锻炼身份认同、内部动机、锻炼承诺与大学生锻炼行为：链式中介模型

董宝林，毛丽娟

教育部“全国亿万学生阳光体育运动”和中共中央国务院《关于强化学校体育促进学生身心健康全面发展的意见》等一系列举措旨在鼓励和敦促青少年走到户外积极参加体育锻炼，形成良好的锻炼行为习惯[1-3]。诚然，在高校，仍有部分学生对体育锻炼活动存有抵触情绪，相当数量大学生在非强制要求下往往会逐渐减少锻炼次数，甚至完全放弃体育锻炼[4-5]。引导大学生践行体育锻炼、塑造健康体魄，关系到公共卫生和国民综合素质的发展[6-7]。探骊大学生体育锻炼行为的前因机制，既可以帮助大学生形成并巩固健康的生活方式、促进人格社会化发展，还是全民健身国家战略背景下，学校、社会亟待关注和解决的重要问题。

1 文献梳理与研究假设

国外锻炼心理学者在归因锻炼行为的探讨中发现，人们对“锻炼者”身份的认同心理是促进自身锻炼行为产生、维持、改变和发展的重要资源[8-9]。身份认同，指个体与他人或群体在心理、情感上的一致性，是个体与特定社会文化的趋同过程[10]。纵观国外心理学界对“身份认同”的探讨，大体汇集了三大理论溯源：认同危机理论认为，人的成长包含了一种注意外界并与之交互的需要——认同危机，人们会在此交互中逐步健全人格[11]；符号互动论认为，“客我”会通过一种“去中心化”的方式来塑造、完善自我形象，进而形成自我认同，而那些与“客我”发生关联的，即为“主体经验”[12]；社会认同理论研究者认为，人们总倾向于在社会分类的过程中对自身所处的群体产生群体内部认同，进而形成内群偏好、外群偏见，而人们会通过内外群体之间的有利比较来提升自尊水平和满足感受[13]。

遵循上述理论，心理学者发现，作为一种锻炼认知体系的元素[14]，锻炼身份认同是优化个体锻炼计划、改善锻炼行为的预测源[15]。近期的横断面研究表明：锻炼身份认同水平高的人通常能正向的看待体育锻炼的价值和功能，并具有合理的锻炼角色归属感和行为自豪感，因此，倾向于在反复锻炼实践中较易获得自尊和满足感[16-17]，而且，能在理解“锻炼者身份标签”内涵的基础上自我划分锻炼集群，并建立群体归属感，为反复从事锻炼行为提供动力和决策依据[18]；反之，对体育锻炼者/爱好者的身份持低度认同或非认同者，往往缺乏锻炼成就信念和角色归属感，常伴有明显的锻炼角色冲突和自我否定心理，对锻炼行为存有排斥、抵触等情绪，亦难于形成积极稳定的锻炼行为。身份认同是基于特定文化背景下的个体认知[14]，尽管国外已证实，锻炼身份认同可丰富锻炼情感体验、促进锻炼行为[19]。诚然，在我国，类似的研究尚未得到实证论证。据此，提出假设H1：锻炼身份认同对大学生锻炼行为的正向影响显著。

临床心理学研究认为，在身份认同与行为表达的影响机制里，个体内部动机具备中介作用[20]。首先，锻炼身份认同是激发内部动机的前导认知，认同度高的人往往会在锻炼实践中表现出适宜的动机模式[22]。认知发展理论认为，人们在认识、理解某一社会行为时，会在既有认知系统的基础上将该行为或从事该行为的人图式化、符号化、标签化[21]，如当提及“体育锻炼者”时，人们往往将参与者与健康、活跃、好动、挑战，或出汗、劳累、失败等“标签”关联[8]。因而，持有高度锻炼身份认同的人，通常会以正向的认知观点和自我评价来理解体育锻炼的诸多益处，该认知有助于激发锻炼兴趣，使锻炼动机的内化或整合成为可能[23]。正如锻炼认同模型阐释的：理性的自我评价(即如何自我定义、如何看待自我、如何表现自我等)是激发内部动机的前提[19]。其次，内部动机是发展自身能力、探索学习的先天倾向[24]，是锻炼行为的预测源，也是个体长期坚持锻炼的有力证据[25]。该观点在自我决定理论得到充分阐释，即内部动机代表着自我决定的原型，是促进锻炼行为、避免锻炼退出的内生变量[26-27]。自我决定理论认为，个体对某一社会行为从认知到立身践行，离不开行为决策的驱动与激发[24]。诚然，在锻炼身份认同与大学生锻炼行为的影响机制中，考察内部动机中介效应的研究尚未明晰。据此，提出假设H2：在锻炼身份认同影响大学生锻炼行为时，内部动机的中介效应显著。

国内外锻炼心理学者在探讨认知与行为的关系时发现，锻炼承诺同样具备中介作用[28]。首先，身份认同促使个体形成行为意向的前因[29]。认知行为理论认为，既有形成的体验和认知会作为一种记忆线索，进而影响个体对未来行为事件的评估，并以此决策是否执行该行为事件[30]。也就是说，对锻炼身份的认同度越高，自身锻炼承诺越坚定[21]，而认同度低者往往缺乏运动责任感，常因偏倚的体育价值认知而缺乏锻炼承诺感[31]。可见，锻炼身份认同是激发锻炼决心和欲望的前导认知，可使个体锻炼行为更具坚持性、持久性。其次，锻炼承诺是锻炼行为的一个决定性因素[32-33]。承诺理论认为，承诺是个体对目标行为的一种意向或意图，它会引导个体选择未来行为的执行方式[34-35]。而作为一种认知倾向，身份认同会指导个体目标行为向积极、健康的方向发展，并成为个体理性、正向分析锻炼行为的积极心理资源[15,28]，诚然，综合探讨锻炼身份认同、锻炼承诺对大学生锻炼行为影响的研究相对薄弱。据此，提出假设H3：在锻炼身份认同影响锻炼行为时，锻炼承诺的中介效应显著。

此外，学者在实证探讨锻炼行为的心理机制时发现，内部动机还是锻炼承诺的激励源[4]，它能够在激发锻炼承诺的基础上，使个体更倾向于坚持参加体育锻炼[36]，而缺乏内部动机不仅会引发退缩倾向，还会使锻炼者情绪耗竭、心感疲劳而动摇锻炼承诺[37]，该观点在锻炼坚持机制模型中得到具体诠释。认知心理学认为，个体认知可以通过作用于心理决策而影响目标行为[38-39]，诚然，在锻炼身份认同与大学生锻炼行为的影响链条上，综合探讨“内部动机-锻炼承诺”链式中介效应的研究暂付阙如。据此，提出假设H4：在锻炼身份认同影响锻炼行为时，内部动机、锻炼承诺的链式中介效应显著。

基于既有理论、文献和研究假设，研究构架观念并建立链式中介模型(见图1)，旨为丰富大学生体育锻炼行为研究有所裨益，亦为制定大学生体育与健康指导方案提供参考。

2 研究对象与方法

2.1 被 试

依据分层整群随机抽样原则，以浙江、上海、江苏三省/直辖市2 250 名大学生为被试，调查共回收2 237 份量表。以“反向题检验”“应答条目率不足85%”“填答明显与事实不符”等为无效量表的筛查依据，以最终保留的2 052 份有效量表为分析样本。其中，年龄（20.64±2.255）岁；男961人，女1 091人；大一520人，大二671人，大三488人，大四373人。

2.2 测量工具

为最大限度提升测量工具的跨语言等值性，采用双盲、并行的“翻译-回译”程序汉化问卷中所有的英文分量表。

2.2.1 锻炼身份认同量表 采用D.F.ANDERSON《锻炼身份认同量表》[14]。量表共含9个题项，其中，设计1个反向题“作为一个体育锻炼者，我并不感觉很自豪”。采用Likert5 点法，从“完全不符合”(1)到“完全符合”(5)计分，以总分表示被试锻炼身份的认同水平。本次测量得知：9 个题项的偏度绝对值0.241～1.086，峰度绝对值0.036～1.143，标准差最小值1.273，K-S 正态分布检验不显著(P(df=1989)=0.362＞0.05)；单因素模型x2=86.490，df=27，x2/df=3.220，SRMR=0.0390，GFI=0.968，NFI=0.946，NNFI=0.932，IFI=0.957，CFI=0.956，RMSEA=0.065；总量表Cronbach's α为0.936，分半信度0.885；题总相关0.440～0.788(P＜0.01)。

2.2.2 内部动机量表 采用F.GUAY《情境动机量表》中的内部动机分量表[40]。共4 个题项，采用Likert5 点法以“完全不符合”(1)到“完全符合”(5)计分，以总分表示被试内部动机强度。本次测量得知：4 个题项的偏度绝对值0.088～0.718，峰度绝对值0.040～0.710，标准差最小值1.037，K-S 正态分布检验不显著(P(df=1989)=0.170＞0.05)；单因素模型x2=5.077，df=2，x2/df=2.539，SRMR=0.0298，GFI=0.986，NFI=0.976，NNFI=0.979，TLI=0.936，RMSEA=0.051；Cronbach's α 为0.947，分半信度0.931；题总相关0.405～0.873(P＜0.01)。

2.2.3 大学生锻炼承诺量表 采用陈善平《运动承诺模型量表》的锻炼承诺分量表[41]。共3个题项，采用Likert5点法，从“非常不同意”(1)到“非常同意”(5)计分，以总分表示被试锻炼承诺水平。本次测量得知：3个题项的偏度绝对值0.027～0.422，峰度绝对值0.505～0.774，标准差最小值1.125，K-S 正态分布检验不显著(P(df=1989)=0.574＞0.05)；单因素3 变量模型(由于3 个观测变量模型趋于饱和，因此固定e1=0.001)得x2=3.071，df=1，x2/df=3.071，SRMR=0.0346，GFI=0.931，NFI=0.927，NNFI=0.924，IFI=0.927，CFI=0.927，RMSEA=0.034；量表Cronbach's α 为0.958，分半信度0.964；题总相关0.887～0.906(P＜0.01)。

2.2.4 体育活动等级量表 采用梁德清《体育活动等级量表》[42]。量表从参加体育活动的强度、持续时间、每周的参与频率等三个方面来测评被试运动量水平，并以此变量来评估被试锻炼行为，运动量水平的计算公式，即运动强度×持续时间×周频率(最高分为100分、最低分为0分)，3个指标皆按照5个等级进行划分，其中，强度与周频率从1～5 等级分别计为1～5 分，持续时间从1～5等级分别按0～4分计。本次测量得知：3个题项的偏度绝对值0.014～0.276，峰度绝对值0.388～1.110，标准差最小值1.096；三变量模型(固定e1=0.001)，得x2=2.174，df=1，x2/df=2.174，SRMR=0.0207，GFI=0.973，NFI=0.937，NNFI=0.966，IFI=0.939，CFI=0.939，RMSEA=0.033；量表Cronbach's α 为0.863，分半信度0.857，题总相关0.645～0.776(P＜0.01)。

2.3 施测过程

采用纸笔调查法，于2018年4月15～30日和5月7～22日，分两次采用集体与个别单独测试相结合的方式采集数据。施测前解释指导语，告知调查匿名性、保密性，并在保证被试自愿的基础上完成问卷填答，填答时间10 min，填写完毕当场回收。同时，在调查中获取被试性别(男=1，女=2)、年龄、年级等一般人口统计学资料。

2.4 数据采集与分析

将所得数据导入SPSS25.0 和AMOS25.0 统计软件。经反向题、相关潜变量得分计算等处理后，利用可靠性分析、探索性因子分析、验证性因子分析等，考察测试工具的信度、效度等。经数据标准化处理后，通过一系列统计分析，如相关性分析、回归分析等实现研究所需。链式中介效应的检验步骤，遵循温忠麟、侯杰泰、方杰等人的中介效应检验程序和方法，先检验内部动机、锻炼承诺分别在身份认同影响锻炼行为时的中介效应，再利用序列层次回归分析检验内部动机-锻炼诺的链式中介效应[43-44]。利用AMOS25.0构建链式中介效应模型，从结构层面诠释各变量的内在机制。

3 结 果

3.1 共同方法偏差检验

采用施测程序控制和哈曼(HANMAN)单因素检验法，考察施测的共同方法偏差情况。程序控制：在国内外一流期刊选用成熟且被国内证实较高信效度的测量工具；在问卷设计时，引导语里着重标注了“本次问卷调查仅为科研使用”，并告知被试本次测试的数据将严格保密性，施测的全过程采取匿名填答；适当调整各分量表中题项的排序，并设计1项反向题；施测形式采用现场答疑、当场填写完毕当场回收。哈曼单因素检验法：对各个题项(人口统计学变量除外)进行单因素、未旋转的探索性因子分析，结果有5个因子特征根值＞1，且第1因子解释变异率28.525%(＜临界值40%)，表明测量共同方法偏差可接受。

3.2 锻炼身份认同、内部动机、锻炼承诺对大学生锻炼行为的直接影响

Pearson 双变量双侧相关性检验显示(见表1)：锻炼身份认同、内部动机、锻炼承诺与锻炼行为(包括各指标)显著正相关(P＜0.01)，其中，锻炼身份认同与锻炼强度(r=0.443)、内部动机与锻炼频率(r=0.306)、锻炼承诺与锻炼频率(r=0.464)的正相关较密切。

表1 Pearson相关系数结果(双变量双侧)Table1 Statistics of Pearson Correlation Coefficient

以锻炼行为为因变量，分别以锻炼身份认同、内部动机、锻炼承诺、性别、年级、“性别×锻炼身份认同”为自变量，采用强行进入法进行若干组回归分析(见表2)。结果显示：锻炼身份认同(F(12050)=204.111，β=0.480)、内部动机(F(12050)=100.883，β=0.359)、锻炼承诺(F(12050)=236.382，β=0.507)分别对锻炼行为的影响显著(P＜0.001)，并且，分别解释了22.9%、12.8%和25.6%的变异；此外，性别对锻炼行为的影响显著(F(12050)=69.945，β=-0.305)，解释了9.2%的变异，年龄、年级、性别×锻炼身份认同对锻炼行为的影响皆不显著(P＞0.05)。

表2 锻炼身份认同、内部动机、锻炼承诺分别对锻炼行为的回归分析Table2 Regression Analysis of EI,IM,and EC on PEB,Respectively

3.3 内部动机-锻炼承诺的链式中介效应检验

为考察锻炼身份认同与锻炼行为的链式中介效应，首先，考察自变量分别对2 个中介变量的影响，即考察锻炼身份认同分别对内部动机、锻炼承诺的回归效应。

结果显示(见表3)：锻炼身份认同对内部动机的回归效应显著(F(12050)=277.389，β=0.538，P＜0.001)，解释了28.9%的变异；锻炼身份认同对锻炼承诺的回归效应显著(F(12050)=700.948，β=0.712，P＜0.001)，解释了50.7%的变异。此外，还需考察2 个中介变量间的内部效应，即以内部动机为自变量，锻炼承诺为因变量的回归分析显示(见表4)，内部动机对锻炼承诺回归效应显著(F(12050)=211.007，β=0.486，P＜0.001)，解释了23.6%的变异。

表3 锻炼身份认同分别对内部动机、锻炼承诺的回归分析Table3 Regression Analysis of EI on IM and EC,Respectively

表4 内部动机对锻炼承诺的回归分析Table4 Regression Analysis of IM on EC

接下来，为检验“内部动机-锻炼承诺”的链式中介效应，先检验内部动机的中介效应，再检验锻炼承诺的中介效应，最后检验“内部动机-锻炼承诺”的链式中介效应。

(1)采用序列层次回归分析考察内部动机的中介效应(见表5)。第1 步：从表2 已得出，锻炼身份认同对锻炼行为的回归显著(F(12050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因内部动机加入，由“锻炼身份认同”和“内部动机”为自变量的回归方程模型F(22048)=110.295，R2=0.242(P＜0.001)，证实模型解释力的具有统计学意义，此时，锻炼身份认同(β=0.404，T=10.218)和内部动机(β=0.142，T=3.593)对锻炼行为的回归效应皆达显著水平(P＜0.001)。综合上述数据：因内部动机的介入自变量，锻炼身份认同对锻炼行为的回归系数β值由0.480降低至0.404(但≠0)，并且，ΔF=93.816，ΔR2=0.013，说明在锻炼身份认同影响锻炼行为时，内部动机的部分中介效应显著。

表5 锻炼身份认同与内部动机对锻炼行为的序列层次回归分析Table5 Hierarchical Regression Analysis of EI and IM,EI and EC on PEB

(2)采用上述相同分析方法考察锻炼承诺的中介效应(见表6)。第1 步：在表2 中已得出，锻炼身份认同对锻炼行为的回归显著(F(12050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因锻炼承诺加入，由“锻炼身份认同”和“锻炼承诺”为自变量的回归方程模型F(22048)=136.381，R2=0.284(P＜0.001)，证实模型解释力的具有统计学意义，此时，锻炼身份认同(β=0.241，T=5.222)和锻炼承诺(β=0.336，T=7.285)对锻炼行为的回归效应皆达显著水平(P＜0.001)。综合上述数据：因锻炼承诺介入自变量，锻炼身份认同对锻炼行为的回归系数β值由0.480 降低至0.241(但≠0)，并且，ΔF=67.73，ΔR2=0.055，说明在锻炼身份认同影响锻炼行为时，锻炼承诺的部分中介效应也显著。

表6 锻炼身份认同与锻炼承诺对锻炼行为的序列层次回归分析Table6 Hierarchical Regression Analysis of EI and EC on PEB

(3)最后，进行如下步骤的序列层次回归分析(见表7)。第1 步：锻炼身份认同对锻炼行为的回归显著(F(1,2050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因内部动机介入，由“锻炼身份认同”和“内部动机”为自变量的回归方程模型F(22048)=110.295，R2=0.242(P＜0.001)，证实模型解释力的具有统计学意义，此时，锻炼身份认同(β=0.404，T=10.218)和内部动机(β=0.142，T=3.593)对锻炼行为的回归效应皆达显著水平(P＜0.001)，并且，ΔF=93.816，ΔR2=0.013。第3 步：因锻炼承诺介入，由“锻炼身份认同”“内部动机”和“锻炼承诺”为自变量的回归方程模型F(32046)=93.641，R2=0.289(P＜0.001)，证实模型解释力的具有统计学意义，此时，锻炼身份认同(β=0.203，T=4.208，P＜0.001)、内部动机(β=0.096，T=2.472，P＜0.05)、锻炼承诺(β=0.316，T=6.769，P＜0.001)对锻炼行为的回归效应皆达显著水平，并且，ΔF=16.654，ΔR2=0.047。由此说明，在锻炼身份认同影响大学生锻炼行为时，“内部动机-锻炼承诺”的链式中介效应显著。

表7 锻炼身份认同、内部动机、锻炼承诺对锻炼行为的序列层次回归分析Table7 Hierarchical Regression Analysis of EI,IM,and EC on PEB

从锻炼身份认同对锻炼行为的多种影响路径及其效应看(见表8)：锻炼身份认同对锻炼行为的直接影响效应为0.203，间接效应(中介效应之和[44])为0.282，总效应(直接效应与间接效应之和)为0.480，3 条中介效应路径的效果量(中介效应值与总效应之比)分别为10.63%、41.67%和5.42%。

表8 锻炼身份认同对锻炼行为的影响路径及效应值Table8 Influence Path and Effect Decomposition of EI on PEB

基于此，构建链式中介效应模型（见图2），旨从直观结构层面揭示各前因变量对大学生锻炼行为的综合影响。模型指标：x2=630.282，df=146，x2/df=4.317＜5，拟合优度指标：GFI=0.927，NFI=0.925，NNFI=0.929，IFI=0.923，CFI=0.928(均＞0.9)，近似误差均方根RMSEA=0.068＜0.08，标准化残差均方根SRMR=0.0477＜0.05，说明所构模型具有较好的适配性和简洁性。

图2 链式中介模型Figure2 Model of Chain Mediating Effect

4 讨 论

4.1 锻炼身份认同、内部动机、锻炼承诺对大学生锻炼行为的直接影响讨论

分析表明，大学生锻炼身份认同度越高，锻炼行为越合理，而且，锻炼身份认同能够解释锻炼行为22.9%的变异。证实了锻炼身份认同对大学生锻炼行为具有积极的促进功效。身份认同是主体对社会形态价值和意义的认可和共识[45]。对锻炼者身份持有认同态度的大学生能够正性看待体育锻炼的社会价值、功效，对锻炼者身份存有惯性的趋同心理，其锻炼行为也会相对规范、适宜(β=0.480)，这种正性的趋同过程使锻炼习惯建立成为可能。身份认同是个体心灵意义上的归属[46]。对锻炼者身份持认同观点者能从“身份标签”的角度理解锻炼者的特征和属性，对锻炼群体存有一定的归属感，较易将体育锻炼视为一种正常化、非威胁性的生活事件，并在集群的锻炼氛围下使行为更积极、自觉。正如自我认同理论所言：身份认同提供了自我在特定身份中的定义，决定着个体特定行为的判断、执行、改变[47]。身份认同还是一种行为控制认知[7]。高身份认同者总伴随着运动胜任感[14]，在锻炼中能将行为调控得更活跃、专注、投入。分析证实了自我图式理论在体育锻炼领域的适用性，即既有经验形成的自我概括性认识有助于自我信息加工，使其行为表达更有意义、更符合自我发展[48]。研究所得结果与前人观点一致[49]。

分析还证实，大学生锻炼内部动机或锻炼承诺越强烈，锻炼行为越合理，二者分别解释了锻炼行为12.8%和25.6%的变异。内部动机是促进自主锻炼行为的前因要素(β=0.359)，它反映了个体好奇、好胜、互惠的内驱力，折射了个体对体育锻炼的求知欲望、成就欲望、求和谐欲望等[50]。通常情况下，一个具有强烈锻炼内部动机的人，通常会有强烈的锻炼兴趣、参与乐趣和挑战欲，往往会利用反复的锻炼实践来不断满足自身多维度、多层次的需求，获得身体自尊和整体自尊，因此，其锻炼行为也会表现得越发自觉而频繁，并具有一定规律性。众所周知，周频率，即每周参与体育锻炼的次数，是衡量个体锻炼的规律性、自主性、习惯性、生活化的重要指标，在锻炼行为学领域被视为“评定体育锻炼效果的前提条件和保证”[51]。因此，结合分析所得，研究认为，激发参与体育锻炼的内部动机，可能有助于提升大学生的体育锻炼效果，建立或巩固参与体育锻炼的习惯。锻炼承诺对锻炼行为同样具有积极的促进功效(β=0.507)。承诺是一种高层次的行为态度，是主体与行为间的心理契约和心灵纽带。一般来说，对参与体育锻炼存有强烈渴望和决心的人(即锻炼承诺强的人)，通常具备较为明确的锻炼目标、清晰的锻炼意向、强烈的成就信念、和正性的锻炼体验，更愿意将身心投入于每次锻炼活动中，因此，会在体育锻炼中表现得更为积极、主动、频繁、有序；反观之，若个体缺乏锻炼承诺，即锻炼意图和决心不强，在面对体育锻炼活动时总会表现出退缩、拖延等不当行为倾向，甚至对体育锻炼产生放弃心理。正如锻炼认知决策模型阐释的：锻炼承诺是个体持续参与体育锻炼的最直接动力，是激发锻炼行为、保持锻炼坚持性的有力证据[41]。

4.2 内部动机、锻炼承诺的链式中介效应讨论

研究采用序列层次回归分析分别证实了，内部动机、锻炼承诺的中介效应，以及内部动机-锻炼承诺的链式中介效应皆具有统计学意义。

首先，分析证实，在锻炼身份认同影响大学生锻炼行为时，内部动机、锻炼承诺的部分中介效应皆显著，其效果量分别为总效应量的10.63%、41.67%。这一系列结果说明，锻炼身份认同既可以直接促进锻炼行为，还可以在锻炼内部动机或锻炼承诺的中介作用下间接促进大学生锻炼行为。在日常生活中，个体行为表达的差异化特征不仅源于其认知系统，还在于其自主倾向上的差异[52]。从认知角度讲，身份认同决定着个体对锻炼参与者或爱好者“身份标签”的认知态度，它可以有效激发大学生参与锻炼的内部动机，而表现出强烈的热衷度、挑战欲和兴趣，使个体倾向于以积极、活跃、勇于探索的心态从事体育锻炼活动。正如动机-分化理论阐释的：人类从认知到行为的激活过程，离不开自主动机的调节和控制[53]。身份认同是主体在既有经验或体验基础上，形成的一种锻炼自我概念或自我图式。对锻炼参与者或爱好者的身份持认同态度者，对体育锻炼本身赋予了积极、正向的价值认知，会自然地、潜移默化地将体育锻炼视为一种积极、利己、非威胁的社会活动，因此，持高度锻炼身份认同的人具备灵活的锻炼认知、清晰的思维活动序列，其日常锻炼行为的自我决策(锻炼承诺)会表现得更细致、全面、具体，锻炼行为也会向更积极、健康、符合自我的方向发展。正如Bandura 社会认知理论阐释的：人们在认识和理解社会性刺激意义的基础上，会产生一系列可供自我选择的决策反应，并能够从中选择出最为适宜的决策来指导或改变未来行为[54]。总之，锻炼身份认同是内部动机和锻炼承诺的一个前导认知，它可以通过作用于内部动机或锻炼承诺而间接促进大学生锻炼行为，所得结果与前人部分观点一致[4]。

其次，在身份认同影响大学生锻炼行为时，内部动机-锻炼承诺的链式中介效应也显著，其效果量为5.42%。身份认同具有社会性质，属于非个体意识范畴，它体现了个体对群体内部的偏好[13]。对锻炼参与/爱好者身份持认同态度者，能够正性看待体育锻炼本身具有的功效和意义(如促进身心健康发展、提高生活乐趣)，即在合理认知的基础上自我激发锻炼的探索欲、挑战欲、兴趣等内部动机，进而使锻炼意向和目标更明确、承诺和决心更强烈，从而在体育锻炼中往往会表现得更积极、自觉、频繁、有序；锻炼身份认同度高者能够理性识别锻炼者“身份标签”的内涵，较易形成锻炼群体的趋同感和归属感，在建立或发展锻炼人际氛围的基础上促进外部动机内化，进而形成积极、稳定的锻炼决策和意向，从而在体育锻炼活动中常表现得更活跃、专注、投入、充满热情。总之，作为社会文化形成的身份认知规范，锻炼身份认同不仅决定着大学生锻炼参与的注意偏好和行为模式，还会通过作用于主体内在的行为倾向或认知决策而间接影响锻炼行为。换言之，锻炼身份认同是大学生在社会文化影响下形成对锻炼者的角色认知，该认知可以作为一种信息源，通过激发内部动机来提升锻炼承诺等心理决策，进而促进、改善、优化既有的锻炼行为。

认知心理学认为，个体既有的认知系统会经过信息加工和决策机制对行为产生影响、促使行为改变[31]。研究通过横断面调查研究，实证考察并证实了锻炼身份认同、内部动机、锻炼承诺对大学生锻炼行为的综合影响，揭示了大学生锻炼行为前因机制等问题，而且，链式中介模型的建构，在一定程度上解释了大学生锻炼身份认同与锻炼行为的内在影响机制，具有一定现实意义。诚然，研究仅侧重于考察了激励因素(身份认同、内部动机、锻炼承诺)对大学生锻炼行为的促进功效，未来应着眼于大学生锻炼行为保护性机制(社会支持、自我同情、整体自尊)的综合考量，为完善大学生体育锻炼促进模型提供实证参考。

5 结 论

锻炼身份认同、内部动机、锻炼承诺是大学生锻炼行为的激励因素，锻炼身份认同既可以直接影响大学生锻炼行为，还能通过内部动机、锻炼承诺的中介作用而间接影响大学生的锻炼行为，并且，该中介效应包含三条路径，即内部动机、锻炼承诺的单独中介效应以及内部动机-锻炼承诺的链式中介效应。链式中介模型的建构，在一定程度上解释了大学生锻炼身份认同与锻炼行为的内在机制，可为制定大学生锻炼决策提供理论参考和实践启示。