基于结构方程模型的大学生体育锻炼行为意图研究

符洪崧

大学生身心健康一直都是学校体育与健康教育工作者重点关注的问题，已有大量文献表明体育锻炼有利于促进大学生身心健康发展。如何正确引导大学生积极主动参与体育锻炼行为是当前体育工作者亟需解决的重要问题。本研究以体育锻炼动机、承诺和锻炼条件为变量对大学生体育锻炼效果影响进行验证，试图揭示锻炼动机、承诺和锻炼条件对锻炼效果有着直接和间接影响作用。以结构方程模型构建大学生体育锻炼行为模型，并探寻影响大学生体育锻炼行为的主要因素，为了更好地促进大学生体育锻炼行为提供理论依据。

1 研究设计

1.1 研究对象与思路

本研究以在校普通大学生体育锻炼行为意图为研究对象。从查阅体育锻炼行为意图的相关文献来看，基于结构方程模型研究大学生体育锻炼动机、锻炼条件和锻炼承诺与体育锻炼效果之间关系的文献尚未见。为了建立和验证大学生体育锻炼行为意图的理论模型，分为三个阶段：第一，梳理相关文献，确定大学生体育锻炼行为意图的结构要素，分析大学生体育锻炼行为意图的结构变量之间的理论基础；第二，运用SPSS22.0对大学生体育锻炼行为意图的量表数据进行分析，检验大学生体育锻炼行为意图的结构变量之间的因子关系，并判断大学生体育锻炼行为意图的各个变量是否具有代表性和有效性；第三，运用AMOS21.0进行数据统计处理，以结构方程模型构建大学生体育锻炼行为意图的理论模型，并验证锻炼动机、锻炼条件和锻炼承诺与锻炼效果之间的效应路径关系。

1.2 概念模型

通过相关文献研究梳理，认为计划行为意图是任何行为表现的必需过程，为行为呈现前的决定，反映了个体从事某特定行为的动机思维倾向，并在实施某特定行为中所做出的具体行动。［1］个人决定选择想从事某种特定行为的倾向程度，在某种程度上表达出积极的主观意图，［2］并在一定程度上直接影响其锻炼行为，也可以通过外因和内因的中介作用影响其锻炼行为，带来相应的锻炼效果。［3］个体在实施某行为时是按照他们的意图实施，并根据自己意愿行为控制行动来影响锻炼效果。［4］基于上述理论与结构方程模型的构想，拟定研究框架见图1所示。基于此，提出如下假设，如表1所示。

图1 体育锻炼行为意图概念模型图

表1 基本假设

1.3 问卷设计

通过文献调研和整理国内外有关体育锻炼行为意图的文献，并对其研究所涉及体育锻炼行为意图进行系统的归纳和总结。为了保证本研究测量工具的可靠性和有效性，在借鉴国内成熟的量表基础上进行必要修改。根据理论模型设计了调查问卷，对模型中的每个一个潜变量进行条目设置，参考了陈善平的锻炼动机量表（MPAM—R）［5］、锻炼效果量表（EEI）［6］，根据设计理论模型改编设置条目，问卷设置成李克特5级量表，赋值为1－5。问卷初稿编制完成后，邀请专家对《大学生体育锻炼行为意图调查问卷表》进行评价和修订，最终确定问卷条目为16条。

1.4 问卷的发放与回收

抽取海南大学、琼台师范学院、海南医学院、海南科技职业大学、海南政法职业学院、海南职业技术学院、海南工商学院等7所院校的2018级、2019级的在校学生作为研究样本。在每所院校以班为单位整群随机抽样，由任课教师对所任课班级进行发放问卷，并现场填写问卷后回收。每所院校平均发放120份问卷，其中一年级两个班级共60份，二年级两个班级共60份，总共发放840份。回收有效问卷775份，回收有效率为92.3%。

2 结果与分析

2.1 问卷结构层面信度分析

对锻炼动机、锻炼承诺、锻炼条件和锻炼效果的各层面指标要素进行信度检验，采用信度Cronbach’s Alpha系数大于0.7作为维度评价标准；信度系数值越高，量表具有较好的内部一致性，稳定性和可靠性。运用SPSS20.0对数据进行信度检验，Cronbach’s Alpha系数为0.879，认为信度系数指标都在0.7以上，说明本研究采集的数据可信度较高。具体分值见表2所示。

表2 问卷信度分析

2.2 探索性因子分析

本研究运用SPSS20.0对量表数据进行降维探索，并以主成分因子分析量表，得出KMO和Bartlett球体检验结果，如表3所示。

表3 大学生体育锻炼行为结构要素测量变量KMO和Bartlett的检验

经过主成分因子分析KMO值为0.904，近似卡方值为2058.454，自由度为120，显著性概率为0.000，KMO值大于0.6，且Bartlett球体检验显著，认为大学生体育锻炼行为意图的16个变量指标因子适合进行因子分析。

对大学生体育锻炼行为意图的16个题项进行探索性因子分析，采用提取方法为主成分法，旋转法为kaiser标准化的正交旋转，在6次迭代后收敛，得出大学生体育锻炼行为意图的结构变量结果，如表4所示。

表4 大学生体育锻炼行为意图结构要素变量分析结果

从表4中的数据来看，经过方差最大旋转法和主成分提取4个公因子。提取因子1包含题项为锻炼乐趣、健康效果、能力效果、外貌效果、社交效果等共5个题项，命名为锻炼效果；因子2包含锻炼条件共3个题项，命名为锻炼条件；因子3包含健康动机、能力动机、外貌动机、社交动机、乐趣动机等共5个题项，命名为锻炼动机；因子4包含锻炼承诺共3个题项，命名为锻炼承诺。4个因子累计方差贡献率为61.29，说明问卷数据具有良好的结构效度。

2.3 模型构建验证分析

本研究借助行为意图理论和结构方程模型理论，将影响锻炼效果的3个外因子变量锻炼动机、锻炼承诺和锻炼条件作为潜变量因子，构建大学生体育锻炼行为意图的结构模型。为了更好地验证假设模型的拟合程度，使用了绝对拟合指数和增值拟合指数进行估计与检验模型。本研究选择了CMIN／DF、GFI、AGFI、RMSEA、NFI、RFI、IFI和CFI等拟合度指数进行运算模型。根据惯例，CMIN／DF最好低于3，RMSEA至少小于0.6，GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI和CFI最好大于0.90，越接近1越好。本研究采用极大似然方法对路径假设的验证性分析，运算模型后得出验证性因子分析模型图，如图2所示；大学生体育锻炼行为意图模型的拟合度指数，如表5所示。

表5 大学生体育锻炼行为意图模型的拟合度指标摘要

图2 验证性因子分析模型图

通过模型的调整和运算显示，得出模型拟合指数有X2／df=1.349＜3、GFI=0.952＞0.9、AGFI=0.935＞0.9、RMSEA=0.032＜0.06、NFI=0.936＞0.9、RFI=0.923＞0.9、IFI=0.983＞0.9和CFI=0.983＞0.9，本研究的假设模型与观测数据的拟合良好，假设模型可以接受。

3 讨论

大学生体育锻炼行为意图是由锻炼动机、锻炼承诺、锻炼条件和锻炼效果四个维度构成，其中锻炼动机对锻炼效果有直接和间接的影响；锻炼承诺和锻炼条件对锻炼效果有着直接和中介作用的影响。直接效应是由自变量对结果变量的直接影响关系，效应量大小为两个变量间的路径系数；间接效应是自变量通过中介效应影响结果变量的关系，效应量大小为两个路径系数的乘积。［7］

模型结果表明，锻炼动机和锻炼承诺显著影响锻炼效果，锻炼条件对锻炼效果有着正向的影响。锻炼承诺对锻炼效果的直接影响的效应值为0.34，直接路径影响关系具有显著；锻炼条件对锻炼效果直接影响的效应值为0.11，具有正向影响关系；锻炼动机对锻炼效果的影响机制如下：直接影响，效应值为0.81；间接影响，通过两种途径实现，一是通过锻炼承诺间接影响锻炼效果，效应值为2.33x0.34=0.79，二是通过锻炼条件间接影响锻炼效果，效应值为1.51x0.11=0.17，总效应值为0.81＋0.79＋0.17=1.77。说明锻炼动机可以显著影响锻炼效果，而且两者有较强的因果关联。

4 结论与建议

4.1 结论

基于行为意图理论和结构方程模型理论，构建了大学生体育锻炼行为意图的影响因素及其路径关系。通过运算得出了模型路径影响关系，模型拟合度指数良好，并验证了本研究提出的五条假设路径。

体育锻炼行为意图的H1假设路径成立，锻炼动机能够正向直接影响锻炼效果。研究得出锻炼动机影响锻炼效果程度越高，其影响效果的变化就会越高，从而可知加强体育锻炼动机的引导会提升影响锻炼效果的变化。体育锻炼行为意图的H2假设路径成立，锻炼承诺有着直接正向影响锻炼效果，其影响具有显著。体育锻炼行为意图的H3假设路径成立，锻炼条件对锻炼效果有正向影响。体育锻炼行为意图的H4假设路径成立，锻炼承诺对其锻炼动机与锻炼效果具有正向中介影响。锻炼动机通过锻炼承诺中介影响锻炼效果具有显著性的。体育锻炼行为意图的H5假设路径成立，锻炼条件对其锻炼动机与锻炼效果具有正向中介影响。

4.2 建议

研究发现体育锻炼动机的变化会影响到体育锻炼效果的作用，因而可以加强体育锻炼动机的正确引导，大学生有了良好的锻炼动机的驱动更加有效地提高体育锻炼效果，从而培养大学生形成终身体育锻炼的良好习惯。高校应针对大学生自身锻炼动机特点，制订切实可行的培养和激发锻炼动机干预方案，从而促进大学生良好锻炼行为的形成。［8］

体育锻炼效果受到锻炼动机、锻炼承诺和锻炼条件的正向影响，其中发现锻炼承诺和锻炼条件是锻炼动机与锻炼效果的重要中介变量因素，探索大学生体育锻炼行为意图过程中要注意锻炼承诺和锻炼条件的中介变化因素，其作用会影响到锻炼效果。