影响弱体质大学生体育锻炼投入的因素研究

唐 磊，张 沙，*，浦 娟

（1.楚雄师范学院 体育与健康学院，云南 楚雄 675000；2.楚雄师范学院 语言文化学院，云南 楚雄 675000）

在过去十年中，学生体质健康问题已经成为一个主要问题，国家先后出台了一系列促进学生体质健康的办法、措施［1，2］。2010世界卫生组织将“体力活动不足”作为了21世纪的全球公共卫生问题，成为慢性非传染性疾病的致病因素和全球导致“过早死亡”的第四独立因素［3］。因此，全国各高校近年来对大学体育课程进行了改革，丰富特色、具有创新性的体育课程相继推出，但大学生的体质健康状况仍然不容乐观个。目前，部分大学生的体育锻炼活动仅限于大学公共体育课，课程学习后的自主锻炼次数并不多，部分学生形成了课余时间宁愿在宿舍玩手机也不愿参与到体育锻炼活动中［4］。由此可见，如何引导大学生养成良好的体育锻炼习惯成为亟待解决的问题。

锻炼认同是个体对锻炼价值认知情况的重要组成部分。锻炼投入是反映个体面对即将参与锻炼实践活动时所表现出来的态度及坚持度。锻炼投入的研究以学者董宝林［5］为主，研究大多是基于个体主观锻炼体验、情绪、锻炼习惯为主。长期以来，先前的实证研究学者在探讨坚持度的影响机制时发现，个体的理性心理会决定行为习惯的巩固与稳定［6］。这一发现表明，锻炼认同作为个体的理性心理因素可能在锻炼投入中扮演重要角色，然后，在锻炼认同与锻炼投入的关系中的中介机制仍需不断探索。确认其中介机制可以增进对锻炼投入的理解，以及制定出更加有效的干预手段来促使锻炼习惯的养成。此外，考虑到弱体质大学生（瘦弱、肥胖）是我国提升国民体质健康水平亟待解决的对象目标，因此，我们的研究应该更加去关注弱体质大学生。

主观体验是个体对曾经参与锻炼时的感受所留有的印象。众所周知，个体的主观体验与锻炼认同有着密切的关系，个体的主观体验往往会影响对事物的认同，即拥有负面的锻炼体验者，在面对体育锻炼活动时会产生排斥、退缩的消极倾向，从而影响对锻炼价值的认知；而在过去的锻炼活动中拥有积极的体验经历的个体，会有较强的参与欲望，视自己为一名锻炼者，从而拥有较高的锻炼认同水平。另外，学者们在研究主观体验这一非理性心理因素时会加入理性认知，通过意识思维的推理让决策发生变化。领悟社会支持是个体在社会关系中，对理解、支持、尊重、帮助等行为的一种情感体验［7］，建立良好的社会支持系统有助于缓解个体的心理压力，提升个体锻炼投入水平。因此，探讨主观锻炼、领悟社会支持在锻炼认同与锻炼投入之间的中介作用具有理论依据。

本研究中，通过锻炼认同可能成为锻炼投入的一个促进因素来检验这个过程的概念模型。具体来说，本研究的目的有三个方面：第一，研究主观体验是否中介了锻炼认同与锻炼投入之间的关系；第二，研究社会支持是否在锻炼认同与锻炼投入之间起中介作用；第三，研究主观体验、社会支持在锻炼认同与锻炼投入的关系中呈链式中介。图1为所提议的研究模型，通过以上的综述，提出假设：可以通过提升弱体质大学生对锻炼价值的认知（锻炼认同）来增进个体正性锻炼体验，从而提升锻炼投入水平，其次，还可以通过提升弱体质大学生对锻炼价值的认知（锻炼认同）来增强社会支持，构建学校支持系统，从而提升锻炼投入水平，养成良好的锻炼习惯，提升体质健康水平。

图1 假设模型图Fig.1 Hypothetical model diagram

1 研究对象与方法

1.1 被试与施测程序依据整群随机抽样原则，选取云南省、贵州省、四川省三个省份，分别在各省份随机抽取2所大学，共6所大学，每所大学选取100名大学生为测试对象，共600名，选取对象均为2019年国家体质健康测试中总评成绩低于60分，且BMI值小于18.5的瘦弱体质和BMI值大于28的肥胖大学生。问卷发放采用现场发放测试并及时回收的方式，通过当地教师在公共体育课堂中完成问卷的发放与回收，发放过程严格按照程序手册管理，以确保数据收集过程的标准化。最终，回收整理得到有效问卷545份（有效率为90.83%）。其中，被试者年龄为18－24岁，男生259人，占比47.52%，女生286人，占比52.48%。

1.2 研究工具

1.2.1 锻炼认同量表（EIS）选用由Anderson与Cychosz编制［8］的锻炼认同量表（Exercise Identity Scale，EIS），经过李梦龙［9］等学者的验证，翻译出适用于中文版的锻炼认同量表，该量表共9个题目，通过因子分析显示为单位结构，所有项目采用李克特的7点计分方式，从非常不符合（1）到非常符合（7），中间得分为4分，总分在9-63分之间，通过分值大小来评价被试者是否为体育锻炼者的程度，分值越高视自己为体育锻炼者的程度越高。在本研究中，该问卷的内部一致性Cronbach’sα系数为0.93，分半信度为0.89。探索性因子分析结果显示，KMO=0.924，Chi-Square=2703.193，df=36，P＜0.001；验证性因子分析结果显示，x2/df=2.236，GFI=0.945，CFI=0.910，AGFI=0.924，RMSEA=0.071。

1.2.2 锻炼投入量表（PEIS）选用由国内学者董宝林［10，11］编制的大学生体育锻炼投入自评量表（Physical Exercise Involve．ment Scale for College Students，PEIS）。该量表共有17个题项，分三个维度，所有题项采用李克特的5点计分方式，从“完全不符合”到“完全符合”分别计1～5分，总分在17～85分内，分值大小反映被试在各维度强弱，来评价被试者锻炼投入的程度，分值越高锻炼投入的越多。在本研究中，该量表的内部一致性Cronbach’sα系数为0.89，分半信度为0.86。探索性因子分析结果显示，KMO=0.915，Chi-Square=3885.248，df=126，P＜0.001；验证性因子分析结果显示，x2/df=3.202，GFI=0.899，CFI=0.904，AGFI=0.911，RMSEA=0.032。

1.2.3 领悟社会支持量表（PSSS）选用由Zimet等编制的领悟社会支持量表（Perceived Social SuppoIt Scale，PSSS），该量表共有12个项目，分为家庭支持、朋友支持和其他支持三个维度，所有项目均采用七级计分法。在本研究中，结合大学生的实际，参照严标宾［12］的做法，由于原量表中的表述“领导、亲戚、同事”不符合被测者实际，将其改为“老师、同学、家人”。在本研究中，该量表的内部一致性Cronbach’sα系数为0.91，分半信度为0.89。探索性因子分析结果显示，KMO=0.920，Chi-Square=2794.893，df=66，P＜0.001；验证性因子分 析 结 果 显 示，x2/df=3.895，GFI=0.911，CFI=0.925，AGFI=0.901，RMSEA=0.044。

1.2.4 主观锻炼体验量表（SEES）研究选用MCAULEY E［13］的主观锻炼体验量表（Subjective Exercise Experience Scale，SEES），该量表有积极幸福感、心理烦恼和疲劳3个维度，共12个条目，采用李克特的七级计分方法：从非常不符合（1）到非常符合（7），中间得分为4分，由于心理烦恼和疲劳两个维度同积极幸福感相反，因此需对心理烦恼和疲劳两个维度的各题项进行反向处理，从而与积极幸福感相加后的得分来评估被试者的主观锻炼体验水平，即分值越高锻炼体验越好。在本研究中，该量表的内部一致性Cronbach’sα系数为0.88，分半信度为0.88。探索性因子分析结果显 示，KMO=0.892，Chi-Square=2975.621，df=66，P＜0.001；验证性因子分析结果显示，x2/df=3.248，GFI=0.924，CFI=0.914，AGFI=0.934，RMSEA=0.049。

1.3 统计方法使用SPSS 23.0进行统计分析，将所得的数据导入统计软件，首先，对问卷结果进行描述性统计和相关性分析。其次，由于原始数据不同维度上的特征的尺度（单位）不一致时，需要标准化步骤对数据进行预处理。然后，根据理论研究假设建立中介模型，采用Hayes（2013）编制的PROCESS插件中的Model（6）进行链式中介模型检验，所有参数统计均已P＜0.05有显著意义。此外，采用bootstrap方法检验所有影响的显著性，以获得参数估计的标准误差（Hayes，2013），本研究中Bootstrap方法选用5000个重复采样数据中95%偏差校正置信区间，不包括零的置信区间表示显著的影响。

2 研究结果

2.1 共同方法偏差检验为避免共同方法偏差的问题，研究采用周浩和龙立荣（2004）建议的程序控制与统计控制方法。本研究采用不同来源的样本，通过控制测量时间、测量空间，采取匿名访问，设计反向题等方面进行程序控制。统计控制方面，使用Harman单因素检验，将全部量表中的所有题项加载在一起，进行未旋转的探索性因子分析，所有题项自动聚合，共提取出10个特征根大于1的因子，其中，第一特征根对应方差贡献率为30.29%，小于总解释变量的40%，从而可以得出本研究数据不存在共同方法偏差的影响。

2.2 各变量的描述性统计与相关分析通过对各量表得分的描述性统计及各变量Pearson双变量双侧相关性如表1所示，锻炼认同与锻炼投入存在显著的正相关（r=0.597），锻炼认同、社会支持、主观体验和锻炼投入两两之间均存在显著的正相关，研究发现，锻炼认同、社会支持、主观体验三个变量与锻炼投入的相关系数均显示很高（r=0.597，r=0.689，r=0.654），表明锻炼认同、社会支持和主观体验均能够促进个体对锻炼的投入。由此可见，锻炼认同程度高或视自己为一名锻炼者的个体对锻炼的投入必然高；老师、同学和家人的支持也能促使个体对锻炼的投入；良好的锻炼体验可以促使个体对锻炼的投入。

表1 各量表得分的描述性统计及Pearson双变量双侧相关系数表（n=545）Table 1 Descriptive statistics of scores of each scale and Pearson's bivariate biphasic relational scale（n=545）

值得注意的是，主观体验与其他各变量之间均存在显著的负相关，即未对主观锻炼体验中心理烦恼和疲劳两个维度各题项进行反向处理的总得分与其他变量存在负相关关系，并且主观体验的均值（M=62.488）高于反向处理后主观体验的均值（M=43.506）。由此可见，不良的锻炼体验会影响个体对锻炼的认同程度，从而减少对健身锻炼的投入。

2.3 中介效应分析根据理论假设，领悟社会支持与主观锻炼体验会协调锻炼认同和锻炼投入之间的联系，为了研究这一观点，本研究建立了中介效应的四个步骤，第一，锻炼认同与锻炼投入之间存在显著相关关系；第二，锻炼认同分别与主观体验、社会支持之间存在显著相关关系，且主观体验与社会支持之间存在显著相关关系；第三，在控制锻炼认同的同时，主观体验、社会支持分别与锻炼投入仍然有显著相关关系；第四，在锻炼认同和锻炼投入之间的三条中介路径上存在显著效果。

通过多元回归分析表明（表2），锻炼认同与锻炼投入存在显著关系，β=0.597，p＜0.001，即总效应显著。锻炼认同分别与社会支持、主观体验存在显著的回归关系，β=0.352，p＜0.001，β=0.260，p＜0.001，主观体验与社会支持之间也存在显著的回归关系，β=0.291，p＜0.001。在控制锻炼认同时，主观体验、社会支持分别与锻炼投入存在显著关系，β=0.375，p＜0.001，β=0.438，p＜0.001。

表2 链式中介模型分析结果（标准化）Table 2 Analysis results of chain mediation model（standardized）

2.4 中介效应的显著性检验根据上述建立的中介效应四个步骤，现进行第四步中介效应的显著性检验，采用偏差校正的百分位数的Bootstrap方法决定了是否满足锻炼认同和锻炼投入之间的三条中介路径上存在显著效果。

如表3所示，从锻炼认同到锻炼投入存在的三条路径：“锻炼认同→主观体验→锻炼投入”中介效应的95%置信区间为［0.058，0.140］，占总效应的16.248%；“锻炼认同→社会支持→锻炼投入”中介效应的95%置信区间为［0.111，0.201］，占总效应的25.795%；“锻炼认同→主观体验→社会支持→锻炼投入”中介效应的95%置信区间为［0.022，0.059］，占总效应的6.533%；三个置信区间均不包括0，总中介效应占总效应的48.576%。结合表2所述，中介效果的四个建立标准完全满足。因此，研究假设得到支持。

表3 Bootstrap的中介效应显著性检验及效应值Table 3 Significance test and effect value of the mediating effect of Bootstrap

3 讨论

3.1 问卷统计结果讨论从对弱体质大学生的调查描述性统计结果来看，锻炼认同分值区间为［9，63］，被试者均值M=41.630，SD=10.225，说明大部分弱体质大学生对健身锻炼具有较高的认同感，将健身锻炼自然地认为是一种有益于自身的社会行为，然而，从锻炼投入的描述性统计来看，锻炼投入的分值区间为［17，85］，被试者均值M=38.276，SD=8.114，各题项的均值为2.252，介于“不符合”与“一般”之间，偏向不符合，说明弱体质大学生锻炼投入程度较低。通过结合社会支持、主观体验的统计结果来看，未进行反向处理的主观体验*均值（M=62.488）高于反向处理过的主观体验均值（M=43.506），说明大部分弱体质大学生在进行健身锻炼的过程中心理烦恼与疲劳的负面感受程度较深，从而造成了弱体质大学生从心理层面对锻炼实践行为的抵触，虽然对锻炼行为有较高的价值认同，但负面的锻炼感受直接影响了锻炼投入的程度。

3.2 锻炼认同对锻炼投入的直接效应讨论锻炼认同对锻炼投入的影响在社会上得到了广泛的认可，然而，锻炼认同在国内的研究仅限于对概念的介绍及单个量表的验证［9，14］，关于锻炼认同的深入研究，底层中介的问题在很大程度上是未知的。本研究结合弱体质大学生对锻炼认知心理发展特点建立了一个多重的中介模型，以检验锻炼认同是否会以主观体验、社会支持为中介与锻炼投入产生练习。结果表明，主观体验和社会支持在锻炼认同与锻炼投入的关系中存在部分中介，锻炼认同可以正向预测主观体验、社会支持，并且，主观体验和社会支持也能正向预测锻炼投入。

锻炼认同作为个体的健身锻炼行为的重要影响因素之一，它能够促在个体身体活动方面，起着重要的积极作用［15］。同时，锻炼认同程度高的个体对自身健身锻炼活动的时间、频次投入较高，即使在退出锻炼一段时间后，也更容易重启锻炼计划和执行锻炼意向［16］。锻炼投入作为个体参与体育锻炼时间活动的心理反应，它很好的反映了个体对锻炼的价值认知、复杂体验、满足感等心理活动［17］，即锻炼投入程度受到锻炼认同程度、主观锻炼体验、锻炼价值认知的影响。从Pearson双变量双侧相关系数表中可以看出，除主观体验与其他变量呈显著的负相关关系外，其余变量之间两两呈显著的正相关关系。对假设模型进行回归分析，结果表明，锻炼认同对锻炼投入具有显著的正向预测作用，从而印证了锻炼投入受到个体对锻炼价值认知程度的影响，个体对锻炼认知程度越高其锻炼投入越高。由此说明，在目前大学体育教育过程中，应进行正确的健身锻炼价值认知方面的引导来提升锻炼投入水平，促使弱体质大学生积极参与到体育锻炼中，增强体质。

3.3 主观体验、社会支持的中介效应讨论研究结果表明，锻炼认同增强了弱体质大学生的主观体验水平，而主观体验水平也能够增强锻炼投入水平，通过Bootstrap的中介效应显著性检验，“锻炼认同→主观体验→锻炼投入”中介效应的95%置信区间为［0.058，0.140］，占总效应的16.248%，说明主观体验中介了锻炼认同与锻炼投入。良好的锻炼体验记忆可以促使弱体质大学生积极地参与到体育锻炼中，主观体验能够增强锻炼投入水平。

领悟社会支持是指个体感受到在社会中被尊重、被支持和被理解的情绪体验或满意程度，是一种主观体验到的支持［18］。随着社会支持水平的提升，高校建立了以师生关系和学生关系为核心的学校支持系统［19］，通过学校、教师、同学之间的相互影响有效地促进个体对事物的认知［20］。研究发现，锻炼认同增强了弱体质大学生的社会支持水平，而社会支持水平也能够增强锻炼投入水平，社会支持在锻炼认同与锻炼投入之间存在中介作用。该模型表明，来自教师、同学和家人的支持或创造了一个良好的健身锻炼分为能够提升弱体质大学生锻炼投入水平，积极地参与体育锻炼中，从锻炼中获得满足感。

从相关性分析来看（表1），主观体验与锻炼认同、锻炼投入呈显著的正相关关系，但未反向处理的主观体验*与锻炼认同、锻炼投入呈显著的负相关关系。主观锻炼体验作为一种非理性因素，具有较强的主观臆断，对即将进行的锻炼实践活动，个体只凭借主观直接来决定是否参与，这一决策过程受到主体经验和体验记忆的影响［21］。因此，需要理性认知系统介入其中，通过意识思维的推理让决策发生变化。通过加入社会支持对主观体验水平产生影响，从而让个体参与到锻炼实践活动中，提升个体锻炼投入水平。研究证实，主观体验和社会支持在锻炼认同与锻炼投入之间具有中介作用，“锻炼认同→主观体验→社会支持→锻炼投入”中介效应的95%置信区间为［0.022，0.059］，占总效应的6.533%。

4 结论

综上所述，本研究表明，锻炼认同水平能够正向预测弱体质大学生锻炼投入水平，此外，中介分析表明主观体验和社会支持可能是这种关系的一种可能机制。锻炼认同即可以直接影响锻炼投入，也可以通过主观体验与社会支持的中介作用对锻炼投入产生间接影响。调查发现，弱体质大学生具有正确的锻炼价值认知，但由于曾经参与体育锻炼中的不良锻炼体验，主观经验和体验记忆造成了弱体质大学生不愿参与到体育锻炼中。通过研究发现，社会支持不仅在锻炼认同与锻炼投入的关系中起中介作用，还能够间接影响主观体验与锻炼投入的关系，即通过介入理性认知系统，让决策发生变化，从而促使个体参与到体育锻炼活动中。本研究结论为解决体质健康水平低的大学生如何主动参与到体育锻炼中的决策提供了重要的实践启示。