感、自我效能感和锻炼计划的关系探讨上硕果颇丰：(1)积极情感可为锻炼计划提供更多调节策略。积极情感能促使个体突破原有限制而产生更丰富的思维活动序列[10]，能增强认知灵活性、更新和扩展认知地图，使个体灵活、完整、有效思考和判断[11]，能使自我决策更为全面[12]、行为意向更为积极[13]。诚然，尽管积极情感不一定直接产生具体的行为，但它会产生特定的行为趋向和一般的行为激活，从而促进行为活动的连续性[14]。积极情感与运动认知、锻炼意向和锻炼计划密切相关[15-17]，正如计划行为理论[18]阐释的：“计划是个体从事特定行为的动机力量和态度倾向的具体化反映。”积极情感能够优化自主行为的加工策略、促进锻炼计划的制定。(2)积极情感对自我效能感具有正性影响。个体在面临某项活动任务时的心身反应、情绪情感会妨碍行为表现而降低自我效能感[19]。Wundt意志论、Hull 动机说、Izard 动机分化论皆认同人的情感具有唤醒性、动机性和适应性等功能[20]。积极情感是社会胜任力和心理健康中不可或缺的要素[21]，而自我效能感则是情感与行为间一个重要调节因素[22]。(3)自我效能感对锻炼计划具有促进作用。自我效能感与锻炼计划密切相关[23]，高自我效能感者更易克服困难而形成行为计划、制定应对计划[24]。尤其在“行为决定后～行动前”阶段，自我效能感能促使个体制定详细的锻炼计划，是锻炼计划重要的预测变量[25-26]。(4)上世纪末，心理学家将态度分为情感性态度和工具性态度，由此将积极情感和自我效能感鲜明的区分开来。积极情感属于情感性范畴，体现了个体积极层面上的情绪态度；自我效能感属于工具性态度范畴，是对行为执行成功与否的预测，它能影响人们对待困难的情绪态度。一系列纵向研究还总结了，自我效能感是积极情感与体能发挥[27]、积极情感与性格[28]、正念与主观幸福感[29]等诸多心理变量间的一个中介变量。

已有研究对梳理积极情感和锻炼计划的关系具有重大意义。然而，该类研究存在些许不足：(1)已有研究多为笼统探讨某一群体积极情感和锻炼计划间关系，但以人口统计学变量(如性别、年龄等)进行调节的研究相对薄弱，致使结论统一化、概括化；(2)已有研究多关注于自变量对因变量的直接影响，而忽视了积极情感对锻炼计划影响会因诸多心理因素的介入而更为复杂，致使结论简单化、浅层化。(3)体育领域已有个体情感研究多聚焦于锻炼对情感的促进作用，即关注锻炼对个体长期或(和)短期心理效益的影响，却相对忽视情感和效能感在控制个体制定锻炼计划中至关重要的作用。基于此，研究构建观念(图1)并提出假设：①H1：积极情感、自我效能感和锻炼计划存在性别差异；②H2：积极情感与锻炼计划显著正相关，H3：积极情感与自我效能感显著正相关，H4：自我效能感与锻炼计划显著正相关；③H5：自我效能感是积极情感影响锻炼计划时的一个中介变量。研究旨为丰富和深化体育行为研究有所裨益，亦为相关部门制定决策提供借鉴与参考。

图1 研究观念构架

1 方法

1.1 被试

采用分层整体抽样的方式，在某省4所高校随机选取450名大学生作为被试对象。共回收431份量表，回收率95.78%，依据填答不完整、规则性填答或明显填答有问题等筛选原则，共剔除30份无效量表，保留有效量表401份，有效率89.11%。其中，男生118人，女生283人，年龄(20.72±1.943)岁；理科184人，文科217人；大一117人，大二138人，大三96人，大四50人。

1.2 工具

1.2.1 积极情感量表

参照Watson[30]积极情感分量表。邱林[31]等将其汉化并被国内证实良好的内部一致性信度和结构效度[32]。量表用来评价被试过去一个星期所感受到的情感状况。考虑到为评估个体长期、相对稳定的积极情感反应，故将指导语修订成“请用1～9分来评价你在大学期间能够较多地感受到下列积极情感的情况。”量表9个题项采用Likert9级计分，总分大小反映被试积极情感水平。测得题项偏度绝对值0.017～0.183，峰度绝对值0.487～0.809，标准差最小值2.018。单因素修正模型x2=89.439，df=21，x2/df=4.259，SRMR=0.0279，RMSEA=0.070，GFI=0.955，CFI=0.980，NNFI=0.974，IFI=0.980，TLI=0.965。量表Cronbach's α为0.950，分半信度0.883，题总相关0.776～0.910(P<0.01)。

1.2.2 锻炼计划量表

参照Sniehotta[33]锻炼计划量表。量表利用5个题项评价被试执行锻炼行为的时间、地点、频率及方式等。采用Likert5级计分，每项指标从“非常不确信～非常确信”分别计1～5分，各题项分数越高，表示被试制订计划的某方面越为具体。方敏[34]验证了该量表较好的信效度。测得题项偏度绝对值0.448～0.760，峰度绝对在0.124～0.336，标准差最小值1.066。量表Cronbach's α为0.929，分半信度0.873，题总相关0.789～0.918(P<0.01)。

1.2.3 自我效能感量表

参照张建新[35]一般自我效能感量表(General Self-Efficacy Scale, GSES)。GSES为单维度量表共10个题项。将3个题项设计为反向计分题，采用Likert5级计分，每项指标从“完全不符合～完全符合”分计1～5分。经专家咨询，处理时将自我效能感分为三个等级，评定标准以1～16分为低度效能感，17～33中度效能感，34～50高度效能感。测得题项偏度绝对值0.005～0.549，峰度绝对值0.035～1.052，标准差最小值0.702；单因素模型x2=145.249，df=35，x2/df=4.150，SRMR=0.0476，GFI=0.934，CFI=0.919，TLI=0.896，NNFI=0.897，IFI=0.920；量表Cronbach α为0.865，分半信度0.827，题总相关0.535～0.759(P<0.01)。

1.3 施测过程

于2015年4月15～30日，采用集体施测和单独填答相结合的方式进行数据采集。施测前解释标准化指导语，并保证被试者自愿参加，填答时间为3分钟，填写完毕当场回收。在施测中获得被试一般人口统计学资料，如年龄、性别、年级、学科等。

1.4 数据采集与分析

将数据导入SPSS22.0和AMOS22.0软件。对相关数据进行奇偶排序、中心化等处理，通过描述性统计、方差分析、相关性分析、回归分析等方法，考察大学生积极情感、自我效能感及锻炼计划的特征及关联，并通过构建结构方程模型加以展示。

2 结果

2.1 积极情感、锻炼计划及自我效能感总体特征

根据量表备选格式，积极情感、锻炼计划和自我效能感题项均值分别为：41、13和25。调查显示：男女大学生皆具备较高水平的积极情感和自我效能感，其中，有49.13%的大学生具备中度效能感(17～33分)，有50.87%处于高度效能感水平(34～50)，无低度效能感者；在锻炼计划方面，得分均值(12.30)稍低于题项总体均值，其中，男生为中等偏上水平，而女生为中等偏下水平(表1)。

表1 均值及标准差统计表

将性别变量设为自变量，以积极情感、自我效能感和锻炼计划为因变量进行MANOVA分析。组间方差分析显示(表2)：积极情感性别主效应显著(F(1,399)=5.725，P=0.017)，解释了变异的1.4%；自我效能感性别主效应显著(F(1,399)=4.332，P=0.038)，解释了变异的1.1%；锻炼计划性别主效应显著(F(1,399)=26.104，P=0.000)，解释了变异的6.1%。多重比较显示：男生的积极情感(50.65±15.615)、自我效能感(34.67±5.815)和锻炼计划(14.16±5.327)均显著高于女生(46.55±15.634，33.50±4.802，11.52±4.432)。

表2 性别的主效应检验

注：MS=均方，df=自由度，R2=变异率；***P< 0.001，**P< 0.01，*P< 0.05，下同。

2.2 积极情感、自我效能感对锻炼计划的综合影响

2.2.1 相关性分析

对积极情感、锻炼计划和自我效能感进行Pearson双变量双侧相关检验(表3)：积极情感与锻炼计划5个题项皆显著正相关(P<0.01)，说明积极情感与大学生在时间、地点、形式、频率、与行同伴上的锻炼计划皆具互为增减关系；自我效能感与锻炼计划5个题项皆显著正相关(P<0.01)；积极情感与自我效能感也具显著正相关(P<0.01)。比较得知，积极情感与“与谁一起锻炼”(r=0.430)、“在何地进行锻炼”(r=0.395)上的计划正相关较密切，自我效能感与“在何时进行锻炼” (r=0.479)、“在何地进行锻炼”(r=0.460)的计划正相关较密切。

表3 Pearson双变量双侧相关系数表

注：** 相关性在 0.01 水平上显著(双尾)；锻炼计划1、2、3、4、5分别表示锻炼在时间、地点、形式、频率、与行同伴上的锻炼计划，下同。

2.2.2 回归分析

为考察积极情感、自我效能感对锻炼计划的综合影响，利用这3个变量采用强行进入法进行一系列含4个方程的回归分析：(1)考察积极情感对自我效能感的预测效应(表4)；(2)考察积极情感对锻炼计划的预测效应(表5)，以及自我效能感对锻炼计划的预测效应(表6)；(3)考察积极情感和自我效能感对锻炼计划的预测力大小(表7)。确定自我效能感的中介效应需证明如下条件：自变量积极情感必须影响中介变量自我效能感；自变量积极情感必须影响因变量锻炼计划；自变量积极情感和中介变量自我效能感必须影响因变量锻炼计划。满足了上述3个条件，即表明自我效能感是积极情感和锻炼计划的一个中介变量。

表4 积极情感对自我效能感的回归分析(方程1)

注：SE=标准误；R2=0.108；***表示F值达到0.001显著水平，**F值达到0.01显著水平，*F值达到0.05显著水平，下同。

表5 积极情感对锻炼计划的回归分析(方程2)

注：R2=0.040。

表6 自我效能感对锻炼计划的回归分析

注：R2=0.076。

表7 积极情感、自我效能感对锻炼计划的回归分析(方程3)

注：R2=0.088，F(2,398)=20.404；Pa=0.012，Pb=0.000。

方程1中，积极情感对自我效能感预测效应显著(F(1,399)=49.430，P=0.000，解释了变异的10.8%)；方程2中，积极情感对锻炼计划预测效应显著(F(1,399)=17.862，T=4.226，P=0.000，解释了变异的4.0%)；方程3中，自变量包含积极情感和自我效能感，二者对锻炼计划的预测皆显著，并共同解释了变异的8.8%(F(2,398)=20.404，T积极情感=2.533，P=0.012；T自我效能感=4.691，P=0.000)。综合分析：积极情感显著预测了自我效能感、锻炼计划，积极情感和自我效能感的交互作用显著预测了锻炼计划；从方程2中发现，积极情感解释锻炼计划变异的4.0%，当自我效能感介入(方程3)，解释变异率增至8.8%，而回归系数由0.207降至0.128。说明积极情感对锻炼计划的影响因自我效能感的介入而发生变化，即表明自我效能感是积极情感和锻炼计划的一个中介变量。其中，a=0.332，Sa=0.015；b=0.237，Sb=0.048；c=0.207，Sc=0.015；c'=0.128，Sc'=0.016。对照Sobel检验公式输入对应项的值，其检验公式为：

经计算，Z=4.82，查MacKinnon临界值表：4.82>0.90(P<0.05，N>200)，说明自我效能感具的中介效应与总体效应比：Effectm=ab/c=0.18×0.17÷0.22=0.3801，即自我效能感在积极情感解释锻炼计划的中介效应占总效应的38.01%。

为从结构层面揭示3大变量的内部关联，结合观念构架和研究假设，对各变量中心化处理，利用AMOS22.0软件项目组合技术(ItemParceling)[36]构建结构关系模型(图2)。拟合指标显示：x2=86.377, df=41, x2/df=2.107, SRMR=0.0327, RMSEA=0.053, GFI=0.964, AGFI=0.942, NNFI=0.975, IFI=0.986, TLI=0.982, CFI=0.986，说明模型具备极好的适配性和简洁性。

图2 自我效能感的中介效应模型(项目组合)

注：x2/df越接近1越好，5以内可以接受；SRMR越接近0越好，0.05 以内表示较好。GFI、AGFI、NFI、TLI及CFI这些指标越接近1，拟合性越好，一般来说，若这些指标>0.90，表示数据支持构念假设。

3 讨论

3.1 大学生积极情感、自我效能感和锻炼计划的总体特征

锻炼计划是锻炼外显行为的前导思维，折射了大学生人格特质、运动认知、目标预期等方面的心理表象。从描述性统计反映了，处于青春活跃期的大学生，在日常生活中能够表现出积极乐观的情感状态以及处理事件时足够的自信和自我肯定，但是却缺乏体育锻炼应有的计划性，致使锻炼行为呈现出无序性、机动性[37]，此现象可能是导致大学生普遍缺乏良好锻炼习惯的主因之一。方差分析验证假设H1不被拒绝，即大学生的积极情感、自我效能感和锻炼计划存在性别上的差异，其中，男生各项指标均优于女生。可见，相对于男生，女生在日常生活中不仅表现出更为恬静、内敛、平和的情绪情感，对自身处理事件的能力感知和效果评价上也不如男生那般高自信、高期望，在制定的锻炼计划上亦显得相对模糊宽泛、顾虑重重。受传统社会文化影响，人们普遍认为体育运动是象征着周期性、庄严、男性体育精神展示，而柔弱、文静的女性则扮演着为男性喝彩、呐喊、助威的角色[38]。新中国成立以来，尽管中国女性因自我观念的强化使其地位得到普遍提高，但女性依旧未能彻底摆脱现实社会对其性别角色的期望，仍会体验到体育锻炼与其性别角色间的冲突[39]，往往女大学生认为体育锻炼是不符合自身柔弱、文静女性形象的行为[40-41]，而无法与男生一样专注、自信的制定未来锻炼计划。现代期望价值理论[42]认为，社会一贯的性别角色观会通过自我感知来影响主观价值与期望。研究认为，大学生积极情感、自我效能感和锻炼计划在性别上的差异可能因社会文化形成的性别角色观和个体的人格心理特质所致。

3.2 大学生积极情感、自我效能感对锻炼计划的综合影响

分析证实积极情感、锻炼计划、自我效能感两两皆显著正相关，验证假设H2～H4不被拒绝。数据显示，具有高度积极情感和自我效能感的个体对自己持有较好的乐观自信、肯定态度，他们对待体育锻炼会有较好的应激方式和体育认知，制定的未来锻炼计划会更细致、规范，亦可能在锻炼中表现出积极、主动等行为特征。分析证实了积极情感扩展和建设理论、计划行为理论、健康行为过程理论在体育领域的适用性[25]。研究认为，改善大学生常态的情感状态、提高体育锻炼的自我效能感，可能是大学生锻炼认知激发、锻炼计划制定、锻炼习惯培养的一个有效途径。换言之，培养大学生体育锻炼习惯，应多关注大学生情感、认知等积极方面的培养，重视青少年积极发展的潜能，而非将消极因素扩大化。

测量比较而言：(1)积极情感与锻炼计划的“与谁一起锻炼”和“在何地进行锻炼”两个指标正相关较密切，说明大学生的情感越积极，在制定锻炼计划时越关注未来锻炼的人文环境和场地环境。需求层次理论将社交需求界定为人类高层次心理需求，基本心理需求也强调，关系需求观念是社会环境中有意义的社会关系，它可使个体因他人而感到安全和被尊重的归属感[43]，同时，社会环境可以通过满足基本心理需求来增强内部动机、促进动机内化、保证人类健康成长[44]。可见，积极情感水平高的大学生更期望满足高层次锻炼需求(关系和环境)，在制定未来锻炼计划时会更关注人际氛围和地理空间环境。(2)自我效能感与锻炼计划的“在何时进行锻炼”和“在何地进行锻炼”两个指标正相关较密切，说明大学生的自我效能感越强，在制定锻炼计划时越关注锻炼的时空环境。情绪与记忆理论认为，个体记忆系统会保存完成任务的成绩及当时的情绪体验[45]。也就是说，大学生在已有锻炼中会形成一定的自身能力认知和锻炼效果评价，这些记忆系统会使个体知觉自身在何时、何地锻炼效果最佳，因此在制定未来锻炼计划时会特别关注应在何时何地参与锻炼能够更好地满足自身期望或需求。该结果与前人观点一致[25]。综上，高积极情感者制定锻炼计划时更关注未来锻炼的人际氛围和地理空间环境，而高自我效能感者更关注未来锻炼践行的时空环境。

分层次回归分析验证了假设H5不被拒绝，即自我效能感是积极情感影响锻炼计划中的一个中介变量。从数据上看，积极情感既可直接预测锻炼计划(β=0.207)，还可以通过自我效能感这一中介变量间接的预测锻炼计划(β=0.128)。足见，积极情感可以增强锻炼认知的灵活性、更新和扩展思维活动序列，可以使锻炼行为的自我决策更为全面、具体，进而优化锻炼计划、策略的制定；与此同时，具备积极乐观情感的大学生，若在以往锻炼中形成良好的能力自信和效果评估，那么他们所制定的锻炼计划会更为科学、规范，也会更加符合自身的发展需要。动机-分化理论[20]认为，人类的情感激活过程和认知激活过程离不开自我效能感的调节和控制。自我效能感在积极情感影响个体认知过程中具有重要作用，正如Caprara[46]所强调的“个体日常生活情绪情感上的差异不仅源于个体的管理技巧，还在于个体自我能力感的上差异。”研究认为，培养大学生常态的积极情感可以优化锻炼计划、策略的制定，并且，在此基础上提高大学生锻炼的自我效能感，能使锻炼计划的制定更符合自身发展，可能更益于自主锻炼行为的培养。

研究考察了积极情感、自我效能感对大学生制定锻炼计划的综合影响，所得结果既有利于解释大学生常态的情感状态、自我效能感与其锻炼计划的内部关联，又映射出自我效能感在激发大学生正性情感、优化锻炼计划制定策略、培养自主锻炼习惯上的重要作用。诚然，积极情感对大学生制定锻炼计划的影响，会因人格特质、家庭及生活应对方式、社会支持、锻炼氛围等诸多因素的存在而更为复杂化。未来研究应着眼更多变量的综合考量，为全面探讨大学生自主锻炼的影响机制提供实践基础。

4 结论

(1)大学生虽具较理想的积极情感和自我效能感，但在锻炼计划的制定上尚缺规范性、科学性；大学生的积极情感、自我效能感和锻炼计划在性别上存在差异，其中，男生各项指标均优于女生。(2)积极情感、自我效能感和锻炼计划两两皆显著正相关。就本次测量而言，高积极情感者制定锻炼计划时更关注未来锻炼的人际氛围和地理空间环境，而高自我效能感者更关注未来锻炼践行的时空环境。(3)回归分析表明：积极情感对自我效能感、锻炼计划的回归效应显著；自我效能感在积极情感影响锻炼计划时具备部分中介效应。

[1]GollwitzerPM.ImplementationIntentions:StrongEffectsofSimplePlans[J]. American Psychologist, 1999, 54(7): 493.

[2] 方敏.青少年锻炼意向和锻炼行为的关系:中介式调节作用[J].上海体育学院学报, 2012, 36(2):45-49.

[3] 段艳平,刘立凡,韦晓娜.一项促进大学生体育锻炼意向的干预研究[J].武汉体育学院学报, 2010, 44(12):43-46.

[4] 方敏,孙影.计划行为理论的概化：青少年锻炼行为的预测模式[J].天津体育学院学报, 2010, 25(3):224-227.

[5]AshbyFG,IsenAM.ANeuropsychologicalTheoryofPositiveAffectanditsInfluenceonCognition[J]. Psychological Review, 1999, 106(3): 529.

[6]SparksP,GuthrieCA,ShepherdR.TheDimensionalStructureofthePerceivedBehavioralControlConstruct1 [J]. Journal of applied social psychology, 1997, 27(5): 418-438.

[7]SuhE,DienerE,OishiS,etal.TheShiftingBasisofLifeSatisfactionJudgmentsacrossCultures:EmotionsVersusNorms[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1998, 74(2): 482.

[8]HahnVC,BinnewiesC,SonnentagS,etal.LearningHowtoRecoverfromJobStress:EffectsofaRecoveryTrainingProgramonRecovery,Recovery-RelatedSelf-Efficacy,andWell-Being[J]. Journal of Occupational Health Psychology, 2011, 16(2): 202.

[9] 汤冬玲,董妍,俞国良,等.情绪调节自我效能感：一个新的研究主题[J].心理科学进展, 2010, 18(4):598-604.

[10] Fredrickson BL. The Role of Positive Emotions in Positive Psychology: The Broaden-and-build Theory of Positive Emotions [J].AmericanPsychologist, 2001, 56(3): 218.

[11] Fredrickson BL, Branigan C. Positive Emotions Broaden the Scope of Attention and Thought-action Repertoires [J].Cognition&Emotion, 2005, 19(3): 313-332.

[12] Isen AM, Daubman KA, Nowicki GP. Positive Affect Facilitates Creative Problem Solving [J].JournalofPersonalityandSocialPsychology, 1987, 52(6): 1122.

[13] 孟昭兰.体验是情绪的心理实体——个体情绪发展的理论探讨[J].应用心理学, 2000, 6(2):48-52.

[14] Lazarus RS. Emotion and Adaptation [M].NewYork:OxfordUniversityPress, 1991:114.

[15] 祝自新,董德龙.运动认知、情绪与竞技水平的关系性研究[J].武汉体育学院学报, 2011, 45(6):58-62.

[16] 郝思哲.体育课教学质量与学习满意度及课外体育锻炼意向关系研究[J].哈尔滨体育学院学报, 2012, 30(1): 77-79.

[17] 汪宏.大学生身体锻炼与幸福感关系的个人计划分析[J].中国体育科技, 2010, 46(2):26-30.

[18] 方敏,孙影.计划行为理论的概化:青少年锻炼行为的预测模式[J].天津体育学院学报, 2010, 25(3):224-227.

[19] Bandura A. Self-efficacy [M].JohnWiley&Sons,Inc., 1994:63-92.

[20] Bradley MM, Hamby S, Low A, et al. Brain Potentials in Perception: Picture Complexity and Emotional Arousal [J].Psychophysiology, 2007, 44(3): 364-373.

[21] 汤冬玲,董妍,俞国良,等.情绪调节自我效能感：一个新的研究主题[J].心理科学进展, 2010, 18(4):598-604.

[22] Heuven E, Bakker AB, Schaufeli WB, et al. The Role of Self-efficacy in Performing Emotion Work [J].JournalofVocationalBehavior, 2006, 69(2): 222-235.

[23] Schwarzer R. Self-efficacy in the Adoption and Maintenance of Health Behaviors: Theoretical Approaches and a New Model [M].Washington,DC:Hemisphere, 1992:217-243.

[24] 鲍政栋,张双玲,段艳平,等.检验“健康行为过程理论”(HAPA)——一项针对高校教职员工体育锻炼行为的实证研究[J].武汉体育学院学报, 2012, 46(1):52-56.

[25] 段艳平,刘立凡,韦晓娜.一项促进大学生体育锻炼意向的干预研究[J].武汉体育学院学报, 2010, 44(12):43-36.

[26] Dzewaltowski DA. Toward a Model of Exercise Motivation [J].JournalofSport&ExercisePsychology, 1989, 11(3):172-193.

[27] 王芳,马天龙,杨文华,等.不同情绪状态对自我效能和体能发挥的影响[J].北京体育大学学报, 2007, 30(9):1204-1205.

[28] 田学英,卢家楣.外倾个体何以有更多正性情绪体验？——情绪调节自我效能感的中介作用[J].心理科学, 2012, 35(3):631-635.

[29] 杨予西.正念训练对大学生主观幸福感的影响——情绪调节自我效能感的中介作用[D].辽宁沈阳:沈阳师范大学, 2014:13-17.[30] Watson D, Clark LA, Tellegen A. Development and Validation of Brief Measures of Positive and Negative Affect: the PANAS Scales [J].JournalofPersonalityandSocialPsychology, 1988, 54(6): 1063.

[31] 邱林,郑雪,王雁飞.积极情感消极情感量表(PANAS)的修订[J].应用心理学, 2008, 14(3):249-254.

[32] 邢占军,王宪昭,焦丽萍,等.几种常用自陈主观幸福感量表在我国城市居民中的试用报告[J].中国健康心理学杂志, 2002, 10(5):325-326.

[33] Sniehotta FF, Scholz U, Schwarzer R. Bridging the Intention-Behaviour Gap: Planning, Self-Efficacy, and Action Control in the Adoption and Maintenance of Physical Exercise [J].Psychology&Health, 2005, 20(2): 143-160.

[34] 方敏.青少年锻炼意向和锻炼行为的关系:中介式调节作用[J].上海体育学院学报, 2012, 36(2):45-49.

[35] Schwarzer R, Born A. Optimistic Self-beliefs: Assessment of General Perceived Self-efficacy in Thirteen Cultures [J].WorldPsychology, 1997, 3(1-2):177-190.

[36] 吴艳,温忠麟.结构方程建模中的题目打包策略[J].心理科学进展, 2011, 19(12):1859-1867.

[37] 董宝林,张欢,陈敐,等.女大学生课外锻炼动机与行为关系研究[J].体育文化导刊, 2014, (4):141-144.

[38] 安妮塔·L·德费兰茨.妇女在奥运会中作用的变化[J].体育文史, 1998(1):46-47.

[39] Ross SR, Shinew KJ. Perspectives of Women College Athletes on Sport and Gender [J].SexRoles, 2008, 58(1-2): 40-57.

[40] 刘正国,李莉.大学生体育锻炼态度对其锻炼行为影响的预测[J].首都体育学院学报, 2011, 23(6):563-567.

[41] 刘一民,孙庆祝,孙月霞.我国大学生体育态度和体育行为的调查研究[J].中国体育科技, 2001, 37(1):28-31.

[42] Eccles JS. Adler TR, Futterman R, et al. Expectancies Values and Academic Behaviors [J].AchievementandAchievementMotivation, 1983:75-146.

[43] Baumeister RF, Leary MR. The Need to Belong: Desire for Interpersonal Attachments as a Fundamental Human Motivation [J].PsychologicalBulletin, 1995, 117(3): 497-529.

[44] Deci EL, Ryan RM. The Initiation and Regulation of Intrinsically Motivated Learning and Achievement in A K Boggiano TS Pittman (Eds.), Achievement and Motivation: A Social Developmental Perspective [C] .NewYork:CUPress, 1992:9-36.

[45] 王翠玲,邵志芳.国外关于情绪与记忆的理论与实验研究综述[J].心理科学, 2004, 27(3):691-693.

[46] Caprara GV, Di Giunta L, Eisenberg N, et al. Assessing Regulatory Emotional Self-efficacy in Three Countries [J].PsychologicalAssessment, 2008, 20(3): 227.

Influence of Positive Affect on Exercise Plan of College Students: Mediating Effect of Self-efficacy

Xiong Tao1，Dong Baolin2

Objective: Explore the influence of positive affect on exercise plan as well as the mediating and moderating effect of self-efficacy. Methods: by using the positive affect subscale of positive and negative affect scales, exercise plan scale and general self-efficacy scale, this paper makes investigation on 401 college students of different age and gender (age = 20.72±1.943; male = 118, female = 283). Results: College students have a better degree of positive affect and self-efficacy, but they are still in lack of the normalization in exercise plan. Gender difference which in positive affect, self-efficacy and exercise plan is significantly (male students were significantly higher than female). There are significantly positive correlations between positive affect, self-efficacy and exercise plan. This measurements show that the person who have a high positive affect might more concerned about the follow-up exercise interpersonal atmosphere and geospatial environment, while the person who have a high self-efficacy might more concerned about the space-time environment in follow-up exercise practice. The regression effect of positive affect is significantly on self-efficacy and exercise plan. Self-efficacy has a mediating effect partly in positive affect explaining exercise plan. Conclusions: Pay more attention to developing the emotion, self-efficacy and other positive psychological traits will more benefit to cultivate the habit of college students' independent exercise and optimize the formulating of exercise plan. This research conclusion provides important practical implications for formulate college students autonomous physical exercise decision. Key words: college students; positive affect; exercise plan; self-efficacy; mediating effect

2012年度上海市教育科学规划项目 (项目编号：B-12069)

熊涛(1976-)，女，上海人，讲师，硕士，研究方向：锻炼心理学，健美操教学与训练研究。

第二作者简介：董宝林(1980-)，男，吉林长春人，副教授，硕士，研究方向：体育教育心理学和高校体育发展研究。

1.东华大学体育部，上海 200051 Physical Education Department of Donghua University, Shanghai 200051, China. 2.上海杉达学院 体育教研室，上海 201209

G812.45

A

1005-0256(2017)03-0042-6

10.19379/j.cnki.issn.1005-0256.2017.03.018