大学生锻炼兴趣对锻炼行为的影响：限制的中介效应

汪宏梅 周 赞 傅冰颖

(1.宣城职业技术学院，安徽 宣城 242000；2.绍兴文理学院 教师教育学院，浙江 绍兴 312000)

适量有规律的运动有利于身心健康，且能延年益寿.例如，运动能缓解颈肩痛、降低患冠心病、高血压、糖尿病、骨质疏松、肥胖和结肠癌的风险，也有助于调节压力、抑郁和紧张等负面情绪.尽管体育锻炼的益处广为人知，但是大多数人依然忽视了这一“福利”.大量研究表明，随着年龄的增长，锻炼行为有下降趋势[1].因此，研究者为提高群体参与度，促进人们健康，锻炼限制[2-4]和锻炼兴趣[5-7]研究成了研究热点之一.

锻炼限制被认为是影响锻炼行为的重要因素之一[4,8]，包括内在和外在两方面.内在限制包括缺乏活力(lack of energy)，缺乏动机(Lack of motivation)和缺乏自我效能感(Lack of self-confidence)，而外部原因则包括缺乏锻炼资源(Lack of resource)，缺乏社会支持(Lack of support)，缺乏时间(Lack of time)，缺乏体验(Lack of experience)等.早期研究者也有将内在和外在因素构建成限制模型，模型包括自身限制、人际限制和结构限制等维度.邱亚君[9,10]基于前人研究和对体育参与行为理论模型的理解，将其维度发展为4个，即自身限制、人际限制、结构限制和体验限制.锻炼限制具有可调节性，有研究表明，愉悦感是一个关键的可调节因素，即绝大多数人锻炼量不足的原因仅仅是因为在锻炼过程中体验不到愉悦感[11-12].如果人们锻炼过程中能够体验到更多的乐趣，那么锻炼过程也就会越持久[13].愉悦感是兴趣的重要维度，它与体育的好奇心和趣味感等构成了锻炼兴趣.锻炼兴趣是在一定身体需要的基础上，通过社会互动而形成发展起来的心理倾向，具有锻炼行为动力的特征，表现为个体对锻炼活动的选择性态度和积极的情绪反应.这种锻炼行为动力表现出锻炼者积极的锻炼行为.章建成[14]等人对全国2万多名学生进行调查发现，在影响青少年锻炼行为的因素中，排前两位的分别为锻炼兴趣和锻炼动机.根据文献，发现锻炼兴趣与锻炼行为间存在比较大的相关.

近年来，国内外对三者关系的研究也较多.如,王进等[6]对630名高中生进行问卷调查，构建了体育活动参与兴趣的影响因素模型，研究发现锻炼兴趣受到多种影响因素的制约，影响人们的运动参与.从限制的角度，构建了兴趣是如何影响学生锻炼行为的.Crawford等提出锻炼限制可能取决于兴趣的相对强度[15-18].它解决了简化决策模型的局限性，明确了锻炼限制与锻炼行为结果之间的关系[19].Alexandris和Tsorbatzoudis等[19-21]以294名滑雪者为研究被试，考察锻炼限制对滑雪者的兴趣及对未来锻炼行为的影响，并提出了解释锻炼行为的理论模型.即：锻炼限制—锻炼兴趣—锻炼行为的关系模型，模型解释了三者的关系，并提出兴趣是驱使人从事体育锻炼的内部动力.

上述研究表明，锻炼兴趣，锻炼限制和锻炼行为之间存在紧密的联系.然而，锻炼限制常作为自变量使用，研究其对锻炼兴趣或锻炼行为的影响.通过前述的推导，将锻炼限制做中介变量，考察锻炼兴趣和锻炼行为的关系.采用bootstrap的统计方法，研究锻炼限制对锻炼兴趣和锻炼行为关系的中介效应问题，探究锻炼兴趣对大学生体育锻炼行为的作用机制.本文基于综述提出两个假设：H1锻炼兴趣与锻炼行为之间存在着相关；H2锻炼兴趣与锻炼行为的作用机制，受到锻炼限制的中介作用.

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

被试随机选取浙江省浙江师范大学，绍兴文理学院和安徽省宣城职业技术学院等大学生作为被试.共发放问卷784份，有效问卷756份.被试的平均年龄(19.64±1.24)岁，男生382人，女生374人.专业方向包括文科、理工科、经管和医学.

1.2 研究工具

体育锻炼等级量表(PARS-3)(梁德清编制)[22]，由锻炼强度、锻炼时间、锻炼频率等3个维度构成，共3个题目，采用Likert 5点计分.运动量=锻炼强度×(锻炼时间-1)×锻炼频率，运动量最低0分，最高100分.本文采用运动量的大小表示被试参与体育锻炼行为的差异.该量表的信度α系数为0.815.

体育情景兴趣量表(PESIS)(葛耀君编制2012)[23-27]，由新颖性、挑战性、注意力、探索性、愉悦性、总体兴趣等6个维度组成，共24个题目，采用Likert 5点计分，“1”表示非常不赞同，“5”表示非常赞同.6个分量表在本研究中的内部一致性α系数分别为0.898、0.817、0.905、0.915、0.925、0.937，该量表的信度α系数为0.948.

休闲体育限制量表(邱亚君编制)[9]，分为结构限制、自身限制、人际限制和体验限制等4个维度，共19题.采用Likert 5计分，“1”是不符合，“5”是非常符合.根据调查对象的特点和所调查项目的特征，对问卷进行了修订，并进行了因子分析.如结构限制题项“锻炼时缺乏运动场地、设施或器材”；自身限制题项“在公共场合锻炼，我会觉得不自在”；人际限制题项“朋友(家人或同事)的锻炼兴趣和我不一样”；体验限制的题项“锻炼配套服务不令人满意”.4个分量表在本研究中的内部一致性α系数分别为0.749、0.868、0.796、0.871，该量表的信度α系数为0.736.

1.3 统计分析

所有数据采用SPSS 21.0和AMOS17统计软件进行分析和建模，主要运用信效度分析、相关分析和结构方程模型等.

2 结果与分析

2.1 大学生锻炼兴趣、锻炼限制和锻炼行为的相关分析

为探究大学生锻炼兴趣、锻炼限制和锻炼行为相互间的关系，以性别为控制变量进行相关分析(表1).结果显示，锻炼兴趣与锻炼限制存在负相关(r=-0.413，p<0.001)，与锻炼行为存在正相关(r=0.289，p<0.001)；锻炼限制与锻炼行为存在负相关(r=-0.300，p<0.001)，锻炼兴趣、锻炼限制和锻炼行为之间存在两两相关.

表1 锻炼兴趣、锻炼限制和锻炼行为及分维度之间的关系表

2.2 大学生锻炼兴趣、锻炼限制和锻炼行为的模型建构.

为探讨锻炼兴趣、锻炼限制和锻炼行为之间内部的路径关系，依据模型假设，采用结构方程模型AMOS17.0建构和数据处理，构建单中介结构模型.模型以锻炼兴趣为自变量，锻炼限制为中介变量，锻炼行为为因变量构建，采用maximum likelihood进行模型运算(图1)，路径采用标准化数据展示.模型拟合度X2=305.393(p<0.05), X2/df=4.926, CFI=0.923, TLI=0.904,IFI=0.924, GFI=0.822, RMSEA(90% CI)=0.103(0.092-0.115), SRMR=0.057，有几个拟合指标并不是太理想，考虑增加modification indices修正指数对模型进行修正.修正依据：(1)对潜变量所对应方程较小测定系数进行删除；(2)对MI值较大的几个项增加残差相关路径.由模型1结果所示，挑战性和结构限制所对应的潜变量系数分别是0.49和0.40，指标对所对应的变量解释的可能性不大.以往研究认为，在参与体育锻炼中，挑战性对情景兴趣的影响较小[24].在高校锻炼场地、设施和器械等结构限制因素对锻炼的影响较小，基本能满足锻炼需求，所以结构限制对整体休闲锻炼限制的贡献太小.考虑针对体育活动的挑战性和结构限制对对应潜变量的贡献太小，考虑删除该两项测试指标.根据modification indices修正指数所示的e8和e10、e11和e13两组MI值较大，分别是20.56和19.87，修正方法为增加两组的残差相关路径.

图1 锻炼兴趣、锻炼行为和锻炼限制中介模型路径示意图-模型修正前1(标准化)

重新估计模型后获得修正模型2(如图2)，拟合指数如下：X2=97.865(p<0.05), X2/df=2.509, CFI=0.981, TLI=0.975,IFI=0.987, GFI=0.958, RMSEA(90% CI)=0.05(0.04-0.08), SRMR=0.04,修正后的模型拟合度较好(browne&cudeck,1993).

2.3 锻炼限制在锻炼兴趣与锻炼行为关系中的中介效应检验

为验证锻炼兴趣与锻炼行为的关系，考察锻炼限制的中介效应，研究采用信赖区间法[24](Bootstrap Distribution of Effects)检验中介效应.结果如表2所示：1)间接效应95%置信区间(LLCI=0.014,ULCI=0.078)不包括0，说明中介效应存在；2)直接效应95%置信区间(LLCI=0.023,ULCI=0.368)不包括0，说明直接效应成立；由1)和2)可知，说明本模型的中介为部分中介.也就是说锻炼限制在锻炼兴趣和锻炼行为之间存在部分中介效应.

由图2和表2可知，a=-0.56，b=-0.34，c=0.28，c′=0.21，p值<0.001，锻炼兴趣对锻炼行为的影响，可以通过锻炼兴趣直接影响锻炼行为，也可以通过锻炼兴趣作用于锻炼限制间接作用于锻炼行为.中介效应占总效应的比值为：ab/c=0.56×0.34/0.28=0.68，说明锻炼限制占总效应值的68%，部分中介效应解释了锻炼行为的方差变异为4.6%.结果显示，锻炼兴趣不仅可以通过锻炼限制来影响锻炼行为，锻炼兴趣本身也是预测锻炼行为很强的变量.

图2 锻炼兴趣、锻炼行为和锻炼限制中介模型路径示意图-修正后模型2(标准化)

表2 标准化中介变量数据一览表

3 分析与讨论

本研究探讨锻炼兴趣如何影响锻炼行为的机制，通过构建包含锻炼限制这个变量的中介模型，验证了大学生锻炼兴趣与锻炼行为关系的中介模型，锻炼限制起到部分中介作用.也验证了原假设1和假设2的成立.

本研究验证假设1成立，锻炼兴趣与锻炼行为之间存在正相关，相关系数为r=0.28，p<0.001，达到中等相关.回归分析发现，锻炼兴趣显著正向预测锻炼行为，这说明，大学生对锻炼产生兴趣时，其锻炼行为将得到提升.这一研究与徐梓轩[5]的研究是一致的.研究认为，兴趣越浓，锻炼行为越明显.并且锻炼越深入，表现得兴趣越浓.自组织目标-信息理论[27]也可以解释该现象，锻炼兴趣产生于对运动项目的提前认知和变化发展，并且由于心理对运动项目认知进行引导和调节作用，兴趣反过来又作用于认知过程，提升对锻炼行为的强化，有利于进一步获取所需要的信息，将锻炼的预期目标状态展开为现实.锻炼兴趣与锻炼行为是互相促进，互相提升.因此，大学生参加体育锻炼，前提是要对该运动项目提前认知，从而激发心理目标，引导学生参与体育锻炼.

锻炼兴趣与锻炼限制呈显著负相关.r=-0.41，p<0.001，达到中等相关，可见，锻炼兴趣增强时，会降低锻炼限制的影响，回归分析发现，锻炼兴趣显著负向预测锻炼限制.这说明，当大学生对锻炼具有兴趣时，锻炼限制的感知就会下降.这与Lee[13]等人的研究一致.认为兴趣的愉悦感能够影响体验限制，人们在锻炼过程中能够体验到更多的乐趣，那么锻炼过程也就会更持久.也解释了锻炼兴趣越浓时，锻炼限制就会减弱，锻炼行为会更加持久.因此，提高大学生的锻炼兴趣，能够增加学生参加运动的持久性.

本研究结果显示，锻炼限制在锻炼兴趣与锻炼行为的作用过程中起到部分中介作用，中介效应显著，效应值为0.68，中介效应占总效应的68%.这表明，锻炼兴趣可通过锻炼限制的中介效应对锻炼行为产生促进作用.这与Crawford的研究是一致的，认为锻炼限制取决于锻炼兴趣的强弱.当锻炼限制变小时，锻炼兴趣与锻炼行为的总体关联性变大.这说明了锻炼兴趣-锻炼限制-锻炼行为路径是锻炼兴趣与锻炼行为主效应很好的补充.结合模型2可知，自身限制、体验限制和人际限制在锻炼限制和锻炼行为的影响机制过程中起到中介作用.也就是说，大学生参加体育锻炼，主要受到自身惰性、对运动项目认知、锻炼后身体和心理的畅快体验的反馈所影响.本研究与徐梓轩[2]认为的体育锻炼行为影响因素有些差异，她认为影响大学生体育锻炼行为的因素主要包括坚持性、锻炼兴趣、亲友锻炼等.此外，心理因素对大学生的锻炼行为影响效应较为显著.主要差异在于大学生是否参与锻炼，而不是坚持性问题，本研究更多将大学生参加锻炼行为归因为内因和锻炼项目对学生运动后的流畅体验.要降低锻炼限制，要做好学生在中小学期间对运动项目认知的启蒙，掌握几项运动技能.再者提供优质的教学内容，让大学生投入到运动中去.

本研究还发现，让学生保持较高的愉悦性和探索性能培养锻炼兴趣.模型2所示，愉悦性和探索性对锻炼兴趣有较高的解释性.张文娟[29]也解释了促进青少年锻炼行为，可以增加其对锻炼行为的愉悦感.通过教师和同伴鼓励，让学生感受到锻炼带来的愉悦性，从而形成稳定的内部动机，最终促进学生体育锻炼习惯的养成，从而提高大学生的体质.从生理学角度，参加体育锻炼后能够形成良性循环，锻炼使身体获取内啡肽来满足自己的愉悦感，提高了对锻炼的兴趣，促进了锻炼行为的产生.保持对锻炼的探索性，也是基于运动时的期望值，人们总希望能够挑战与自己能力相符的任务，过高与过低的运动任务，都无法满足人们对运动的需求.探索性能够提高人们对锻炼的兴趣，从而直接或间接影响锻炼行为的发生.

4 结论与建议

本研究提出利用中介模型研究锻炼兴趣与锻炼行为的作用机制.研究结果验证了锻炼兴趣与锻炼行为之间的单中介关系成立，锻炼限制作为作用机制的一部分，中介效应显著，达到部分中介作用.基于锻炼行为影响因素的复杂性，建议未来在探讨锻炼兴趣与锻炼行为时，可以关注多重中介和链式中介对两者的影响，同时，也可关注锻炼限制对锻炼兴趣与锻炼行为的调节作用.