大学生锻炼动机对锻炼行为的影响：锻炼投入的中介作用

李承龙，李 琳

（1.湖北医药学院 人文社会科学学院，湖北 十堰 442000；2.湖北医药学院 基础医学院，湖北 十堰 442000）

1 问题提出

2019 年 6 月国务院颁布了《健康中国行动（2019-2030）》，文件强调了对高校学生体质健康水平的监测和评估，明确指出将高校大学生体质测试工作纳入学校考核评价体系［1］。近年来大学生体质健康水平随年龄增长呈现下降趋势，尤其是超重和近视等问题引发社会广泛关注。体育锻炼能够促进身心健康发展，有规律的体育锻炼是提升体质健康水平的有效措施，如何促进大学生积极有效地进行体育锻炼成为亟需解决的问题。

动机是行为的动力和目标导向，具有激发、指向和维持行为的作用［2］。体育锻炼动机是推动个体参与体育锻炼活动的内部心理动因，研究表明体育锻炼动机是产生锻炼行为的关键因素［3］，对锻炼行为具有显著促进作用［4］。近年来，有研究发现在锻炼动机与锻炼行为之间还存在诸如锻炼承诺［5］、自我效能［6］等因素的影响，其中锻炼投入可能是一个重要因素。

投入（involvement）属于心理学的研究范畴，较早出现在个体工作和学习的研究领域中，用于表述个体积极、完满的情绪与认知状态［7-8］。众多研究指出工作学习动机能够正向影响投入状态［9-11］，工作投入有助于加强工作行为，促进工作绩效的提升［12］。有学者针对工作动机、投入、行为绩效三者之间的关系进行研究，指出工作投入在动机和工作绩效之间存在部分中介作用［13］。

锻炼投入是个体对锻炼活动持有的心境体验，表现了个体对体育锻炼的认知程度和角色认同，以及参与锻炼时勇于挑战和沉浸其中的状态，具体包含了活力坚持、专注满足、价值认知、参与自主 4 个方面［14］。锻炼投入与锻炼动机、锻炼行为之间可能存在密切联系，明确的锻炼动机，有助于加强个体对锻炼价值的认知，增强锻炼过程中的努力和专注程度，提升锻炼投入的状态，产生沉浸体验，进而增加锻炼强度，延长锻炼时间，提升锻炼效果。具有强烈锻炼动机的个体，在进行锻炼时具有较高的专注和努力程度，容易沉醉于锻炼的情境中，能有效避免外来事物的干扰，减少脱离锻炼情景的次数，保证长时间、高质量的锻炼行为。相反，锻炼动机弱的个体，在锻炼过程中的专注程度较低，容易受到外界的干扰，脱离锻炼情境的频率增加，难以保证长时间置身于锻炼的情景中，导致锻炼行为的终止。

本研究以普通大学生为调查对象，旨在探讨大学生锻炼动机、投入和行为三者之间的关系，分析锻炼投入在动机与行为之间的中介作用，为强化大学生体育锻炼行为，提升锻炼效果，促进大学生身心健康发展提供参考和依据。

2 研究对象与方法

2.1 研究对象

在湖北省选取4 所高校共1 200 名本科生为调查对象，其中每所高校抽取一年级至三年级学生共300 名，每个年级抽取的人数比例为1：1：1。共发放 1 200 份问卷，回收有效问卷 968 份，问卷有效率为 80.7%。其中男生 437 名（45.14%），女生 531 名（54.86%）。

2.2 测量工具

2.2.1 锻炼动机量表（MPAM-R）简化版

由陈善平基于 Frederick 和 Ryan 编制的 Motives for Physical Activities Measure 修订而来［15］。该量表被广泛运用于测量大学生锻炼动机，其中包含健康、能力、乐趣、外貌、社交5个方面，共15 个条目，以5 点计分的方式作答。本研究中总量表 Cronbach’s α=0.86，分量表 Cronbach’s α 值介于 0.70～0.85之间，表明量表的内部一致性较好。

2.2.2 大学生体育锻炼投入自评量表

由董宝林等人编制［14］，用于测量大学生体育锻炼投入状态。其中包含活力坚持、专注满足、价值认知、参与自主4 个维度，共20 个条目，以5 点计分的方式作答。本研究中总量表Cronbach’s α=0.91，分量表 Cronbach’s α 值介于 0.77～0.80 之间，表明量表的内部一致性较好。

2.2.3 体育锻炼等级量表

由梁德清基于九州大学桥本公雄的研究修订制成［16］，量表从时间、频率、强度3 个方面对运动量进行测量，以5 点计分的方式作答，量表的重测信度为0.82。该量表广泛用于测量大学生体育锻炼运动量，经实践证明能够较好地评估学生体育锻炼行为。

2.3 统计方法

运用SPSS19.0 软件对数据进行统计处理，通过计算各个量表及分量表的Cronbach’s α 值对量表进行信度分析。采用Harman 单因素检验法进行共同方法偏差检验。采用Pearson相关，分析大学生体育锻炼动机、行为、投入之间的相关性。依据温忠麟等人提出的中介效应检验程序，检验锻炼投入各维度在锻炼动机与锻炼行为之间的中介效应。

2.4 共同方法偏差检验

本研究采用匿名问卷调查，在发放问卷前告知学生调查的目的和用途，保证调查的匿名性和保密性。问卷发放后，向学生讲解问卷的填写方式和注意事项。在问卷填写的过程中，要求学生独立完成，并把握好填写时间。待学生填写完毕，当场回收问卷。问卷回收后，对问卷全部题项进行单因素未旋转探索性因素分析，结果显示共提取9 个特征值大于1 的因子，第1 个因子解释变异率为27.61%<40%，表明本研究无明显的共同方法偏差问题。

3 研究结果

3.1 变量的描述性统计和相关性分析

表1 各指标描述性统计与相关分析

由表1 可知，锻炼动机各维度得分由高到低依次为健康、乐趣、外貌、能力、社交。锻炼投入各维度得分由高到低依次为专注满足、活力坚持、参与自主、价值认知。锻炼行为各维度得分由高到低依次为时间、强度、频率。锻炼动机各维度与锻炼投入各维度之间均存在显著性正相关（p<0.01），锻炼行为各维度与锻炼投入各维度之间均存在显著性正相关 （p<0.01）。锻炼动机与锻炼行为方面，除了外貌动机和时间之间不存在显著性正相关，锻炼动机其他维度与锻炼行为各维度之间均存在显著性正相关（p<0.05）。

3.2 锻炼投入在锻炼动机和锻炼行为之间的中介作用

采用温忠麟等人［17］提出的中介效应检验程序，检验锻炼投入各维度在锻炼动机与锻炼行为之间的中介效应。在对数据进行标准化处理后，以锻炼行为为因变量（Y），锻炼动机为自变量（X），锻炼投入为中介变量（M），依次进行回归分析。第一步，以锻炼动机（X）为自变量，锻炼行为（Y）为因变量进行回归分析；第二步，以锻炼动机（X）为自变量，分别以锻炼投入的4 个维度（活力坚持M1、专注满足M2、价值认知M3、参与自主M4）为因变量进行回归分析；第三步，分别以锻炼投入（M）的4 个维度和锻炼动机（X）为自变量，以锻炼行为（Y）为因变量进行回归分析。

由表2 可知，第一步，锻炼动机对锻炼行为的回归，回归系数显著（β=0.30，p<0.001）。第二步，锻炼动机对活力坚持的回归，回归系数显著（β=0.49，p<0.001），锻炼动机对专注满足的回归，回归系数显著（β=0.43，p<0.001），锻炼动机对价值认知的回归，回归系数显著（β=0.53，p<0.001），锻炼动机对参与自主的回归，回归系数显著（β=0.29，p<0.001）。第三步，在引入活力坚持之后，检验锻炼动机对锻炼行为的回归，锻炼动机对锻炼行为不具有显著的预测作用（β=0.06，p=0.18>0.05），活力坚持显著预测锻炼行为（β=0.49，p<0.001），表明活力坚持在锻炼动机与锻炼行为之间具有完全中介作用。在引入专注满足之后，检验锻炼动机对锻炼行为的回归，锻炼动机对锻炼行为的预测作用显著下降（β=0.16，p<0.001），专注满足显著预测锻炼行为（β=0.32，p<0.001），表明专注满足在锻炼行为与锻炼动机之间具有部分中介作用，中介效应占总效应的比值为45.67%。在引入价值认知之后，检验锻炼动机对锻炼行为的回归，锻炼动机对锻炼行为的预测作用显著下降 （β=0.19，p<0.001），价值认知显著预测锻炼行为（β=0.19，p<0.001），表明价值认知在锻炼行为与锻炼动机之间具有部分中介作用，中介效应占总效应的比值为34.80%。在引入参与自主之后，检验锻炼动机对锻炼行为的回归，锻炼动机对锻炼行为的预测作用显著下降（β=0.24，p<0.001），参与自主显著预测锻炼行为（β=0.19，p<0.001），表明参与自主在锻炼行为与锻炼动机之间具有部分中介作用，中介效应占总效应的比值为18.28%。

表2 锻炼投入各维度在锻炼动机和锻炼行为之间的中介效应检验

4 讨论

4.1 大学生锻炼动机对锻炼行为的影响

本研究考察了锻炼动机和锻炼行为之间的关系。大学生锻炼动机得分较高的2 个维度是健康动机和乐趣动机，除了外貌动机与锻炼时间的相关关系不具有显著性以外，动机的其他维度与锻炼行为各维度均具有显著性正相关，这与以往的研究结论基本一致［15］。有学者以青少年为研究对象构建锻炼行为机制模型，研究显示锻炼动机能够直接影响锻炼行为，直接效应为 0.39［4］、0.40［6］。本研究结果表明，体育锻炼动机能够正向预测锻炼行为，回归系数为0.30，这与以往的研究结果大致相同。

大学生锻炼动机能够正向预测锻炼行为的观点已得到普遍认同。自《“健康中国2030”规划纲要》颁布以来，体育锻炼促进身心健康的观念深入人心，越来越多的大学生参与到体育锻炼当中来，在通过体育锻炼追求健康生活的同时，体育锻炼的娱乐、社交等功能也在不断显现。随着互联网信息技术普及，大学生使用微信约球，在朋友圈晒运动照，在网上运动打卡等行为增加了大学校园的体育元素，体育锻炼已然成为时下大学校园流行的话题。高校体育场馆设施配备齐全，体育课开设项目种类繁多，体育社团组织活跃，能够较好地满足学生体育锻炼的需求，为有意愿从事体育锻炼的学生营造了良好的运动氛围，提供了有力的条件保障，有利于大学生的锻炼动机向锻炼行为转化，促进锻炼行为的发生。

4.2 大学生体育锻炼投入在锻炼动机和锻炼行为之间的中介作用

研究结果显示大学生体育锻炼投入的活力坚持在锻炼动机和锻炼行为之间具有完全中介作用。计划行为理论（Theory of Planned Behavior）指出个体行为直接由行为意向所决定，行为意向代表个体对行为的承诺［18］，反映了个体行为发生的意愿和决心。活力坚持是个体在主观上对体育锻炼投入精力和付出努力的意愿程度，在某种程度上反映了体育锻炼的行为意向，在锻炼动机和行为之间起到桥梁的作用，直接影响锻炼动机向锻炼行为的有效转化。体育锻炼活力坚持状态高的学生，对锻炼具有高涨的热情，能够根据自身的需求和动机安排锻炼计划，对锻炼行为具有强烈的渴望和期盼，在锻炼前会做好充足的准备，对每一次的锻炼行为也倍感珍惜和重视，促进了锻炼动机向行为的转化，增进了锻炼效果的提升。活力坚持状态较低的大学生在进行锻炼时，锻炼投入的时间、精力有限，努力程度较低，锻炼行为容易受到外部环境的干扰，即便具备了一定的锻炼动机，当外部条件不利于进行锻炼时，由于精力欠缺和不愿付出努力，导致锻炼行为终止。大学生体育需求的满足和锻炼目标的实现需要强大的内部力量支持，活力坚持在锻炼动机和锻炼行为之间扮演了重要角色。

锻炼投入的专注满足在锻炼动机和锻炼行为之间具有部分中介作用，中介效应占比为45.76%。专注满足反映了大学生在锻炼过程中的沉浸体验，锻炼时的专注程度越高，就会在锻炼过程中投入更多的注意力。注意具有指向性和集中性，能够帮助个体对外界信息进行选择［19］。锻炼动机对个体进行体育锻炼也具有指向性［20］，有助于个体缩小注意指向的范围，将注意指向与锻炼有关的信息，使更多的意识和心理活动投入到与锻炼中来，增加个体锻炼时的注意力。有研究表明动机是注意力持续时间的重要保障［21］，与个体动机相符的事物，往往会成为个体注意的中心［2］。以体育锻炼的能力动机为例，大学生在学习新技能的过程中，需要全神贯注于身体各部位的用力感受，保证肢体按照既定的技术要求协调连贯的发力，此时学生的注意指向集中于肢体的运动和感觉，自觉屏蔽了与技能学习无关的信息，无意识中增加了锻炼的时间和强度，有助于锻炼行为的延续和锻炼效果的提升。

锻炼投入的价值认知在锻炼动机和锻炼行为之间具有部分中介作用，中介效应占比为34.80%。大学生体育锻炼的价值认知，反映了对锻炼的合理认知和角色认同。动机的目标导向，有助于个体选择与自身需求相符的事物，是影响个体对事物认知的主观因素之一［22］，明确的锻炼动机能够促进大学生对锻炼的价值认知，有助于大学生根据自身需求选择合理的锻炼方式。具有健康动机的大学生会主动了解不同锻炼方式对身体机能带来的改变，并结合自身的健康状况，有针对性地进行体育锻炼。同时体育锻炼的价值认知，有助于大学生对锻炼赋予积极情感，对体育锻炼予以准确的感知和评价，促进锻炼行为的发生。

锻炼投入的参与自主在锻炼动机和锻炼行为之间具有部分中介作用，中介效应占比为18.28%。参与自主反映了大学生体育锻炼的自我决定状态。自我决定理论 （Self-Decide Theory）将动机分为内部动机和外部动机［23］。体育锻炼的内部动机由锻炼的兴趣和内部需要引起，其中寻求运动快感、满足自尊、追求上进和自我实现等内部需求均属于体育锻炼的内部动机。有研究认为内部动机越高，体育锻炼的自主参与性就越强［20］，与此同时锻炼的自主支持能够正向预测锻炼行为［24］。体育锻炼参与自主性较强的大学生，善于利用外界环境创造体育锻炼条件，营造体育锻炼氛围，自主控制锻炼的内容和形式，将锻炼动机付诸于锻炼行动中。以减肥为目的进行体育锻炼的大学生，善于利用时间和空间，采用多样化的方式进行体育锻炼，有助于锻炼频率和时间的增加，促进锻炼行为的发生。

5 结论

本研究验证了锻炼投入各维度在大学生锻炼动机与行为之间的中介作用，其中活力坚持在锻炼动机和行为之间具有完全中介作用，专注满足、价值认知、参与自主在锻炼动机和行为之间具有部分中介作用。锻炼投入各维度在锻炼动机与锻炼行为的中介效应由高到低依次为：活力坚持、专注满足、价值认知、参与自主。