初中生锻炼动机对主观幸福感的影响：锻炼承诺的中介效应和运动友谊的调节作用

孙晓东，冯文宽，孙 璞

青少年时期是一个人身心健康发展的关键时期，政府高度重视青少年的体质健康，截止2014年，国家体育总局、教育部先后开展了7次青少年体质与健康调研工作，但目前青少年的体质健康形式依然严峻。体育锻炼能够让青少年从繁重的学习中得到放松，促进青少年体魄强健，提高青少年对于自身健康的满意感，间接地促进自身学习的效率，提高学习满意感，最终促进青少年的生活满意感。

主观幸福感 (subject well-being)指个体对自己生活质量的综合评价[1]，由一般生活满意度、相对高水平的积极情感和相对低水平的消极情感构成[2]。锻炼动机是青少年参与体育锻炼的重要动力与保障因素，对于青少年坚持体育锻炼具有重要影响，而青少年参与体育锻炼能够促进其对于身体健康、学习效果以及生活的满意感，因此，探究青少年体育锻炼动机与主观幸福感之间的关系具有十分重要的意义。

1 研究综述及假设提出

1.1 锻炼动机与锻炼承诺

动机分为内部动机和外部动机，其理论基础主要包括健康信念模型理论[3]、自我效能理论[4]以及自我决定理论[5]，是人们参加体育锻炼的原因和动力之一。根据 Frederick和Ryan的研究，可将锻炼动机分为乐趣动机、能力动机、外貌动机、健康动机和社交动机5个维度[6]。锻炼承诺是指渴望与决心继续锻炼参与的一种心理状态。 姜媛[7]研究了锻炼动机对于大学生情绪效应的影响，结果表明锻炼动机对于大学生情绪效应模型的影响是有效的。基于以上分析，提出本文的研究假设：①初中生锻炼动机与锻炼承诺呈正相关；②初中生锻炼动机与主观幸福感呈正相关。

1.2 主观幸福感与锻炼承诺

主观幸福感作为积极心理学研究极其关注的中心之一,它不仅可以评估一个人的生活质量,而且可以衡量一个人的心理健康状况和心理发展水平[9]。对于体育锻炼与主观幸福感的研究主要包括：(1)身体锻炼与主观幸福感情感维度的研究，主要集中于身体锻炼对焦虑和抑郁的作用[10-12]；(2)身体锻炼与主观幸福感认知维度的研究,集中于身体锻炼与老年人和特殊人群的一般生活满意感关系的研究[13-14]；(3)身体锻炼与主观幸福感总貌的研究，两者之间存在关系[15]。基于以上分析，提出本研究假设：③初中生锻炼承诺与主观幸福感呈正相关。基于锻炼承诺对于锻炼动机和主观幸福感的影响，提出本研究假设：④初中生锻炼承诺在锻炼动机和主观幸福感之间起中介效应。

1.3 运动友谊

运动友谊是促进青少年锻炼坚持性的外在资源。作为友谊的一种特质状态，运动友谊折射了主体从同伴获得的接纳与认可、亲密感与信任感、陪伴与支持等[32]。运动友谊存在着多个包括积极和消极的维度特征[19-20]，影响青少年的运动动机、运动技能学习等。高岩[25]的研究表明，同伴运动友谊能够有效预测青少年运动动机；张欢等[22]的研究表明运动友谊是锻炼坚持的前因变量,对锻炼坚持有直接显著影响。基于上述分析,提出本研究假设：⑤初中生运动友谊字锻炼动机与主观幸福感之间起调节作用。

2 调查对象与方法

2.1 调查对象

随机选取北京市海淀区、西城区、东城区、朝阳区、大兴区、门头沟6个城区各1所学校作为调查学校，每所学校发放问卷100份，对身心健康的600名初中生进行问卷调查，最终有效问卷582份，内容主要包括锻炼动机、主观幸福感、锻炼承诺、运动友谊几个变量。

2.2 研究方法

为降低共同方法偏差，本研究采用程序控制和Harman单因素检验考察施测的共同方法偏差。(1)程序控制：设计问卷时，问卷引导语着重标注“调查仅为科研使用”，跟调查对象反复强调测试数据的保密性和匿名性，以减少社会称许性行为干扰；在各量表中设计反向题项，施测形式采用现场答疑、当场回收；(2)Harman单因素检验：对所有题项进行单因素未旋转探索性因子分析，有 21个因子特征根值>1，而且，第1因子解释变异率为18.462%(<临界值40%)，表明测量的共同方法偏差可以接受[23]。

2.3 测量工具

2.3.1 锻炼动机量表 参照陈善平(2006)[32]对Frederick和Ryan 1997年编制的《身体活动动机测量》量表的翻译与修订方法，通过探索性因素分析，建立适合初中生的含有乐趣动机、能力动机、外貌动机、健康动机、社交动机5个维度的中文版的“初中生体育锻炼动机量表”。每个分量表有3个题项，共15个题项。采用Likert 5级评分法，要求调查者按照感受从“1=没有”到“5=非常强烈”进行评分，得分越高，说明调查者的锻炼动机越强。探索性因素分析表明，测得各题项偏度绝对值 0.115～1.124，峰度绝对值 0.056～1.234，标准差最小值 0.721。总量表的α信度系数为0.743，分量表的信度系数α在0.728～0.911之间，说明量表的信度佳。验证性因素分析显示，χ2/df=2.45,NNFI=0.94,CFI=0.91,NFI=0.95,RMSEA=0.06。

2.3.2 主观幸福感量表 参照陈作松(2007)[25]编制的《高中生主观幸福感量表》，对调查对象进行研究，通过探索性因素分析，测得各题项偏度绝对值 0.165～1.324，峰度绝对值 0.076～1.574，标准差最小值 0.721。总量表的α信度系数为0.843，分量表的信度系数α在0.788～0.921之间，说明量表的信度佳。验证性因素分析显示，χ2/df=2.88，NNFI=0.91,CFI=0.92,NFI=0.92,RMSEA=0.05。

2.3.3 锻炼承诺量表 参照陈善平(2006)[26]修订的测量工具，编制《初中生锻炼承诺量表》，通过探索性因素分析，测得各题项偏度绝对值0.236～1.564，峰度绝对值0.086～1.674，标准差最小值 0.821。该量表包括5个维度，总量表的信度系数α为0.913，各分量表的信度系数α在0.681～0.922之间，说明量表的信度好。通过验证性因素分析，χ2/df=2.68,NNFI=0.96,CFI=0.91,NFI=0.94,RMSEA=0.07。

2.3.4 运动友谊量表 参照韩桂凤(2011)[27]编制的《青少年运动友谊质量量表》，对调查对象进行研究，通过探索性因素分析，测得各题项偏度绝对值 0.221～1.724，峰度绝对值 0.056～1.362，标准差最小值 0.624。该量表包括5个维度，总量表的信度系数α为0.901，各分量表的信度系数α在0.761～0.932之间，说明量表的信度好。通过验证性因素分析，χ2/df=2.89,NNFI=0.92,CFI=0.93,NFI=0.95,RMSEA=0.08。

2.4 数据统计及处理

运用SPSS20.0和AMOS20.0对数据进行探索性因子分析、信效度检验及回归分析，并进行中介效和调节作用检验，显著性水平取α=0.05。

3 结果与分析

3.1 变量间的相关分析

从表1可以看出，初中生锻炼动机与锻炼承诺呈显著正相关(r=0.148，P<0.01)，初中生锻炼动机与运动友谊呈显著正相关(r=0.212，P<0.01)，初中生锻炼承诺与运动友谊呈显著正相关(r=0.414，P<0.01)，满足进行中介效应、调节效应的前提条件[28]。

表1 各变量的描述性统计及相关性分析(n=582)

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001

3.2 初中生锻炼动机、主观幸福感及锻炼承诺回归分析

本研究采用多元复回归分析法来研究初中生锻炼动机、主观幸福感及锻炼承诺之间的关系，可以减少第一型错误的发生概率，并可以采用后续检验对任一预测变量对任一因变量的独特贡献值进行评估[29]。通过计算，本研究所有的方差膨胀系数均小于4，说明自变量之间无共线性。德宾-沃森检验(D-W检验)结果均在1.2～2.4之间，说明自变量之间无自我相关。

从表2可以看出，锻炼动机能够预测主观幸福感，但预测能力较弱，R2仅为0.001，具体看来，外貌动机(β=0.375,P<0.001)>健康动机(β=0.342,P<0.001)>能力动机(β=0.110,P<0.01)；锻炼承诺能够预测主观幸福感，但预测能力较弱，R2仅为0.003，具体看来，承诺(β=0.136，P<0.001)>乐趣(β=0.014)；锻炼动机能够预测锻炼承诺，但预测能力较弱，R2仅为0.02，具体看来，健康动机(β=0.149,P<0.01)>能力动机(β=0.138,P<0.01)>乐趣动机(β=0.011)。

表2 初中生锻炼动机、主观幸福感和锻炼承诺的回归分析

注：*表示P<0.05;**表示P<0.01;***表示P<0.001

3.3 锻炼承诺的中介效应分析

本研究采用Hayes[30]编制的SPSS宏(http://www.afhayes.com)，通过抽取2 000个样本估计中介效应的95%置信区间，进行中介效应检验。如果中介效应的95%置信区间不包括0，表示中介效应显著；反之，则表示中介效应不显著。本研究的中介效应检验控制了年龄、性别、城区等人口统计学变量。

表3 锻炼承诺在锻炼动机和主观幸福感之间的中介效应检验的回归分析

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001，以上变量均经过标准化处理后带入回归方程

3.3.1 中介效应检验的回归分析 从表3可以看出，锻炼动机能够显著正向预测锻炼承诺(β=0.148,P<0.001)；当锻炼动机和锻炼承诺同时预测主观幸福感时，两者具有正向预测作用，锻炼动机具有显著正向预测作用(β=0.036,P<0.001)，锻炼承诺具有显著正向预测作用(β=0.010,P<0.001)；同理，从表3可以看出，锻炼动机与锻炼承诺对正性情感、负性情感、生活满意感、学习满意感以及身体满意感的预测作用，鉴于篇幅原因，在此不再陈述。

3.3.2 中介效应检验的Bootstrap分析 从表4 可以看出，锻炼承诺产生的间接总效应的Bootstrap 95%置信区间不含0值，说明，锻炼承诺的在锻炼动机和主观幸福感之间存在显著的中介效应。由于锻炼动机对于主观幸福感的直接效应显著，因此，锻炼承诺在锻炼动机和锻炼承诺之间起部分中介作用。

从表5可以看出，锻炼承诺产生的总间接效应地Bootstrap 95%置信区间不含0值,说明锻炼承诺在锻炼动机和正性情感之间存在显著的中介效应，可以解释正性情感43.1%的变异。同理，从表5可以看出锻炼承诺对负性情感、学习满意感起显著中介作用，而锻炼承诺对生活满意感、身体满意感不起中介作用，鉴于篇幅原因，在此不再陈述。

表4 对锻炼承诺在锻炼动机与主观幸福感之间中介效应检验的Bootstrap分析

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001，以上变量均经过标准化处理后带入回归方程

表5 锻炼承诺在锻炼动机与主观幸福感(各维度)之间中介效应检验的Bootstrap分析

续表5

影响路径标准化效应值占总效应之比/%Boot标准误95%置信区间下限上限显著性5.总效应0.210.050.0130.463∗∗ 直接效应-0.05727.140.03-0.0860.241 总间接效应-0.15372.860.01-0.2570.235 锻炼动机…锻炼承诺…身体满意感-0.15372.860.01-0.2570.235

3.4 运动友谊的调节作用分析

从表6可以看出，初中生的运动友谊与锻炼动机(ΔR2=0.002,P<0.05)交互项的R2变化量达到了显著水平，说明初中生运动友谊调节效应的存在。具体看来，初中生运动友谊与能力动机(ΔR2=0.029,P<0.01)的交互项的R2变化量达到了显著水平，说明初中生运动友谊调节效应的存在，能力动机每增加1个标准差，运动友谊对主观满意感的斜率会增加0.043个标准差。同理，从表6可以看到运动友谊对外貌动机、健康动机、乐趣动机、社交动机的调节作用，鉴于篇幅原因，在此不再陈述。说明运动友谊在初中生锻炼动机与主观幸福感之间起调节作用，且调节作用的强度依次为：能力动机>健康动机>外貌动机>乐趣动机>社交动机。

表6 初中生锻炼动机(各维度)、运动友谊和主观幸福感的分层回归分析结果

续表6

动机预测变量BSEβR2ΔR24.乐趣动机第一步0.047∗∗乐趣动机0.511∗∗0.0980.212∗∗运动友谊0.039∗0.0170.094∗第二步0.050∗∗0.003∗∗乐趣动机0.510∗∗∗0.0980.212∗∗∗运动友谊0.037∗0.0190.089∗乐趣动机×运动友谊0.0030.0130.0115.社交动机第一步0.023∗∗社交动机0.267∗∗0.0760.145∗∗运动友谊0.039∗0.0170.093∗第二步0.026∗∗0.003∗∗社交动机0.268∗∗0.0760.146∗∗运动友谊0.038∗0.0180.092∗社交动机×运动友谊0.0010.0090.0056.锻炼动机第一步0.005∗锻炼动机0.032∗0.0240.056∗运动友谊0.036∗0.0180.086∗第二步0.007∗0.002∗锻炼动机0.0250.0240.044运动友谊0.045∗0.0190.109∗锻炼动机×运动友谊0.004∗0.0030.066∗

注：*表示P<0.05;**表示P<0.01;***表示P<0.001

4 讨 论

4.1 变量间相关性分析

锻炼动机是运动员参与体育锻炼的内在动力，对于初中生的锻炼参与以及锻炼坚持具有促进作用，进而影响初中生的锻炼效果，最终促进初中生身体以及心理等方面的健康效益。从表1可以看出，初中生锻炼动机与锻炼承诺呈显著正相关(r=0.148，P<0.01),证明假设1成立，与前人研究结论一致[8]；锻炼动机与主观幸福感呈显著正相关(r=0.037，P<0.01),证明假设2成立，与前人研究结论一致[18]；锻炼承诺与主观幸福感呈显著正相关(r=0.015，P<0.05),证明假设3成立，与前人研究结论一致[16-17]。因此，锻炼动机、锻炼承诺、主观幸福感三个变量之间存在显著正相关性，这就为探究变量之间的中介效应以及调节作用提供了基础。

4.2 锻炼承诺的中介效应

由前述相关性分析可知，初中生锻炼承诺与锻炼动机以及主观幸福感之间存在显著性相关，为进一步分析锻炼承诺的中介效应提供了基础，通过运用Bootstrapping法对锻炼承诺的中介效应进行检验，结果表明，锻炼承诺在锻炼动机与主观幸福感之间起部分中介效应，证明研究假设4是正确的。具体看来，锻炼承诺对初中生主观幸福感的3个维度起中介效应，分别是正性情感、负性情感以及学习满意感。即锻炼动机是通过锻炼承诺这一中介变量来影响主观幸福感这一变量，促进了学生主观幸福感的提高。

4.3 运动友谊的调节作用

由表1可知，初中生运动友谊与锻炼动机以及主观幸福感之间存在显著正相关，为探究运动友谊的调节效应提供基础。本研究采用分层回归分析，对这种调节效应进行了检验，结果表明，初中生运动友谊在锻炼动机和主观幸福感之间起调节作用，证明假设5是正确的。具体看来，运动友谊对于锻炼动机5个维度都存在调节作用，且调节作用的强度依次为：能力动机>健康动机>外貌动机>乐趣动机>社交动机。

4.4 本研究的意义与局限

本研究对初中生锻炼动机与主观幸福感之间的关系进行了研究，探讨了两者之间的相关性问题，并且进一步探究了锻炼承诺在两者之间的中介效应，明晰了两者之间的实现路径，为进一步分析影响两者关系的因素，考察了运动友谊的调节作用，为提高初中生锻炼积极性以及锻炼效果的满意感提供参考。尽管如此，本研究尚存在一定不足，并未对不同性别、年级的初中生进行分类探究，这需要下一步继续研究。

5 结论及建议

5.1 结 论

(1)初中生锻炼动机、锻炼承诺、运动友谊、主观幸福感之间存在显著性正相关。即锻炼动机与锻炼承诺、运动友谊、主观幸福感之间存在显著正相关关系；锻炼承诺与运动友谊、主观幸福感之间存在显著正相关关系；运动友谊与主观幸福感之间存在显著正相关关系，为探究变量的中介效应及调节作用奠定基础。

(2)锻炼承诺在初中生锻炼动机与主观幸福感之间起部分中介效应，说明锻炼动机对主观幸福感的效用部分是通过锻炼承诺来起作用的，为今后进行干预提供了新的视角；锻炼承诺对主观幸福感起中介作用，其中主要涉及的是主观幸福感的3个维度，即正性情感、负性情感以及学习满意感。

(3)运动友谊在初中生锻炼动机和主观幸福感之间起调节作用，即运动友谊在锻炼动机影响主观幸福感的路径中起到部分调节作用，这为今后设计干预方案提供了新的思路及视角；运动友谊主要调节锻炼动机的5个维度，各维度调节作用的强度依次为：能力动机>健康动机>外貌动机>乐趣动机>社交动机。

5.2 建 议

(1)为提高初中生的主观幸福感，建议加强初中生的锻炼动机，促进初中生主观幸福感的提升；在初中生的锻炼过程中，注重培养初中生的锻炼承诺，进一步增强初中生参加健身锻炼的渴望与决心，有助于初中生主观幸福感的提升；运动友谊是初中生健身锻炼的重要动力，对于初中生主观幸福感的提升具有重要意义，因此，建议在初中生健身锻炼过程中，进一步开发初中生的运动友谊，促进初中生主观幸福感的提升。

(2)鉴于锻炼承诺对主观幸福感的中介效应，建议通过激发初中生的健身锻炼动机、提高初中生的自我效能以及提高初中生的健身锻炼效果来增强初中生的锻炼承诺，最终促进初中生的主观幸福感。

(3)建议学校及体育教师，针对初中生运动友谊的特点，开展针对性的教学措施，培养初中生的运动友谊，促进初中生主观幸福感的提升。