基于計(jì)劃行為理論的大學(xué)生鍛煉行為研究

馮海濤， 鄭衛(wèi)北

（1.河北科技大學(xué)體育工作部，河北 石家莊 050018；2.河北科技大學(xué)科研處，河北 石家莊 050018）

一、引言

近年來(lái)大學(xué)生體質(zhì)下降問(wèn)題引起了社會(huì)各界的廣泛關(guān)注?！?010年中國(guó)學(xué)生體質(zhì)健康調(diào)研報(bào)告》顯示，我國(guó)大學(xué)生的體質(zhì)除坐位體前屈指標(biāo)外，爆發(fā)力、力量、耐力等身體素質(zhì)呈普遍下降趨勢(shì)［1］（P177～180）。與2005年相比，19～22歲城市男生、鄉(xiāng)村男生立定跳遠(yuǎn)成績(jī)分別平均下降1.29、0.23厘米，引體向上成績(jī)分別平均下降1.44、1.45次，1 000米跑成績(jī)分別平均下降3.37、3.09秒；城市女生、鄉(xiāng)村女生立定跳遠(yuǎn)成績(jī)分別平均下降2.72、0.92厘米，仰臥起坐成績(jī)分別平均下降3.02、2.48次／分，800米跑成績(jī)分別平均下降3.17、1.87秒。另外，城市男生、城市女生握力分別平均下降0.18、0.35千克；城市男生、城市女生、鄉(xiāng)村女生50米跑成績(jī)分別平均下降0.06、0.10、0.05秒。［2］體育運(yùn)動(dòng)的缺乏無(wú)疑是大學(xué)生體質(zhì)下降的重要原因之一。［3］（P105～107）因此，推進(jìn)大學(xué)生體育鍛煉是提升我國(guó)大學(xué)生身體素質(zhì)的一項(xiàng)重要工作。

當(dāng)前，國(guó)內(nèi)對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的研究多是基于現(xiàn)狀調(diào)查的分析，對(duì)其影響因素乃至心理機(jī)制的探討卻很有限，鑒于此，本研究以武漢市大學(xué)生為研究對(duì)象，運(yùn)用計(jì)劃行為理論探究大學(xué)生鍛煉行為的預(yù)測(cè)因素，并在此基礎(chǔ)上提出推動(dòng)大學(xué)生鍛煉的有效方案和措施。

計(jì)劃行為理論（TPB）是由阿杰恩（Ajzen）及其同事基于合理行為模型提出來(lái)的，它一直被用來(lái)預(yù)測(cè)人類(lèi)的各種健康關(guān)聯(lián)行為。Blue（1995）認(rèn)為T(mén)PB模型是解釋身體鍛煉行為特別有效的社會(huì)認(rèn)知理論架構(gòu)。［4］（P105～121）根據(jù)TPB理論，“對(duì)某一行為的態(tài)度”、“主觀規(guī)范”、“可覺(jué)知的行為控制”三個(gè)因素可以有效預(yù)測(cè)行為意圖，而行為意圖和行為之間的關(guān)聯(lián)性已經(jīng)被研究所證實(shí)（Bozionelos ＆Bennett，1999；Chatzisarantis ＆Biddle，1998）［5］（P517～529）。Hagger和Chatzisarantis（2002）研究發(fā)現(xiàn)計(jì)劃行為理論可以解釋鍛煉意圖44.5%的方差和鍛煉行為27.4%的方差。［6］（P3～32）此外，有研究表明（Bozionelos ＆Bennett，1999；Milne，Orbell，＆Sheeran，2000；Orbell ＆Sheeran，2002）將行為習(xí)慣納入TPB框架中，可以提高對(duì)鍛煉行為的預(yù)測(cè)力。［5］（P517～529）熊明生（2009）認(rèn)為鍛煉行為的實(shí)證研究應(yīng)該考察人格、社會(huì)群體關(guān)系、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位以及文化等社會(huì)心理變量對(duì)其效用的影響等。［7］（P52～57）那么對(duì)于TPB理論對(duì)身體鍛煉行為的預(yù)測(cè)，西方的研究結(jié)論在我國(guó)是否具有跨文化的一致性呢？另外，進(jìn)一步講，對(duì)于我國(guó)大學(xué)生人群是否具有同樣的預(yù)測(cè)力？這都是值得我們進(jìn)一步探討和研究的問(wèn)題。鑒于此，本研究通過(guò)測(cè)量被試樣本的TPB因素、行為習(xí)慣以及二周后的鍛煉行為，檢驗(yàn)TPB因素和行為習(xí)慣預(yù)測(cè)大學(xué)生兩周后鍛煉行為的有效性，從而揭示影響我國(guó)大學(xué)生鍛煉行為的內(nèi)部心理學(xué)機(jī)制。

二、研究對(duì)象與方法

（一）研究對(duì)象

本研究以華中師范大學(xué)、武漢理工大學(xué)、武漢大學(xué)、華中科技大學(xué)學(xué)生為被試，采取隨機(jī)抽樣，第一次調(diào)查樣本共有189人，隔2周后進(jìn)行第二次重復(fù)調(diào)查樣本共有168人，被試流失率為8.1%，復(fù)測(cè)信度為0.853（P＞0.05）。成功完成兩次調(diào)查的樣本中，男生104人，女生64人；文科生79人，理工科生89人；農(nóng)業(yè)戶口89人，非農(nóng)業(yè)戶口76人（數(shù)據(jù)缺損3人）；大一41人，大二53人，大三36人，大四38人，年齡介于18～24歲之間，平均年齡21.34歲。

（二）測(cè)量工具

1.TPB量表。TPB量表由Ajzen開(kāi)發(fā)，包括行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制感、鍛煉意圖4個(gè)分量表，共有14個(gè)題，采用Likert7點(diǎn)評(píng)分。態(tài)度量表包括2個(gè)工具性態(tài)度項(xiàng)目和3個(gè)情感性態(tài)度項(xiàng)目。本次測(cè)量Cronbachα系數(shù)為0.73。主觀規(guī)范量表由3個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成，本次測(cè)量Cronbachα系數(shù)為0.74。行為控制感量表包括3個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成，本次測(cè)量Cronbachα系數(shù)為0.89。意圖由3個(gè)項(xiàng)目組成，本次測(cè)量Cronbachα系數(shù)為0.91。

2.行為習(xí)慣問(wèn)卷。采用毛榮建編制的《鍛煉態(tài)度量表》中的行為習(xí)慣分量表，本次測(cè)量Cronbachα系數(shù)為0.87。

3.鍛煉行為。由一個(gè)項(xiàng)目組成，采用Likert7點(diǎn)評(píng)分，“在過(guò)去的兩周中，每天鍛煉至少30分鐘的天數(shù)為”。

（三）施測(cè)與數(shù)據(jù)處理

問(wèn)卷采用個(gè)別施測(cè)的方式，先進(jìn)行TPB量表和行為習(xí)慣的測(cè)量，二周后進(jìn)行鍛煉行為的測(cè)量，用標(biāo)準(zhǔn)指導(dǎo)語(yǔ)指示被試填寫(xiě)問(wèn)卷。采用SPSS17.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

三、結(jié)果分析

（一）大學(xué)生TPB因素、行為習(xí)慣與鍛煉行為在人口學(xué)變量上的差異比較

在鍛煉意圖、行為習(xí)慣和鍛煉行為3個(gè)因素上，性別差異顯著，均是男生顯著高于女生。在行為控制感、行為習(xí)慣和鍛煉行為上，不同年級(jí)的學(xué)生之間呈現(xiàn)出顯著差異，多重比較發(fā)現(xiàn)，大二、大三學(xué)生在三個(gè)因素上的得分顯著低于其他兩個(gè)年級(jí)的學(xué)生。（見(jiàn)表1）

（二）TPB因素、行為習(xí)慣與鍛煉行為間相關(guān)分析

變量間相關(guān)分析結(jié)果（見(jiàn)表2）表明，除主觀規(guī)范外，鍛煉行為態(tài)度與其他各因素相關(guān)顯著。主觀規(guī)范僅與鍛煉意圖和行為習(xí)慣呈顯著正相關(guān)，與其他因素相關(guān)不顯著。行為控制感與鍛煉意圖、行為習(xí)慣、鍛煉行為之間呈顯著正相關(guān)。鍛煉意圖、行為習(xí)慣和鍛煉行為三者彼此顯著正相關(guān)，且處于中高水平。

表1 大學(xué)生TPB因素、行為習(xí)慣與鍛煉行為在人口學(xué)變量上的差異性檢驗(yàn)（X±S）

表2 大學(xué)生TPB因素、行為習(xí)慣與鍛煉行為的相關(guān)分析結(jié)果（n＝168）

（三）鍛煉意圖和鍛煉行為對(duì)TPB因素回歸分析

為了更具體考察TPB因素對(duì)鍛煉意圖、鍛煉行為的預(yù)測(cè)作用，分別將鍛煉意圖、行為習(xí)慣作為因變量進(jìn)行回歸分析，所有自變量均經(jīng)過(guò)中心化處理，結(jié)果見(jiàn)表3。在將人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為協(xié)變量予以控制之后，將TPB因素納入回歸方程進(jìn)行預(yù)測(cè)，兩個(gè)方程的R2分別增加了45.7%、32.1%（P＜0.01）。

表3 鍛煉意圖和行為習(xí)慣對(duì)TPB因素回歸的結(jié)果（n＝168）

（四）鍛煉行為對(duì)TPB因素、鍛煉意圖和行為習(xí)慣層級(jí)回歸分析

為了更有效地預(yù)測(cè)大學(xué)生鍛煉行為，將鍛煉意圖、行為習(xí)慣作為第一層和第二層預(yù)測(cè)變量進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)鍛煉意圖與行為習(xí)慣的β值分別為0.210和0.331，P＜0.01。將TPB各因素作為第三層預(yù)測(cè)變量進(jìn)行回歸分析發(fā)現(xiàn)，主觀規(guī)范和行為控制感的β值分別為-0.054和0.191，P＜0.05。為了進(jìn)一步了解行為習(xí)慣在TPB因素與鍛煉行為之間的效應(yīng)，在第四層預(yù)測(cè)變量中納入行為習(xí)慣與TPB因素各交互項(xiàng)，結(jié)果顯示行為習(xí)慣與主觀規(guī)范交互項(xiàng)的主效應(yīng)顯著（β＝0．163，P＜0.01）。說(shuō)明行為習(xí)慣可以調(diào)節(jié)主觀規(guī)范對(duì)鍛煉行為的預(yù)測(cè)作用。（見(jiàn)表4）

為了更好地說(shuō)明行為習(xí)慣的調(diào)節(jié)效應(yīng)，將被試按行為習(xí)慣得分從高到低排序，分別取前面27%的被試作為高分組和后面27%的被試作為低分組，然后比較主觀規(guī)范和鍛煉行為的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對(duì)低行為習(xí)慣組，高主觀規(guī)范者與低主觀規(guī)范者在鍛煉行為上的差異不顯著；但是對(duì)于高行為習(xí)慣組，高主觀規(guī)范者在鍛煉行為上顯著高于低主觀規(guī)范者在鍛煉行為上的得分。

表4 鍛煉行為對(duì)TPB因素、鍛煉意圖和行為習(xí)慣層級(jí)回歸的結(jié)果（n＝168）

四、討論

（一）TPB因素、行為習(xí)慣與鍛煉行為在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量上的差異分析

研究發(fā)現(xiàn)，鍛煉意圖、行為習(xí)慣和鍛煉行為在性別上有顯著差異，均是男生高于女生，這與劉正國(guó)等人的研究相一致［8］（P563～567）。這可能受中國(guó)傳統(tǒng)思想的影響，中國(guó)傳統(tǒng)文化中要求女性文靜、不張揚(yáng)，這潛移默化地影響了女大學(xué)生參加體育鍛煉的積極性。［9］（P185～187）這一結(jié)果也提示了加強(qiáng)對(duì)女大學(xué)生體育鍛煉積極干預(yù)的必要性。在行為控制感、行為習(xí)慣和鍛煉行為上，大二、大三學(xué)生顯著低于大一、大四學(xué)生，這與于春艷的研究相一致［10］（P107～126）。這可能是因?yàn)槎?、三年?jí)是學(xué)業(yè)最為緊張的時(shí)候，可自由支配的時(shí)間有限，導(dǎo)致其行為控制感較低，其雖有較高的鍛煉意圖，但是實(shí)際發(fā)生的鍛煉行為卻相對(duì)較低。農(nóng)業(yè)戶口的學(xué)生和非農(nóng)業(yè)戶口的學(xué)生在各個(gè)因素上均無(wú)顯著性差異。傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為農(nóng)村的孩子在體育鍛煉方面差于城市的孩子，但是Bandura（1986）提出個(gè)體、行為、環(huán)境3個(gè)因素相互作用和相互影響，人們可以通過(guò)觀察和模仿而習(xí)得行為。農(nóng)村戶口的學(xué)生可能開(kāi)始在鍛煉方面意識(shí)相對(duì)薄弱，方式方法相對(duì)欠缺，但是通過(guò)模仿學(xué)習(xí)很快融入大學(xué)的鍛煉氛圍中。本研究未發(fā)現(xiàn)文科生和理工科生在各維度上的差異。

（二）TPB因素、行為習(xí)慣與鍛煉行為間相關(guān)分析

相關(guān)分析表明，行為習(xí)慣、鍛煉意圖與鍛煉行為之間呈顯著正相關(guān)，這與Hagger等人（2001，2002）和Courneya等人（1995）的研究結(jié)果相一致［6］（P3～32）。根據(jù)TPB理論，行為取決于行為意向；行為意向是由個(gè)人行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制感共同作用，行為控制感對(duì)行為產(chǎn)生一定預(yù)測(cè)作用（Ajzen，1991）。［11］（P179～211）TPB理論強(qiáng)調(diào)意圖是行為最直接和最重要的預(yù)測(cè)因素，在方向和強(qiáng)度上表達(dá)了個(gè)人的目標(biāo)動(dòng)機(jī)（Sheeran，2002）［12］（P1～36）。而Hagger等人（2002）研究發(fā)現(xiàn)將行為習(xí)慣納入TPB模型可以顯著提高其預(yù)測(cè)作用［6］（P3～32）。由此我們可以推論鍛煉意向和行為習(xí)慣是大學(xué)生鍛煉行為的重要預(yù)測(cè)源。

（三）TPB因素對(duì)鍛煉意圖和鍛煉習(xí)慣的預(yù)測(cè)作用

研究表明，鍛煉行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制感是鍛煉意圖的重要預(yù)測(cè)源，解釋了鍛煉意圖45.7%的方差，這與前人研究相一致（Hagger ＆Chatzisarantis，2002）［6］（P3～32）。主觀規(guī)范的路徑系數(shù)（β＝0.078）不顯著，這符合Bozionelos等人（1999）和Hagger等人（2001）的研究結(jié)論［5］（P517～529），造成這種結(jié)果的原因可能是大學(xué)生獨(dú)立意識(shí)增強(qiáng)，許多問(wèn)題想通過(guò)自我判斷來(lái)解決，從而忽視了主觀規(guī)范對(duì)其鍛煉意圖的影響。鍛煉行為態(tài)度的路徑系數(shù)β＝0.091，雖在0.05水平上顯著，但是偏低，造成這種現(xiàn)象的原因可能是由于宣傳教育的作用，鍛煉行為態(tài)度得分較高且相對(duì)集中（M＝4.5，SD＝0.69），從而導(dǎo)致鍛煉行為態(tài)度對(duì)鍛煉意圖的解釋力有限。行為控制感的路徑系數(shù)為0.310，P＜0.01，表明行為控制感是預(yù)測(cè)鍛煉意圖最有效的指標(biāo)之一。方敏（2011）研究發(fā)現(xiàn)行為控制感對(duì)鍛煉意圖的路徑系數(shù)為0.400（P＜0.01），行為控制感直接并部分通過(guò)鍛煉意圖作用于行動(dòng)計(jì)劃，最終影響鍛煉行為。［13］（P52～56）行為控制感的巨大解釋力源自行為控制感與自我效能類(lèi)似，自我效能與鍛煉意圖呈顯著正相關(guān)，當(dāng)個(gè)體有強(qiáng)烈的自信，相信他／她能夠保持既定的鍛煉頻度和持續(xù)時(shí)間時(shí)，他／她就會(huì)形成投入鍛煉的強(qiáng)烈意圖。自我效能感越高的個(gè)體更容易克服困難而參與體育鍛煉（McAuley ＆Jacohson，2005）。［14］（P185～191）

另外，行為控制感與主觀規(guī)范對(duì)行為習(xí)慣有顯著預(yù)測(cè)作用（β值分別為0.341和0.178，P＜0.01）。行為習(xí)慣即為體育鍛煉習(xí)慣，指鍛煉活動(dòng)成為個(gè)體的一種需要，成為一種自動(dòng)化的行為模式（張立為，2004）。行為控制感是指?jìng)€(gè)體對(duì)實(shí)施體育的難易程度的知覺(jué)，自己感到是否有充分的自主權(quán)。而行為習(xí)慣的一個(gè)重要特點(diǎn)就是持續(xù)性，需要克服如技術(shù)、能力、機(jī)會(huì)以及時(shí)間等障礙和限制，行為控制感的增強(qiáng)無(wú)疑能夠促進(jìn)行為習(xí)慣的培養(yǎng)與保持。主觀規(guī)范是指?jìng)€(gè)體對(duì)從事體育所感知到的社會(huì)壓力，即對(duì)自己有重要影響的人對(duì)體育的評(píng)價(jià)意見(jiàn)。［15］（P75～78）當(dāng)一種目標(biāo)定向行為被高頻率的重復(fù)、在相似場(chǎng)合連續(xù)出現(xiàn)并受到積極強(qiáng)化，那么它最終會(huì)變得自動(dòng)化和習(xí)慣性。習(xí)慣性行為能夠被環(huán)境線索自動(dòng)引發(fā)，而不需要意識(shí)的指導(dǎo)（Bargh ＆Chartrand，1999）。外界的評(píng)論意見(jiàn)作為環(huán)境線索，對(duì)引發(fā)習(xí)慣性行為有促進(jìn)作用，習(xí)慣性的行為的重復(fù)有助于習(xí)慣的維持和延續(xù)。

TPB因素對(duì)行為的較低的預(yù)測(cè)力招致了許多批評(píng)。批評(píng)者認(rèn)為，意向與行為之間的關(guān)系有待完善，由意向向行為的轉(zhuǎn)化可能存在其他重要變量（Bagozzi，1992）［16］（P178～204）。

（四）鍛煉行為對(duì)TPB因素、鍛煉意圖和行為習(xí)慣層級(jí)回歸的結(jié)果分析

分層回歸發(fā)現(xiàn)，鍛煉意圖與行為習(xí)慣的β值分別為0.210和0.331，P＜0.01。鍛煉意圖可以解釋鍛煉行為23%的方差，行為的大部分方差變異未能得到合理解釋。行為習(xí)慣的納入將方程解釋鍛煉行為的方差變異量提高到33.1%，顯著改善了方程的解釋力（ΔR2＝0.101，ΔF＝32.231＊＊），這與Hagger（2001，2002）等人的研究基本一致。行為習(xí)慣的發(fā)生需要更少的有意識(shí)的注意、決策和嚴(yán)謹(jǐn)?shù)耐评?。?7］（P1～14）行為習(xí)慣的出現(xiàn)處于自動(dòng)化的和無(wú)意識(shí)的認(rèn)知過(guò)程中。［18］（P53～63）由于TPB各個(gè)因素處于一種有意識(shí)狀態(tài)，忽視了人的無(wú)意識(shí)心理，導(dǎo)致了對(duì)鍛煉行為的解釋力不足。行為習(xí)慣的納入彌補(bǔ)了TPB理論的不足，增強(qiáng)了對(duì)鍛煉行為的預(yù)測(cè)力。

在第三層中，將TPB各因素納入方程，發(fā)現(xiàn)ΔR2＝0.034，ΔF＝17.378＊＊，顯著提高了方程的解釋力。其中主觀規(guī)范和行為控制感的路徑系數(shù)分別為-0.054和0.191，P＜0.05，而鍛煉行為態(tài)度路徑系數(shù)不顯著。這說(shuō)明了，主觀規(guī)范和行為控制感不僅通過(guò)鍛煉意圖間接作用于鍛煉行為，還可以直接影響鍛煉行為。行為控制感是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己所從事鍛煉行為難易程度的知覺(jué)，感到參與鍛煉是否有充分的自主權(quán)。身體鍛煉自我效能感是個(gè)體對(duì)自己積極參與身體鍛煉能力的信念，可見(jiàn)二者的確有相似性。［10］（P107～126）Ajzen和Madden（1986）認(rèn)為，行為控制感與自我效能感類(lèi)似，他們甚至認(rèn)為這兩個(gè)概念是可以互換的。［19］（P453～474）健康行動(dòng)過(guò)程取向理論（HAPA）將人的鍛煉行為分為決定前階段、決定后行動(dòng)前階段、行動(dòng)階段三個(gè)階段，而自我效能感在三個(gè)階段中都承擔(dān)了調(diào)節(jié)體育行為的重要作用。總之，行為控制感是鍛煉意圖和鍛煉行為特別重要的預(yù)測(cè)源。

第四步回歸結(jié)果顯示，行為習(xí)慣與主觀規(guī)范交互項(xiàng)的主效應(yīng)顯著（β＝0.163，P＜0.01）。說(shuō)明行為習(xí)慣可以調(diào)節(jié)主觀規(guī)范對(duì)鍛煉行為的預(yù)測(cè)作用。方差分析結(jié)果顯示，對(duì)低行為習(xí)慣組，高主觀規(guī)范者與低主觀規(guī)范者在鍛煉行為上差異不顯著；但是對(duì)于高行為習(xí)慣組，高主觀規(guī)范者顯著高于低主觀規(guī)范者在鍛煉行為上的得分。這可能是由于高行為習(xí)慣者對(duì)主觀規(guī)范更加敏感，啟動(dòng)鍛煉行為相對(duì)容易；而低行為習(xí)慣者可能缺乏鍛煉必要的技能和動(dòng)機(jī)，導(dǎo)致外界環(huán)境的影響相對(duì)較弱。

五、結(jié)論與建議

本研究主要分析了TPB因素、行為習(xí)慣和大學(xué)生鍛煉行為的關(guān)系，證實(shí)了計(jì)劃行為理論對(duì)我國(guó)大學(xué)生群體參加體育鍛煉的預(yù)測(cè)作用，并進(jìn)一步證實(shí)了計(jì)劃行為理論在納入行為習(xí)慣變量后可以顯著地提高我國(guó)大學(xué)生參與體育鍛煉的預(yù)測(cè)作用。此外研究還發(fā)現(xiàn)男生在鍛煉意圖、行為習(xí)慣、鍛煉行為上顯著高于女生；大二、大三的學(xué)生在行為控制感、行為習(xí)慣、鍛煉行為上顯著低于大一、大四的學(xué)生；學(xué)科、戶口狀況在各維度差異檢驗(yàn)中效應(yīng)不顯著。相關(guān)分析的結(jié)果顯示，除主觀規(guī)范外，鍛煉行為與其他各維度呈顯著正相關(guān)。路徑分析表明，行為習(xí)慣可以有效提高TPB對(duì)鍛煉行為的預(yù)測(cè)作用。方差分析還表明行為習(xí)慣對(duì)主觀規(guī)范與鍛煉行為的關(guān)系發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

圖1 大學(xué)生鍛煉行為影響因素路徑圖

本研究的現(xiàn)實(shí)啟示是：高?？梢酝ㄟ^(guò)有意識(shí)的控制TPB因素和行為習(xí)慣變量來(lái)有效的提高大學(xué)生參與體育鍛煉的意圖和行為，從而提高大學(xué)生的身體素質(zhì)。例如，根據(jù)本研究模型（如圖1所示），高校要盡可能多的開(kāi)設(shè)多種門(mén)類(lèi)的體育課程，從大一開(kāi)始通過(guò)多種形式的宣傳引導(dǎo)乃至一定程度上的強(qiáng)制措施來(lái)使同學(xué)們參與和體驗(yàn)各種體育項(xiàng)目，使同學(xué)們切實(shí)體會(huì)到體育的魅力和樂(lè)趣，使其從心理上對(duì)體育鍛煉形成一種正面的鍛煉態(tài)度，從而促進(jìn)學(xué)生參與體育鍛煉的意圖和行為；充分發(fā)揮體育教師的作用，調(diào)動(dòng)高校體育教師積極性，嚴(yán)格體育課考核機(jī)制，通過(guò)幫助學(xué)生切實(shí)提高運(yùn)動(dòng)技能來(lái)提高學(xué)生參與體育運(yùn)動(dòng)的行為控制感，從而促進(jìn)學(xué)生參與體育鍛煉的意圖和行為。學(xué)校要重視體育工作，要在校內(nèi)培育多種有影響力的品牌賽事，重視校園明星效應(yīng)，充分利用體育的宣傳、教育功能，營(yíng)造良好的、相互影響、相互促進(jìn)、相互競(jìng)爭(zhēng)的體育文化氛圍，由此來(lái)提高同學(xué)們參與體育鍛煉的主觀規(guī)范，從而促進(jìn)學(xué)生參與體育鍛煉的意圖和行為。通過(guò)以上措施可以提高同學(xué)們的行為控制感和主觀規(guī)范，并促進(jìn)學(xué)生形成良好的鍛煉習(xí)慣，良好鍛煉習(xí)慣的形成則能夠進(jìn)一步提高學(xué)生參與鍛煉行為的預(yù)測(cè)作用；主觀規(guī)范與鍛煉習(xí)慣產(chǎn)生的交互效應(yīng)會(huì)使學(xué)生參與體育鍛煉的行為事半功倍。因此采取多種手段，從低年級(jí)開(kāi)始就重視學(xué)生鍛煉習(xí)慣的培養(yǎng)，是提高學(xué)生參與體育鍛煉行為非常重要的一個(gè)環(huán)節(jié)。此外高校要注重提高女生參加體育鍛煉的積極性，開(kāi)發(fā)適宜女生參與的體育項(xiàng)目，并提供場(chǎng)地和設(shè)施；要合理安排大學(xué)課程，平衡各個(gè)年級(jí)的學(xué)業(yè)任務(wù)，從而為各年級(jí)的學(xué)生提供充足的時(shí)間和精力參與體育鍛煉。

［1］秦中梅.大學(xué)生體質(zhì)健康現(xiàn)狀與對(duì)策［J］.西南師范大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2009，（2）.

［2］中華人民共和國(guó)教育部.教育部關(guān)于2010年全國(guó)學(xué)生體質(zhì)與健康調(diào)研結(jié)果公告［EB／OL］.http：／／www.moe.gov.cn／publicfiles／business／htmlfiles／moe／s5948／201109／124202.html，2011-08-29.

［3］李英玲.大學(xué)生體質(zhì)下降的內(nèi)外因素與高校體育課程干預(yù)措施研究［J］.廣州體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2007，（2）.

［4］Blue，C.L..The Predictive Capacity of the Theory of Reasoned Action and Theory of Planned Behaviour in Exercise Research：An Integrated Literature Review［J］.Research in Nursing and Health，1995，（18）.

［5］Bozionelos，G.，Bennett，P..The Theory of Planned Behaviour as a Predictor of Exercise［J］.Journal of Health Psychology，1999，（4）.

［6］Hagger，M.S.，Chatzisarantis，N.L.D.，Biddle，S.J.H..A Meta-analytic Review of the Ories of Reasoned Action and Planned Behaviour in Physical Activity：Predictive Validity and the Contribution of Additional Variables［J］.Journal of Sport ＆Exercise Psychology，2002，（1）.

［7］熊明生，周宗奎.鍛煉行為理論的評(píng)價(jià)與展望［J］.武漢體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2009，（4）.

［8］劉正國(guó)，李 莉.大學(xué)生體育鍛煉態(tài)度對(duì)其鍛煉行為影響的預(yù)測(cè)［J］.首都體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2011，（6）.

［9］汪明旗.女大學(xué)生體育鍛煉的意識(shí)與行為研究［J］.教育與職業(yè)，2006，（30）.

［10］于春艷.青少年體育鍛煉行為的影響因素［J］.浙江體育科學(xué)，2012，（1）.

［11］Ajzen，I..The Theory of Planned Behaviour［J］.Organizational Behaviour and Human decision Process，1991.

［12］Sheeran P..Intention-behaviour Relations：A Conceptual and Empirical Review［J］.European Review of Social Psychology，2002，（1）.

［13］方 敏.基于計(jì)劃行為理論拓展模型的青少年鍛煉行為研究［J］.武漢體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2011，（4）.

［14］McAuley，E.，Jacohson，L..Self-efficacy and Exercise Participation in Sedentary Adult Fem-ales［J］.American Journal of Health Promotion，2005，（3）.

［15］彭彥銘，李正中，郭志平.體育傾向性的結(jié)構(gòu)和量表編制［J］.武漢體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2008，（7）.

［16］Bagozzi，R.P..The Self-regulation of Attitudes，Intentions，and Behaviour［J］.Social Psychology Quarterly，1992，（1）.

［17］Arts，H.，Verplanken，B.，Van Kippenberg，A..Habit Information Use in Travel Mode Choices［J］.Acta Psychologica，1997，（96）.

［18］Aarts，H.，Dijksterhuis，A..Habits as Knowledge Structures：Automaticity in Goal-directed Behaviour［J］.Journal of Personality and Social Psychology，2000，（78）.

［19］Ajzen，I.，Madden，T.J..Prediction of Goal-directed Behavior：Attitudes，Intentions and Pe-rceived Hehavioral Control［J］.Journal of Experimental Social Psychology，1986，（6）.