性別角色、主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾與鍛煉行為:鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/h1>
2016-04-06 09:39:37董寶林張歡
天津體育學(xué)院學(xué)報 2016年5期
董寶林，張歡
性別角色、主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾與鍛煉行為:鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>
董寶林，張歡
整合社會性別理論、社會認(rèn)知理論、鍛煉行為理論等，在考察性別角色對大學(xué)生鍛煉行為影響的基礎(chǔ)上，檢驗主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型。采用大學(xué)生性別角色量表、主觀鍛煉體驗量表、運(yùn)動承諾量表和體育活動等級量表，對以浙江省、江蘇省、上海市為例的908名大學(xué)生（年齡=20.46±2.525；男生407人，女生501人）進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果表明:性別角色、主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾是大學(xué)生鍛煉行為的前因變量，三者對鍛煉行為的直接影響皆達(dá)顯著水平（P＜0.001）。比較發(fā)現(xiàn)，主觀鍛煉體驗對鍛煉參與頻率的影響較大，而性別角色和運(yùn)動承諾對學(xué)生鍛煉持續(xù)時間的影響較大；在性別角色影響大學(xué)生的鍛煉行為時，主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾分別具備部分中介效應(yīng)，其效果量分別為總效應(yīng)的25.00%和24.17%，而且，主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著，其效果量為總效應(yīng)的21.11%，即間接效應(yīng)為總效應(yīng)的70.28%。結(jié)論:主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾是緩解傳統(tǒng)性別角色觀念對大學(xué)生鍛煉行為消極影響的有力因素；從認(rèn)知的角度改變大學(xué)生傳統(tǒng)的性別角色觀，同時豐富鍛煉體驗、激發(fā)運(yùn)動承諾，可能是促進(jìn)大學(xué)生踐行體育鍛煉的一個有效途徑。
大學(xué)生；性別角色；主觀鍛煉體驗；運(yùn)動承諾；鍛煉行為；中介效應(yīng)
2006年教育部啟動“全國億萬學(xué)生陽光體育運(yùn)動”（教體藝〔2006〕6號），旨在鼓勵學(xué)生走向操場、走進(jìn)大自然、走到陽光下、形成良好的體育鍛煉習(xí)慣。但仍有相當(dāng)一部分大學(xué)生對體育鍛煉存有消極、倦怠等抵觸情緒，導(dǎo)致經(jīng)常參加鍛煉的大學(xué)生比例不足三成[1-3]。大學(xué)生體育活動狀況發(fā)展盤散行汲，不僅使學(xué)生身心健康的全面發(fā)展后繼無力，還與終身體育的健康理念背道而馳。2016年國務(wù)院“關(guān)于強(qiáng)化學(xué)校體育促進(jìn)學(xué)生身心健康全面發(fā)展的意見”明確指出，學(xué)校體育應(yīng)以“天天鍛煉、健康成長、終身受益”為目標(biāo)，健全學(xué)生人格品質(zhì)[4]。近年來，國內(nèi)外在大學(xué)生鍛煉行為的影響機(jī)制及改善策略等方面展開深入探討，其成功經(jīng)驗告訴我們:尋求鍛煉行為的促進(jìn)路徑應(yīng)綜合考量個體、環(huán)境和社會準(zhǔn)則等因素的交互效應(yīng)，以保障干預(yù)策略更為合理、實(shí)效[5-6]。引導(dǎo)大學(xué)生積極踐行體育鍛煉、避免久坐生活方式，關(guān)系到國民綜合素質(zhì)和公共衛(wèi)生的健康發(fā)展[7-8]。那么，在全民健身國家戰(zhàn)略背景下，歸因考察大學(xué)生鍛煉行為的內(nèi)生和外生因素，有利于大學(xué)生健康行為習(xí)慣的建立與鞏固，有利于大學(xué)生社會化人格的良性發(fā)展，是高校體育亟待攻關(guān)的一項重要議題。
隨著認(rèn)知心理學(xué)發(fā)展，學(xué)者發(fā)現(xiàn)性別角色（Gender-Role）這一要素對鍛煉行為發(fā)揮著決定性作用[9]。性別角色是社會根據(jù)性別而規(guī)定的行為及思維模式，代表著個體社會性別[10-11]。早期傳統(tǒng)性別角色觀認(rèn)為，只有男性化的男性和女性化的女性才擁有最健康的心理特質(zhì)和行為模式[12-14]。然而，隨著性別角色理論演進(jìn)，學(xué)者對這種兩極劃分的傳統(tǒng)假設(shè)提出質(zhì)疑，并在性別角色理論重構(gòu)中引入“雙性化”這一維度，認(rèn)為同時擁有男性和女性特質(zhì)者，即雙性化者具有更合理的社會行為模式，是最理想的性別角色類型[15-16]。雙性化概念的提出在后續(xù)論證中得到認(rèn)同，尤其BEM編制首個含雙性化概念的性別角色量表（Bem' s Sex Role Inventory，BSRI）使定量評估性別角色成為可能[17]。BSRI由男性化、女性化及起干擾作用的中性詞3個分量表構(gòu)成，依男性化、女性化得分將性別角色分為男性化、女性化、雙性化和未分化[18]。此后，學(xué)者利用該工具證實(shí)了:男性化突出者具備較好的鍛煉堅持性[19]；女性化突出者擁穩(wěn)定的運(yùn)動友誼[19-20]；雙性化突出者的鍛煉內(nèi)容更廣泛、鍛煉行為更規(guī)范、運(yùn)動人際更和諧[21-22]；未分化被視為最差的人格類型，常伴有消極的自我調(diào)節(jié)能力、較重的社交障礙、較低的主觀幸福感，較差的鍛煉堅持性[23-25]。
既有研究發(fā)現(xiàn)，不同性別角色群體會表現(xiàn)不同鍛煉行為特征，而相同性別角色群體的鍛煉行為也會存在一定差異[26]。該結(jié)果或因個體認(rèn)知系統(tǒng)中不同的主觀體驗所致[27]。（1）主觀體驗（Subjective Experience）是個體對過去鍛煉情緒的感受和印象[28]。在過去鍛煉活動中享有正性體驗者會有較強(qiáng)的鍛煉欲望，并伴有渴望反復(fù)踐行的鍛煉動機(jī)，而缺乏積極體驗者面鍛煉活動會具有既定的、一貫的認(rèn)知反應(yīng)，常表現(xiàn)出排斥、退縮等消極傾向，甚至制約鍛煉實(shí)踐[29]。足見，以往鍛煉形成特定的情緒體驗（滿足、無味、疲勞等），可以通過認(rèn)知信息加工來預(yù)感未來行為表象，正如情緒記憶理論所言，既有生活事件引發(fā)的情緒會產(chǎn)生認(rèn)知記憶系統(tǒng)，該系統(tǒng)有助于認(rèn)知的重構(gòu)與適應(yīng)，并可指導(dǎo)未來行為方式[30-31]。（2）性別角色還能決定個體的主觀體驗。現(xiàn)代期望價值理論認(rèn)為，性別角色會影響價值認(rèn)知和目標(biāo)期望，而影響主觀體驗和活動執(zhí)行[25，32-33]。相較而言，雙性化特質(zhì)者的社會適應(yīng)性更強(qiáng)、身體意象更合理、主觀體驗更積極[34]，正如前人所言，性別角色對個體造成的負(fù)面影響會使之產(chǎn)生沖突而影響情緒體驗和心理資源[35]。性別角色觀念會在社會文化的兩性規(guī)范性期望下影響個體生活的感受、態(tài)度和價值取向，進(jìn)而影響并指導(dǎo)未來的社會行為。
另外，人們在探討鍛煉行為影響機(jī)制時發(fā)現(xiàn)，運(yùn)動承諾在社會認(rèn)知與鍛煉行為間同樣充當(dāng)著中介的角色[36]。（1）運(yùn)動承諾（Sport Commitment）是保持鍛煉堅持度、避免鍛煉退出的有力因素，折射了個體鍛煉的意圖和動機(jī)強(qiáng)度[37]。運(yùn)動承諾是渴望并決心繼續(xù)參加鍛煉的一種心理動因，具有改善鍛煉行為、緩解心理疲勞和運(yùn)動倦怠、保持鍛煉投入狀態(tài)等功效[23，38]。正如合理行動理論強(qiáng)調(diào)的，承諾是個體的行為意向，它會通過對結(jié)果的評估來決定或選擇未來的行為方式，并對外顯行為產(chǎn)生強(qiáng)烈影響[39]。（2）性別角色是影響運(yùn)動承諾的一個影響因素。一般來說，雙性化類型者的運(yùn)動意向更明確、參與動機(jī)更強(qiáng)烈、運(yùn)動承諾更堅定[40]，而未分化特質(zhì)者的運(yùn)動責(zé)任感較低，常因不穩(wěn)定的意志而將自我陷入人際困擾中，抑制鍛煉承諾感[41-43]?？傊?，性別角色體現(xiàn)了大學(xué)生一種人格傾向，理想的性別角色觀總會伴隨著積極的心理資源，并指導(dǎo)個體社會行為更積極、健康[44]。
鍛煉心理學(xué)認(rèn)為，人們傾向于在已有行為體驗的基礎(chǔ)上制定行為方案、評估未來事件，并決定行為執(zhí)行與否[45]。個體從事社會行為的非理性因素往往會影響理性因素，簡言之，主觀鍛煉體驗是運(yùn)動承諾的先行變量。研究表明，積極的鍛煉體驗有助于增強(qiáng)鍛煉意向，使個體更傾向于堅持鍛煉；消極的鍛煉體驗會抑制鍛煉意向、弱化動機(jī)強(qiáng)度、制約計劃實(shí)施而產(chǎn)生退縮傾向；鍛煉常感心理疲勞者會降低鍛煉意向而動搖鍛煉承諾，對行為堅持性產(chǎn)生負(fù)面影響[46-47]。據(jù)此推測:性別角色、主觀體驗、運(yùn)動承諾可能是大學(xué)生鍛煉行為的前因要素。類似研究在其他領(lǐng)域已然得到證實(shí)[33，35，48]，而在鍛煉領(lǐng)域以大學(xué)生為被試，考察性別角色、主觀體驗、運(yùn)動承諾對鍛煉行為綜合影響的研究尚付闕如?；诖?，研究構(gòu)架觀念（見圖1），并試圖解決兩大問題:（1）性別角色、主觀體驗、運(yùn)動承諾對大學(xué)生鍛煉行為有何直接影響；（2）在性別角色影響鍛煉行為時，主觀體驗、運(yùn)動承諾是否具備鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。高校是大學(xué)生人格社會化發(fā)展的關(guān)鍵時期，本文旨為豐富體育行為研究有所裨益，亦為相關(guān)部門制定決策提供思路與參考。
圖1 觀念構(gòu)架模型Fig.1Model of Conceptual Framework
1 研究對象與方法
1.1 被試
依據(jù)分層整群隨機(jī)抽樣原則，以浙、滬、蘇1 000名大學(xué)生為被試，抽樣時保證被試學(xué)校類別和學(xué)科的代表性，調(diào)查共回收943份量表。以“應(yīng)答條目率不足85%”“規(guī)則性填答”或“填答明顯有問題”等為無效量表的判定標(biāo)準(zhǔn)，確定有效量表908份，有效率96.29%。其中，年齡（20.46±2.525）歲；男407人，女501人；大一230人，大二297人，大三216人，大四165人。
1.2 測量工具
1.2.1 中國大學(xué)生性別角色量表參照劉電芝《大學(xué)生性別角色量表》（Chinese College Students'Sex-role Inventory，CSRI-50）[10]。量表以BEM性別角色理論模型為基礎(chǔ)，經(jīng)漢化、修譯、編制而成，共50個題項（男性化、女性化分量表各16個題項，中性化18個題項），采用Likert7點(diǎn)法，從“完全不符合～完全符合”依次計1～7分，被試性別角色類型依據(jù)劉電芝“選取各分量表得分均值”的均值判定標(biāo)準(zhǔn)（M=Male，F(xiàn)=Female，N=Neutralization），即1=雙性化（M≥4.8，F(xiàn)≥5.0）；2=男性化（M≥4.8，F(xiàn)＜5.0）；3=女性化（M＜4.8，F(xiàn)≥5.0）；4=未分化（M＜4.8，F(xiàn)＜5.0）。
測得題項偏度絕對值0.058～1.607，峰度絕對值0.023～2.955，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.113。探索性因子分析（EFA）4因素男性化分量表累積貢獻(xiàn)率69.427%，KMO=0.929，Bartlett球形檢驗（Chi-Square=4281.001，df=120，P＜0.001），驗證性因子分析（CFA）4因素模型x2=374.854，df=98，x2/df=3.825（P=0.000），GFI=0.912，NNFI=0.920，IFI=0.935，CFI=0.934，SRMR=0.0436，RMSEA=0.079；EFA分析3因素女性化分量表累積貢獻(xiàn)率66.226%，KMO=0.932，Bartlett球形檢驗（Chi-Square=4416.660，df=120，P＜0.001），CFA分析3因素修訂模型x2=414.706，df= 101，x2/df=4.106（p=0.000），GFI=0.903，NNFI=0.901，IFI=0.905，CFI=0.905，SRMR=0.0463，RMSEA=0.075。量表Cronbach's α= 0.953，分半信度=0.877，分量表αM=0.930，αF=0.924，αN=0.799的分半信度分別為0.889、0.845和0.787。
1.2.2 大學(xué)生運(yùn)動承諾量表參照陳善平修訂的《運(yùn)動承諾量表》（Exercise Commitment Checklist，ECC）[49]。量表含鍛煉承諾、鍛煉樂趣、個人投入、社會約束、參與機(jī)會5個維度15個題項（每個維度3個題項），采用Likert5點(diǎn)法，從“非常不同意”“不同意”“既不同意也不反對”“同意”和“非常同意”分計1～5分，總分表示被試體育鍛煉情境中的運(yùn)動承諾水平。
測得題項偏度絕對值在0.050～0.704內(nèi)，峰度絕對值在0.005～1.098內(nèi)，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.015。EFA分析5因素量表累積貢獻(xiàn)率68.987%，KMO=0.948，Bartlett球形檢驗（Chi-Square= 5584.576，df=105，P＜0.001），CFA分析5因素模型x2=389.680，df=80，x2/df=4.871（P=0.000），GFI=0.880，NNFI=0.908，IFI= 0.930，CFI=0.930，SRMR=0.0417，RMSEA=0.074。量表Cronbach's α=0.949，分半信度0.948，分量表α為0.815～0.907，分半信度為0.798～0.896，題總相關(guān)0.497～0.864（P＜0.01）。
1.2.3 主觀鍛煉體驗量表借鑒吳洲陽等人的理論觀點(diǎn)[48]，選用MCAULEY《主觀鍛煉體驗量表》（Subjective Exercise Experience Scale，SEES）[31]中的“積極幸福感”“心理困擾”2個分量表，采用典型互譯程序修譯量表。首先，由2位了解主觀體驗理論且精通兩種語言的譯者將題項漢化，盡可能減少譯后中文條目的跨文化、跨語言偏見；然后，由4位精通兩種語言且精通鍛煉心理學(xué)的專家校正、修訂譯后中文條目；再次，由2位母語為英語且未見過SEES的高校外教將譯后的中文條目回譯成英文，將反譯后的版本與原英文量表進(jìn)行對照、比較；最后，反復(fù)進(jìn)行上述三步驟互譯，直至所有中英文條目的語義、內(nèi)涵、表述匹配。積極幸福感和心理困擾各維度4個題項（共8個題項）采用Likert7點(diǎn)法，從“一點(diǎn)也不”到“的確如此”分計1～7分。各維度得分表示被試在該維度的鍛煉體驗水平。
“積極幸福感”和“心理困擾”是作為積極體驗和消極體驗兩個相反體驗的評估指標(biāo)，因此，將心理困擾各題項反向處理后，與積極幸福感各題項得分之和作為量化主觀鍛煉體驗的指標(biāo)，測得題項偏度絕對值0.538～1.123，峰度絕對值0.117～0.772，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.448。EFA分析累積貢獻(xiàn)率79.481%，KMO=0.867，Bartlett球形檢驗（Chi-Square=2666.409，df=28，P＜0.001），采用Harman單因素檢驗法得第一公因子解釋了變異的38.155%，各題項負(fù)荷均＞0.657，無跨因素和跨文化情況。驗證性因子分析x2=125.064，df=19，x2/df=4.582，SRMR=0.0468，GFI= 0.940，NNFI=0.941，IFI=0.960，CFI=0.960，RMSEA=0.071。總量表Cronbach's α=0.838，分半信度=0.815，分量表α為0.905和0.911，分量表分半信度0.913和0.904，題總相關(guān)0.366～0.663（P＜0.01）。
1.2.4 體育活動等級量表修訂梁德清《體育活動等級量表》（Physical Activity Rating Scale，PARS-3）[50]。量表主要從強(qiáng)度、時間、頻率3個方面評定被試的運(yùn)動量情況。結(jié)合研究目的，以運(yùn)動量得分作為被試鍛煉行為的評定指標(biāo)，并沿用公式“強(qiáng)度×?xí)r間×頻率”來量化鍛煉行為情況（最高分為100分、最低分為0分），各指標(biāo)皆分5個等級，強(qiáng)度與頻率從1～5等級分記1～5分，時間從1～5等級分計0～4分。測得題項偏度絕對值在0.125～0.395范圍內(nèi)，峰度絕對值在0.106～0.861范圍內(nèi)，標(biāo)準(zhǔn)差最小值0.835。量表Cronbach's α=0.839，分半信度=0.816，題總相關(guān)0.658～0.842（P＜0.01）。
1.3 施測過程
依據(jù)方便取樣原則，于2016年5月15至30日，采用集體統(tǒng)一測試與個別單獨(dú)測試相結(jié)合的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)采集。施測前解釋指導(dǎo)語并保證被試自愿參加，填答時間4 min，填寫完畢當(dāng)場回收。施測中獲得被試一般人口統(tǒng)計學(xué)資料（如性別、年齡等）。
1.4 數(shù)據(jù)采集與分析
將所得數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS22.0統(tǒng)計軟件。通過一系列統(tǒng)計分析實(shí)現(xiàn)研究所需。利用分步驟層次回歸分析檢驗鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，需逐步驗證3個必要條件:①自變量、中介變量分別對因變量的回歸效應(yīng)必須皆顯著；②自變量對中介變量的回歸效應(yīng)必須顯著。③自變量與中介變量交互作用對因變量的回歸效應(yīng)必須顯著。遵循方杰、溫忠麟中介效應(yīng)檢驗的理論觀點(diǎn):若中介變量介入，自變量對因變量的回歸系數(shù)降低＝0，說明中介變量具備完全中介效應(yīng)；若自變量對因變量的回歸系數(shù)下降但≠0，則表示中介變量具備部分中介效應(yīng)[51-52]。
2 結(jié)果
2.1 性別角色、主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾對鍛煉行為的直接影響
相關(guān)性分析顯示（見表1），性別角色、主觀鍛煉體驗（積極幸福感、心理困擾）、運(yùn)動承諾（各維度）與鍛煉行為各指標(biāo)均顯著相關(guān)（P＜0.01）。細(xì)化比較:性別角色與持續(xù)時間負(fù)相關(guān)較密切（r=-0.414）；積極幸福感（r=0.456）、心理困擾（r=-0.466）與鍛煉頻率相關(guān)較密切；運(yùn)動承諾各指標(biāo)與持續(xù)時間正相關(guān)較密切，尤其個體投入與持續(xù)時間（r=0.571）正相關(guān)系數(shù)最高。
表1 Pearson雙變量雙側(cè)相關(guān)系數(shù)表Tab.1Statistics of Pearson Correlation Coefficient
以性別角色為自變量，分別以主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾和鍛煉行為為因變量，采用強(qiáng)行進(jìn)入法進(jìn)行回歸分析（見表2）:性別角色對主觀鍛煉體驗（F（1，906）=93.251）、運(yùn)動承諾（F（1，906）= 191.637）和鍛煉行為（F（1，906）=67.370）的回歸效應(yīng)顯著（P＜0.001），分別解釋了變異的17%、30%和13%。
表2 性別角色分別對主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾、鍛煉行為的回歸分析Tab.2Regression Analysis of Gender-Role on Subjective Experience，Sport Commitment，and Exercise Behavior
2.2 主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗
為檢驗主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾在性別角色影響鍛煉行為時的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，借鑒前人分步驟層次回歸分析的中介效應(yīng)檢驗程序[53-54]，先檢驗主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾分別在性別角色影響鍛煉行為時的中介效應(yīng)，再檢驗主觀鍛煉體驗-運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。
（1）在上述回歸分析基礎(chǔ)上進(jìn)行如下兩步驟層次回歸分析（見表3）:第一步回歸分析表明:性別角色對鍛煉行為的回歸顯著（F（1，906）=67.370，β=-0.360，P＜0.001），解釋了變異的13%；第二步回歸分析表明:性別角色與主觀鍛煉體驗交互（F（2，904）= 83.437，T1=-4.300，T2=9.313）、性別角色與運(yùn)動承諾交互（F（2，904）= 88.848，T1=-2.217，T2=9.805）對鍛煉行為的回歸效應(yīng)皆顯著（P＜0.001），分別解釋了變異的27%和28%。綜合來看，因主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾的分別介入，性別角色對鍛煉行為回歸系數(shù)分別降至-0.190和-0.106（原-0.360），ΔR2分別為0.14和0.15。由此證實(shí)，主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾在性別角色影響鍛煉行為時分別具備顯著的部分中介效應(yīng)。
表3 性別角色、主觀鍛煉體驗分別對運(yùn)動承諾的層次回歸分析Tab.3Hierarchical Regression Analysis of Gender-Role and Subjective Experience on Sport Commitment
（2）進(jìn)行如下三步驟層次回歸分析（見表4）:因主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾的逐步介入，性別角色對鍛煉行為回歸系數(shù)經(jīng)-0.190（F（2，906）=83.437，p=0.000）降至-0.102（F（3，904）=61.481，P= 0.029），且各層次中的自變量對鍛煉行為回歸皆顯著，逐層解釋了變異的27%和30%，ΔR2逐層為0.14和0.03。由此證實(shí)，主觀鍛煉體驗-運(yùn)動承諾在性別角色影響大學(xué)生鍛煉行為時的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。
表4 性別角色、主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾對鍛煉行為層次回歸分析Tab.4Hierarchical Regression Analysis of Gender-Role，Subjective Experience，and Sport Commitment on Exercise Behavior
從性別對鍛煉行為的影響路徑及效應(yīng)看（見表5），性別角色對鍛煉行為的直接影響效應(yīng)為0.107，間接效應(yīng)（中介效應(yīng)之和[52]）為0.253，總效應(yīng)（直接效應(yīng)與間接效應(yīng)之和）為0.360，三條中介效應(yīng)路徑的效果量（中介效應(yīng)值與總效應(yīng)之比）分別為25.00%、24.17%和21.11%。
表5 性別角色對鍛煉行為的影響路徑及效應(yīng)分解表Tab.5Influence Path and Effect Decomposition of Gender-role on Exercise Behavior
遵循項目組合技術(shù)（Item Parceling）[55]，對性別角色、主觀鍛煉體驗進(jìn)行打包處理，利用AMOS22.0軟件構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型，旨在從直觀的結(jié)構(gòu)層面揭示各前因變量對鍛煉行為的綜合影響。模型擬合指標(biāo):x2=208.506，df=59，x2/df=3.534＜5，擬合優(yōu)度指標(biāo):GFI=0.902，NFI=0.916，NNFI=0.904，IFI=0.928，CFI=0.927（均＞0.9），近似誤差均方根RMSEA=0.071＜0.08，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR=0.0423＜0.05，說明所構(gòu)模型較好的適配性和簡潔性。
圖2 主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型（項目組合）Fig.2Model of Chain Mediating Effect（Item Parceling）
3 討論
3.1 直接影響效應(yīng)討論
性別角色是在社會文化規(guī)范的影響下知覺適合于男性和女性行為、活動及任務(wù)系統(tǒng)的態(tài)度和情感傾向，是大學(xué)生鍛煉行為的一個內(nèi)生要素，與前人觀點(diǎn)一致[35，42]。分析表明，雙性化個體的鍛煉最頻繁、強(qiáng)度最合理、最具堅持性，而后依次為男性化、女性化、未分化個體。相較而言:雙性化個體在認(rèn)知靈活性、獨(dú)立創(chuàng)造性、社會適應(yīng)性、自信心和應(yīng)對能力、人際交往能力等方面均優(yōu)于其他性別角色類型者，在鍛煉時會因較好的勝任感和人際支持而表現(xiàn)出積極的鍛煉堅持性和參與熱情。正如雙性化模型強(qiáng)調(diào)的:雙性化者具有其他性別特質(zhì)無法比擬社會適應(yīng)能力，在社會行為的基本表現(xiàn)和情感上更益于人的發(fā)展[56]；單性化（男性化、女性化）者鍛煉行為的態(tài)度和情感傾向更符合一貫社會性別規(guī)范的期望，但皆因相對極化的認(rèn)知偏好而略差于雙性化者，如男性化者雖挑戰(zhàn)欲和好勝心強(qiáng)、鍛煉行為更自我，但鍛煉人際環(huán)境卻不穩(wěn)定，而女性化者雖能建立穩(wěn)定的鍛煉人際，但卻受傳統(tǒng)性別角色觀念的影響而表現(xiàn)出低頻率、小強(qiáng)度等鍛煉行為[57]；未分化者因綜合了男性化、女性化的消極特質(zhì)而具有最差的心理健康水平，常因自我否定、自我孤立、缺乏自信而在體育鍛煉中表現(xiàn)出抵觸、拖延、退縮等消極行為傾向，亦不具備鍛煉的堅持性（r持續(xù)時間=-0.414）。
主觀鍛煉體驗是鍛煉行為的一個決定因素。數(shù)據(jù)表明，具有積極鍛煉體驗者能正確理解鍛煉的價值和意義，能夠知覺到體育鍛煉對塑造自我概念的效益，并在認(rèn)知信息的加工與重構(gòu)中形成頻繁、穩(wěn)定、積極的鍛煉行為；反觀之，存有消極鍛煉體驗者則無法理解體育鍛煉的本體效益和社會價值，對體育鍛煉的功效存在認(rèn)知偏倚，會阻滯體育鍛煉踐行而難于形成積極、有規(guī)律鍛煉行為。體驗哲學(xué)認(rèn)為，體驗是認(rèn)知、心智對身體的依賴，是人們從身體緯度來感知世界、認(rèn)識世界，并以此改變世界的心理資源[58]?？梢姡饔^鍛煉體驗源于大學(xué)生既有鍛煉的感知和認(rèn)識，并會對未來鍛煉產(chǎn)生強(qiáng)烈的影響，持有積極的主觀體驗者常會有反復(fù)踐行體育鍛煉（r積極幸福感-鍛煉頻率=0.456），而持有消極的主觀體驗者會抵觸甚至退出體育鍛煉，進(jìn)而制約參與鍛煉的頻率（r心理困擾-鍛煉頻率=-0.466），所得結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[30-31]。
運(yùn)動承諾是大學(xué)生從事體育活動的先行思維，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[36，49]。鍛煉心理學(xué)認(rèn)為，承諾是一種高層次的行為態(tài)度，會在認(rèn)知的加工與重構(gòu)中改變行為模式，并形成經(jīng)過深思熟慮后的行為[28，59]。通常情況下，能夠投入于體育鍛煉而不愿抽身離開的鍛煉者持有積極的鍛煉行為認(rèn)同，往往具備較好的能力效能感和鍛煉樂趣體驗，能在每次鍛煉時將身心高度統(tǒng)一地沉浸并樂在其中，進(jìn)而自然地促進(jìn)鍛煉行為、保障充足的鍛煉時長（r個體投入-持續(xù)時間=0.571，r鍛煉樂趣-持續(xù)時間=0.549）；對體育鍛煉持有渴望心態(tài)的鍛煉者存有強(qiáng)烈的鍛煉角色認(rèn)同，往往具備相對理性的體育價值認(rèn)知，能在目標(biāo)導(dǎo)向的影響下珍視每一次鍛煉的參與機(jī)會，進(jìn)而表現(xiàn)出較好的鍛煉行為和鍛煉堅持性（r鍛煉承諾-持續(xù)時間=0.526，r參與機(jī)會-持續(xù)時間=0.557）；社會約束源于社會引發(fā)的期望和規(guī)范，有助于個體產(chǎn)生鍛煉責(zé)任感、獲得社會認(rèn)同，進(jìn)而成為促進(jìn)大學(xué)生體育鍛煉踐行的一個有力因素。鍛煉堅持認(rèn)知決策模型認(rèn)為，運(yùn)動承諾是影響個體鍛煉行為的一種內(nèi)在動力，更是鍛煉堅持性的最直接預(yù)測源[60]，研究證實(shí)了該理論的普適性，與前人觀點(diǎn)一致[48]。
3.2 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)討論
（1）主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾在性別角色影響鍛煉行為時分別具備部分中介效應(yīng)，其效果量分別為25.00%和24.17%。性別角色觀念決定了大學(xué)生對社會行為的認(rèn)知態(tài)度和選擇方式，反映了社會文化對男性和女性行為的規(guī)范與期待，是主觀鍛煉體驗和運(yùn)動承諾的一個前導(dǎo)因素，既可以直接的方式影響鍛煉行為，還可通過主觀鍛煉體驗或運(yùn)動承諾的介導(dǎo)機(jī)制而間接影響鍛煉行為。
①雙性化是社會能動性與合群性的最佳平衡過程，是兩性心理氣質(zhì)社會功能的動力性和系統(tǒng)性協(xié)調(diào)[61]。雙性化者集合了女性化、男性化的優(yōu)質(zhì)特質(zhì)，具有敏銳的洞察能力、較強(qiáng)的社會應(yīng)對能力、靈活的社交能力，他們對體育價值、意義、功能等具備理性的認(rèn)知，在鍛煉中能夠通過調(diào)控自身的情感變化來保持積極、快樂、愉悅的滿足體驗，亦能夠通過積極鍛煉狀態(tài)和參與意向的自我激發(fā)而保持鍛煉的內(nèi)在動力，進(jìn)而保障鍛煉行為有序、合理、積極、健康的發(fā)展，提高大學(xué)生鍛煉參與的積極性和堅持性。正如前人所言:雙性化者常具有外傾的人格特質(zhì)、積極的社會性態(tài)度和穩(wěn)定的鍛煉堅持性，在應(yīng)對生活、工作、體育鍛煉等應(yīng)激事件時更積極、樂群、適宜自身發(fā)展[62-63]。而未分化者與雙性化者同樣是“無差別家庭教育”的結(jié)果，其區(qū)別在于未分化者受兩性負(fù)性特質(zhì)的影響較大[24]。未分化者缺乏能力效能感和自我決定能力，較易受外界負(fù)面信息或消極因素的影響，而且，該類人群的人際交往傾向于被動接受，較難在鍛煉過程中感受到正性的快樂體驗、友誼支持和幸福感受，更難于形成參與鍛煉的熱情、欲望和運(yùn)動責(zé)任感，進(jìn)而對體育鍛煉活動存有拖延、倦怠等退縮傾向，極易在非強(qiáng)制性的情況下退出體育鍛煉。
②單性化性別類型者的社會行為似乎更符合社會對性別要求的規(guī)范[64]。誠然，傳統(tǒng)社會性別意識和文化思想的窠臼會強(qiáng)制性地形成帶有社會文化的性別圖式，亦自然地賦予男性和女性不同的社會角色分工。國外臨床試驗調(diào)查顯示，典型化性別者的智力、體力、性格等方面發(fā)展較片面[65]，其中，男性化典型者過于粗獷、勇猛而缺少平和、細(xì)膩氣質(zhì)，而女性化典型者過于柔弱、內(nèi)斂而缺乏勇氣、競爭心及剛強(qiáng)的心理素質(zhì)，兩類性別角色類型者在情緒調(diào)控、壓力應(yīng)對、社會適應(yīng)等方面皆劣于雙性化者。社會認(rèn)知理論認(rèn)為，性別刻板印象具有決定個體社會行為的情感認(rèn)知、指導(dǎo)個體/群體認(rèn)知信息的加工預(yù)期、影響決策及判斷/指導(dǎo)行為等功能[66-67]。受一貫傳統(tǒng)文化影響，體育運(yùn)動常被視為拼搏抗逆、好勇爭勝、挑戰(zhàn)自我的精神展示。男性化者雖具積極活躍的鍛煉參與熱情，但遇挫折/失敗時較易產(chǎn)生挫敗感和失落感而影響鍛煉體驗，抑制鍛煉參與的熱情、動力和承諾，甚至?xí)铚憻捫袨?、降低鍛煉堅持性；女性化者往往認(rèn)為積極好勝、強(qiáng)壯有力的體育鍛煉與其被動、內(nèi)斂、柔弱、恬靜的特征不符，在體育鍛煉中難于感受到鍛煉的積極體驗，也會因缺乏積極的投入狀態(tài)和參與欲望而缺乏運(yùn)動承諾，直至影響鍛煉行為的堅持性和穩(wěn)定性。
（2）分步驟回歸分析還證實(shí)了，主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)也顯著，其效果量為21.11%。數(shù)據(jù)表明，性別角色通過主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接影響鍛煉行為，該觀點(diǎn)為社會性別理論在體育鍛煉領(lǐng)域提供了實(shí)證支持[68]。社會學(xué)認(rèn)為，人的行為、思維和感覺方式具有社會性質(zhì)，它屬于非個體意識范疇，具有典型的社會強(qiáng)制性[69]。根據(jù)鍛煉堅持認(rèn)知決策模型的相關(guān)理論觀點(diǎn)，作為社會文化形成的角色認(rèn)知規(guī)范，性別角色不僅決定著大學(xué)生體育鍛煉的認(rèn)知靈活性、行為模式和注意偏好，還會通過影響個體心理資源而作用于鍛煉行為表現(xiàn)[48-49]。雙性化者較易產(chǎn)生積極的鍛煉體驗和滿足感受，使自身專注、投入于鍛煉實(shí)踐，并能自我激發(fā)繼續(xù)鍛煉的欲望和決心，進(jìn)而使鍛煉行為積極、頻繁，更具堅持性和主動性；單性化者在鍛煉中雖能感受到一定的正向體驗，亦能重視并珍惜鍛煉參與機(jī)會，但其兩極的性別特質(zhì)導(dǎo)致其行為特征趨于極端化（如過于剛烈、過于柔弱），使其鍛煉體驗在積極與消極之間游離，在鍛煉承諾上便無法雙性化者相提并論，進(jìn)而使其鍛煉行為穩(wěn)定性和堅持性不足；未分化者往往在鍛煉中缺乏積極幸福體驗，較多的產(chǎn)生心理困擾和心理疲勞感，其消極、拖延的情緒狀態(tài)使之無法投入于體育活動，亦缺乏繼續(xù)參與鍛煉的動力，進(jìn)而形成鍛煉退出傾向。
性別角色可以通過影響個體鍛煉體驗來影響運(yùn)動承諾等心理資源，進(jìn)而間接地作用于鍛煉行為。研究證實(shí)了鍛煉堅持認(rèn)知決策模型的普適性[49]，與前人觀點(diǎn)一致[34，41，43]。研究認(rèn)為，從家庭、社會、媒體、學(xué)校等多渠道教育/宣傳來改變傳統(tǒng)性別角色觀念，并通過組織多樣、適宜的體育鍛煉活動來提升鍛煉體驗、激發(fā)運(yùn)動承諾，可能是促進(jìn)大學(xué)生踐行體育鍛煉、保持鍛煉堅持性的一個有效途徑。誠然，性別角色與鍛煉行為間的介導(dǎo)機(jī)制，除主觀鍛煉體驗和運(yùn)動承諾等激發(fā)性因素外，還包括自尊、認(rèn)同、友誼質(zhì)量等保護(hù)性因素。未來應(yīng)立足于更多變量的綜合考量，為全面揭示大學(xué)生鍛煉行為的前因機(jī)制提供借鑒與參考。
4 結(jié)論
性別角色、主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾是鍛煉行為的前因變量，三者對鍛煉行為的直接影響皆顯著，其中，主觀鍛煉體驗對鍛煉頻率影響較大，性別角色和運(yùn)動承諾對持續(xù)時間影響較大；分步驟層次回歸分析表明，在性別角色影響大學(xué)生鍛煉行為時，主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾分別具備部分中介效應(yīng)，而且，主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)也顯著，總間接效應(yīng)的效果量達(dá)70.28%。
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Gender-Roles，Subjective Exercise Experience，Sport Commitment and Exercise Behavior of Undergraduates:A Model of Chain Mediating Effect
DONG Baolin，ZHANG Huan
（Dept.of PE，Sanda University，Shanghai 201209，China）
Investigate the influence of the gender-role on physical exercise behavior of undergraduates as well as the chain mediating effect of the subjective exercise experience-sport commitment，on this foundation，construct a chain mediating effect model.Through using College Students'Sex-Role Inventory（CSRI-50），the Subscales of Positive Well-being（PW）and Subjective Exercise Experience Scale（SEES），Exercise Commitment Checklist（ECC）and Physical Activity Rating Scale（PARS-3）this paper investigated 908 undergraduates（Aged=20.46±2.525;Male=407 female=501）.Results indicated that the gender-role，subjective exercise experience，and sport commitment had the significant effects on exercise behavior（P＜0.001）.Among them，the influence of subjective exercise experience on exercise frequency was relatively large（rPW=0.456，rPD=-0.466），and the exercise commitment had a great influence on duration of exercise.Step by step regression analysis indicated that subjective exercise experience，exercise commitment had the partial mediating effects respectively in gender-role affecting exercise behavior，and they effect values were 25.00%and 24.17%of the total effect，not only that，the chain mediating effect of subjective exercise experience-sport commitment was also significant，and the effect value was 21.11%of the total effect，namely that the indirect effects accounted for 70.28%of the total effect.Subjective exercise experience，exercise commitment is the powerful factors that alleviate the negative influence of the traditional gender-role concept on the exercise behavior of undergraduates;changing the traditional gender-role concept，meanwhile，enhance the positive experience exercise and sport commitment might be the effective ways that promote physical exercise for undergraduates.
undergraduates;gender-role;subjective exercise experience;sport commitment;exercise behavior;mediating effect
G 804.83；G 804.27；G 806
A
1005-0000（2016）05-414-08
10.13297/j.cnki.issn1005-0000.2016.05.008
2016-06-13；
2016-08-01；錄用日期：2016-08-02
教育部人文社會科學(xué)基金項目（項目編號:15YJC890006）
董寶林（1980-），男，吉林長春人，副教授，研究方向為鍛煉心理學(xué)、體育鍛煉及健身行為研究。
上海杉達(dá)學(xué)院體育教研部，上海201209。
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董寶林，張歡
性別角色、主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾與鍛煉行為:鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>
董寶林，張歡
整合社會性別理論、社會認(rèn)知理論、鍛煉行為理論等，在考察性別角色對大學(xué)生鍛煉行為影響的基礎(chǔ)上，檢驗主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型。采用大學(xué)生性別角色量表、主觀鍛煉體驗量表、運(yùn)動承諾量表和體育活動等級量表，對以浙江省、江蘇省、上海市為例的908名大學(xué)生（年齡=20.46±2.525；男生407人，女生501人）進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果表明:性別角色、主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾是大學(xué)生鍛煉行為的前因變量，三者對鍛煉行為的直接影響皆達(dá)顯著水平（P＜0.001）。比較發(fā)現(xiàn)，主觀鍛煉體驗對鍛煉參與頻率的影響較大，而性別角色和運(yùn)動承諾對學(xué)生鍛煉持續(xù)時間的影響較大；在性別角色影響大學(xué)生的鍛煉行為時，主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾分別具備部分中介效應(yīng)，其效果量分別為總效應(yīng)的25.00%和24.17%，而且，主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著，其效果量為總效應(yīng)的21.11%，即間接效應(yīng)為總效應(yīng)的70.28%。結(jié)論:主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾是緩解傳統(tǒng)性別角色觀念對大學(xué)生鍛煉行為消極影響的有力因素；從認(rèn)知的角度改變大學(xué)生傳統(tǒng)的性別角色觀，同時豐富鍛煉體驗、激發(fā)運(yùn)動承諾，可能是促進(jìn)大學(xué)生踐行體育鍛煉的一個有效途徑。
大學(xué)生；性別角色；主觀鍛煉體驗；運(yùn)動承諾；鍛煉行為；中介效應(yīng)
2006年教育部啟動“全國億萬學(xué)生陽光體育運(yùn)動”（教體藝〔2006〕6號），旨在鼓勵學(xué)生走向操場、走進(jìn)大自然、走到陽光下、形成良好的體育鍛煉習(xí)慣。但仍有相當(dāng)一部分大學(xué)生對體育鍛煉存有消極、倦怠等抵觸情緒，導(dǎo)致經(jīng)常參加鍛煉的大學(xué)生比例不足三成[1-3]。大學(xué)生體育活動狀況發(fā)展盤散行汲，不僅使學(xué)生身心健康的全面發(fā)展后繼無力，還與終身體育的健康理念背道而馳。2016年國務(wù)院“關(guān)于強(qiáng)化學(xué)校體育促進(jìn)學(xué)生身心健康全面發(fā)展的意見”明確指出，學(xué)校體育應(yīng)以“天天鍛煉、健康成長、終身受益”為目標(biāo)，健全學(xué)生人格品質(zhì)[4]。近年來，國內(nèi)外在大學(xué)生鍛煉行為的影響機(jī)制及改善策略等方面展開深入探討，其成功經(jīng)驗告訴我們:尋求鍛煉行為的促進(jìn)路徑應(yīng)綜合考量個體、環(huán)境和社會準(zhǔn)則等因素的交互效應(yīng)，以保障干預(yù)策略更為合理、實(shí)效[5-6]。引導(dǎo)大學(xué)生積極踐行體育鍛煉、避免久坐生活方式，關(guān)系到國民綜合素質(zhì)和公共衛(wèi)生的健康發(fā)展[7-8]。那么，在全民健身國家戰(zhàn)略背景下，歸因考察大學(xué)生鍛煉行為的內(nèi)生和外生因素，有利于大學(xué)生健康行為習(xí)慣的建立與鞏固，有利于大學(xué)生社會化人格的良性發(fā)展，是高校體育亟待攻關(guān)的一項重要議題。
隨著認(rèn)知心理學(xué)發(fā)展，學(xué)者發(fā)現(xiàn)性別角色（Gender-Role）這一要素對鍛煉行為發(fā)揮著決定性作用[9]。性別角色是社會根據(jù)性別而規(guī)定的行為及思維模式，代表著個體社會性別[10-11]。早期傳統(tǒng)性別角色觀認(rèn)為，只有男性化的男性和女性化的女性才擁有最健康的心理特質(zhì)和行為模式[12-14]。然而，隨著性別角色理論演進(jìn)，學(xué)者對這種兩極劃分的傳統(tǒng)假設(shè)提出質(zhì)疑，并在性別角色理論重構(gòu)中引入“雙性化”這一維度，認(rèn)為同時擁有男性和女性特質(zhì)者，即雙性化者具有更合理的社會行為模式，是最理想的性別角色類型[15-16]。雙性化概念的提出在后續(xù)論證中得到認(rèn)同，尤其BEM編制首個含雙性化概念的性別角色量表（Bem' s Sex Role Inventory，BSRI）使定量評估性別角色成為可能[17]。BSRI由男性化、女性化及起干擾作用的中性詞3個分量表構(gòu)成，依男性化、女性化得分將性別角色分為男性化、女性化、雙性化和未分化[18]。此后，學(xué)者利用該工具證實(shí)了:男性化突出者具備較好的鍛煉堅持性[19]；女性化突出者擁穩(wěn)定的運(yùn)動友誼[19-20]；雙性化突出者的鍛煉內(nèi)容更廣泛、鍛煉行為更規(guī)范、運(yùn)動人際更和諧[21-22]；未分化被視為最差的人格類型，常伴有消極的自我調(diào)節(jié)能力、較重的社交障礙、較低的主觀幸福感，較差的鍛煉堅持性[23-25]。
既有研究發(fā)現(xiàn)，不同性別角色群體會表現(xiàn)不同鍛煉行為特征，而相同性別角色群體的鍛煉行為也會存在一定差異[26]。該結(jié)果或因個體認(rèn)知系統(tǒng)中不同的主觀體驗所致[27]。（1）主觀體驗（Subjective Experience）是個體對過去鍛煉情緒的感受和印象[28]。在過去鍛煉活動中享有正性體驗者會有較強(qiáng)的鍛煉欲望，并伴有渴望反復(fù)踐行的鍛煉動機(jī)，而缺乏積極體驗者面鍛煉活動會具有既定的、一貫的認(rèn)知反應(yīng)，常表現(xiàn)出排斥、退縮等消極傾向，甚至制約鍛煉實(shí)踐[29]。足見，以往鍛煉形成特定的情緒體驗（滿足、無味、疲勞等），可以通過認(rèn)知信息加工來預(yù)感未來行為表象，正如情緒記憶理論所言，既有生活事件引發(fā)的情緒會產(chǎn)生認(rèn)知記憶系統(tǒng)，該系統(tǒng)有助于認(rèn)知的重構(gòu)與適應(yīng)，并可指導(dǎo)未來行為方式[30-31]。（2）性別角色還能決定個體的主觀體驗。現(xiàn)代期望價值理論認(rèn)為，性別角色會影響價值認(rèn)知和目標(biāo)期望，而影響主觀體驗和活動執(zhí)行[25，32-33]。相較而言，雙性化特質(zhì)者的社會適應(yīng)性更強(qiáng)、身體意象更合理、主觀體驗更積極[34]，正如前人所言，性別角色對個體造成的負(fù)面影響會使之產(chǎn)生沖突而影響情緒體驗和心理資源[35]。性別角色觀念會在社會文化的兩性規(guī)范性期望下影響個體生活的感受、態(tài)度和價值取向，進(jìn)而影響并指導(dǎo)未來的社會行為。
另外，人們在探討鍛煉行為影響機(jī)制時發(fā)現(xiàn)，運(yùn)動承諾在社會認(rèn)知與鍛煉行為間同樣充當(dāng)著中介的角色[36]。（1）運(yùn)動承諾（Sport Commitment）是保持鍛煉堅持度、避免鍛煉退出的有力因素，折射了個體鍛煉的意圖和動機(jī)強(qiáng)度[37]。運(yùn)動承諾是渴望并決心繼續(xù)參加鍛煉的一種心理動因，具有改善鍛煉行為、緩解心理疲勞和運(yùn)動倦怠、保持鍛煉投入狀態(tài)等功效[23，38]。正如合理行動理論強(qiáng)調(diào)的，承諾是個體的行為意向，它會通過對結(jié)果的評估來決定或選擇未來的行為方式，并對外顯行為產(chǎn)生強(qiáng)烈影響[39]。（2）性別角色是影響運(yùn)動承諾的一個影響因素。一般來說，雙性化類型者的運(yùn)動意向更明確、參與動機(jī)更強(qiáng)烈、運(yùn)動承諾更堅定[40]，而未分化特質(zhì)者的運(yùn)動責(zé)任感較低，常因不穩(wěn)定的意志而將自我陷入人際困擾中，抑制鍛煉承諾感[41-43]?？傊?，性別角色體現(xiàn)了大學(xué)生一種人格傾向，理想的性別角色觀總會伴隨著積極的心理資源，并指導(dǎo)個體社會行為更積極、健康[44]。
鍛煉心理學(xué)認(rèn)為，人們傾向于在已有行為體驗的基礎(chǔ)上制定行為方案、評估未來事件，并決定行為執(zhí)行與否[45]。個體從事社會行為的非理性因素往往會影響理性因素，簡言之，主觀鍛煉體驗是運(yùn)動承諾的先行變量。研究表明，積極的鍛煉體驗有助于增強(qiáng)鍛煉意向，使個體更傾向于堅持鍛煉；消極的鍛煉體驗會抑制鍛煉意向、弱化動機(jī)強(qiáng)度、制約計劃實(shí)施而產(chǎn)生退縮傾向；鍛煉常感心理疲勞者會降低鍛煉意向而動搖鍛煉承諾，對行為堅持性產(chǎn)生負(fù)面影響[46-47]。據(jù)此推測:性別角色、主觀體驗、運(yùn)動承諾可能是大學(xué)生鍛煉行為的前因要素。類似研究在其他領(lǐng)域已然得到證實(shí)[33，35，48]，而在鍛煉領(lǐng)域以大學(xué)生為被試，考察性別角色、主觀體驗、運(yùn)動承諾對鍛煉行為綜合影響的研究尚付闕如?；诖?，研究構(gòu)架觀念（見圖1），并試圖解決兩大問題:（1）性別角色、主觀體驗、運(yùn)動承諾對大學(xué)生鍛煉行為有何直接影響；（2）在性別角色影響鍛煉行為時，主觀體驗、運(yùn)動承諾是否具備鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。高校是大學(xué)生人格社會化發(fā)展的關(guān)鍵時期，本文旨為豐富體育行為研究有所裨益，亦為相關(guān)部門制定決策提供思路與參考。
圖1 觀念構(gòu)架模型Fig.1Model of Conceptual Framework
1 研究對象與方法
1.1 被試
依據(jù)分層整群隨機(jī)抽樣原則，以浙、滬、蘇1 000名大學(xué)生為被試，抽樣時保證被試學(xué)校類別和學(xué)科的代表性，調(diào)查共回收943份量表。以“應(yīng)答條目率不足85%”“規(guī)則性填答”或“填答明顯有問題”等為無效量表的判定標(biāo)準(zhǔn)，確定有效量表908份，有效率96.29%。其中，年齡（20.46±2.525）歲；男407人，女501人；大一230人，大二297人，大三216人，大四165人。
1.2 測量工具
1.2.1 中國大學(xué)生性別角色量表參照劉電芝《大學(xué)生性別角色量表》（Chinese College Students'Sex-role Inventory，CSRI-50）[10]。量表以BEM性別角色理論模型為基礎(chǔ)，經(jīng)漢化、修譯、編制而成，共50個題項（男性化、女性化分量表各16個題項，中性化18個題項），采用Likert7點(diǎn)法，從“完全不符合～完全符合”依次計1～7分，被試性別角色類型依據(jù)劉電芝“選取各分量表得分均值”的均值判定標(biāo)準(zhǔn)（M=Male，F(xiàn)=Female，N=Neutralization），即1=雙性化（M≥4.8，F(xiàn)≥5.0）；2=男性化（M≥4.8，F(xiàn)＜5.0）；3=女性化（M＜4.8，F(xiàn)≥5.0）；4=未分化（M＜4.8，F(xiàn)＜5.0）。
測得題項偏度絕對值0.058～1.607，峰度絕對值0.023～2.955，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.113。探索性因子分析（EFA）4因素男性化分量表累積貢獻(xiàn)率69.427%，KMO=0.929，Bartlett球形檢驗（Chi-Square=4281.001，df=120，P＜0.001），驗證性因子分析（CFA）4因素模型x2=374.854，df=98，x2/df=3.825（P=0.000），GFI=0.912，NNFI=0.920，IFI=0.935，CFI=0.934，SRMR=0.0436，RMSEA=0.079；EFA分析3因素女性化分量表累積貢獻(xiàn)率66.226%，KMO=0.932，Bartlett球形檢驗（Chi-Square=4416.660，df=120，P＜0.001），CFA分析3因素修訂模型x2=414.706，df= 101，x2/df=4.106（p=0.000），GFI=0.903，NNFI=0.901，IFI=0.905，CFI=0.905，SRMR=0.0463，RMSEA=0.075。量表Cronbach's α= 0.953，分半信度=0.877，分量表αM=0.930，αF=0.924，αN=0.799的分半信度分別為0.889、0.845和0.787。
1.2.2 大學(xué)生運(yùn)動承諾量表參照陳善平修訂的《運(yùn)動承諾量表》（Exercise Commitment Checklist，ECC）[49]。量表含鍛煉承諾、鍛煉樂趣、個人投入、社會約束、參與機(jī)會5個維度15個題項（每個維度3個題項），采用Likert5點(diǎn)法，從“非常不同意”“不同意”“既不同意也不反對”“同意”和“非常同意”分計1～5分，總分表示被試體育鍛煉情境中的運(yùn)動承諾水平。
測得題項偏度絕對值在0.050～0.704內(nèi)，峰度絕對值在0.005～1.098內(nèi)，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.015。EFA分析5因素量表累積貢獻(xiàn)率68.987%，KMO=0.948，Bartlett球形檢驗（Chi-Square= 5584.576，df=105，P＜0.001），CFA分析5因素模型x2=389.680，df=80，x2/df=4.871（P=0.000），GFI=0.880，NNFI=0.908，IFI= 0.930，CFI=0.930，SRMR=0.0417，RMSEA=0.074。量表Cronbach's α=0.949，分半信度0.948，分量表α為0.815～0.907，分半信度為0.798～0.896，題總相關(guān)0.497～0.864（P＜0.01）。
1.2.3 主觀鍛煉體驗量表借鑒吳洲陽等人的理論觀點(diǎn)[48]，選用MCAULEY《主觀鍛煉體驗量表》（Subjective Exercise Experience Scale，SEES）[31]中的“積極幸福感”“心理困擾”2個分量表，采用典型互譯程序修譯量表。首先，由2位了解主觀體驗理論且精通兩種語言的譯者將題項漢化，盡可能減少譯后中文條目的跨文化、跨語言偏見；然后，由4位精通兩種語言且精通鍛煉心理學(xué)的專家校正、修訂譯后中文條目；再次，由2位母語為英語且未見過SEES的高校外教將譯后的中文條目回譯成英文，將反譯后的版本與原英文量表進(jìn)行對照、比較；最后，反復(fù)進(jìn)行上述三步驟互譯，直至所有中英文條目的語義、內(nèi)涵、表述匹配。積極幸福感和心理困擾各維度4個題項（共8個題項）采用Likert7點(diǎn)法，從“一點(diǎn)也不”到“的確如此”分計1～7分。各維度得分表示被試在該維度的鍛煉體驗水平。
“積極幸福感”和“心理困擾”是作為積極體驗和消極體驗兩個相反體驗的評估指標(biāo)，因此，將心理困擾各題項反向處理后，與積極幸福感各題項得分之和作為量化主觀鍛煉體驗的指標(biāo)，測得題項偏度絕對值0.538～1.123，峰度絕對值0.117～0.772，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.448。EFA分析累積貢獻(xiàn)率79.481%，KMO=0.867，Bartlett球形檢驗（Chi-Square=2666.409，df=28，P＜0.001），采用Harman單因素檢驗法得第一公因子解釋了變異的38.155%，各題項負(fù)荷均＞0.657，無跨因素和跨文化情況。驗證性因子分析x2=125.064，df=19，x2/df=4.582，SRMR=0.0468，GFI= 0.940，NNFI=0.941，IFI=0.960，CFI=0.960，RMSEA=0.071。總量表Cronbach's α=0.838，分半信度=0.815，分量表α為0.905和0.911，分量表分半信度0.913和0.904，題總相關(guān)0.366～0.663（P＜0.01）。
1.2.4 體育活動等級量表修訂梁德清《體育活動等級量表》（Physical Activity Rating Scale，PARS-3）[50]。量表主要從強(qiáng)度、時間、頻率3個方面評定被試的運(yùn)動量情況。結(jié)合研究目的，以運(yùn)動量得分作為被試鍛煉行為的評定指標(biāo)，并沿用公式“強(qiáng)度×?xí)r間×頻率”來量化鍛煉行為情況（最高分為100分、最低分為0分），各指標(biāo)皆分5個等級，強(qiáng)度與頻率從1～5等級分記1～5分，時間從1～5等級分計0～4分。測得題項偏度絕對值在0.125～0.395范圍內(nèi)，峰度絕對值在0.106～0.861范圍內(nèi)，標(biāo)準(zhǔn)差最小值0.835。量表Cronbach's α=0.839，分半信度=0.816，題總相關(guān)0.658～0.842（P＜0.01）。
1.3 施測過程
依據(jù)方便取樣原則，于2016年5月15至30日，采用集體統(tǒng)一測試與個別單獨(dú)測試相結(jié)合的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)采集。施測前解釋指導(dǎo)語并保證被試自愿參加，填答時間4 min，填寫完畢當(dāng)場回收。施測中獲得被試一般人口統(tǒng)計學(xué)資料（如性別、年齡等）。
1.4 數(shù)據(jù)采集與分析
將所得數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS22.0統(tǒng)計軟件。通過一系列統(tǒng)計分析實(shí)現(xiàn)研究所需。利用分步驟層次回歸分析檢驗鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，需逐步驗證3個必要條件:①自變量、中介變量分別對因變量的回歸效應(yīng)必須皆顯著；②自變量對中介變量的回歸效應(yīng)必須顯著。③自變量與中介變量交互作用對因變量的回歸效應(yīng)必須顯著。遵循方杰、溫忠麟中介效應(yīng)檢驗的理論觀點(diǎn):若中介變量介入，自變量對因變量的回歸系數(shù)降低＝0，說明中介變量具備完全中介效應(yīng)；若自變量對因變量的回歸系數(shù)下降但≠0，則表示中介變量具備部分中介效應(yīng)[51-52]。
2 結(jié)果
2.1 性別角色、主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾對鍛煉行為的直接影響
相關(guān)性分析顯示（見表1），性別角色、主觀鍛煉體驗（積極幸福感、心理困擾）、運(yùn)動承諾（各維度）與鍛煉行為各指標(biāo)均顯著相關(guān)（P＜0.01）。細(xì)化比較:性別角色與持續(xù)時間負(fù)相關(guān)較密切（r=-0.414）；積極幸福感（r=0.456）、心理困擾（r=-0.466）與鍛煉頻率相關(guān)較密切；運(yùn)動承諾各指標(biāo)與持續(xù)時間正相關(guān)較密切，尤其個體投入與持續(xù)時間（r=0.571）正相關(guān)系數(shù)最高。
表1 Pearson雙變量雙側(cè)相關(guān)系數(shù)表Tab.1Statistics of Pearson Correlation Coefficient
以性別角色為自變量，分別以主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾和鍛煉行為為因變量，采用強(qiáng)行進(jìn)入法進(jìn)行回歸分析（見表2）:性別角色對主觀鍛煉體驗（F（1，906）=93.251）、運(yùn)動承諾（F（1，906）= 191.637）和鍛煉行為（F（1，906）=67.370）的回歸效應(yīng)顯著（P＜0.001），分別解釋了變異的17%、30%和13%。
表2 性別角色分別對主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾、鍛煉行為的回歸分析Tab.2Regression Analysis of Gender-Role on Subjective Experience，Sport Commitment，and Exercise Behavior
2.2 主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗
為檢驗主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾在性別角色影響鍛煉行為時的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，借鑒前人分步驟層次回歸分析的中介效應(yīng)檢驗程序[53-54]，先檢驗主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾分別在性別角色影響鍛煉行為時的中介效應(yīng)，再檢驗主觀鍛煉體驗-運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。
（1）在上述回歸分析基礎(chǔ)上進(jìn)行如下兩步驟層次回歸分析（見表3）:第一步回歸分析表明:性別角色對鍛煉行為的回歸顯著（F（1，906）=67.370，β=-0.360，P＜0.001），解釋了變異的13%；第二步回歸分析表明:性別角色與主觀鍛煉體驗交互（F（2，904）= 83.437，T1=-4.300，T2=9.313）、性別角色與運(yùn)動承諾交互（F（2，904）= 88.848，T1=-2.217，T2=9.805）對鍛煉行為的回歸效應(yīng)皆顯著（P＜0.001），分別解釋了變異的27%和28%。綜合來看，因主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾的分別介入，性別角色對鍛煉行為回歸系數(shù)分別降至-0.190和-0.106（原-0.360），ΔR2分別為0.14和0.15。由此證實(shí)，主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾在性別角色影響鍛煉行為時分別具備顯著的部分中介效應(yīng)。
表3 性別角色、主觀鍛煉體驗分別對運(yùn)動承諾的層次回歸分析Tab.3Hierarchical Regression Analysis of Gender-Role and Subjective Experience on Sport Commitment
（2）進(jìn)行如下三步驟層次回歸分析（見表4）:因主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾的逐步介入，性別角色對鍛煉行為回歸系數(shù)經(jīng)-0.190（F（2，906）=83.437，p=0.000）降至-0.102（F（3，904）=61.481，P= 0.029），且各層次中的自變量對鍛煉行為回歸皆顯著，逐層解釋了變異的27%和30%，ΔR2逐層為0.14和0.03。由此證實(shí)，主觀鍛煉體驗-運(yùn)動承諾在性別角色影響大學(xué)生鍛煉行為時的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。
表4 性別角色、主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾對鍛煉行為層次回歸分析Tab.4Hierarchical Regression Analysis of Gender-Role，Subjective Experience，and Sport Commitment on Exercise Behavior
從性別對鍛煉行為的影響路徑及效應(yīng)看（見表5），性別角色對鍛煉行為的直接影響效應(yīng)為0.107，間接效應(yīng)（中介效應(yīng)之和[52]）為0.253，總效應(yīng)（直接效應(yīng)與間接效應(yīng)之和）為0.360，三條中介效應(yīng)路徑的效果量（中介效應(yīng)值與總效應(yīng)之比）分別為25.00%、24.17%和21.11%。
表5 性別角色對鍛煉行為的影響路徑及效應(yīng)分解表Tab.5Influence Path and Effect Decomposition of Gender-role on Exercise Behavior
遵循項目組合技術(shù)（Item Parceling）[55]，對性別角色、主觀鍛煉體驗進(jìn)行打包處理，利用AMOS22.0軟件構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型，旨在從直觀的結(jié)構(gòu)層面揭示各前因變量對鍛煉行為的綜合影響。模型擬合指標(biāo):x2=208.506，df=59，x2/df=3.534＜5，擬合優(yōu)度指標(biāo):GFI=0.902，NFI=0.916，NNFI=0.904，IFI=0.928，CFI=0.927（均＞0.9），近似誤差均方根RMSEA=0.071＜0.08，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR=0.0423＜0.05，說明所構(gòu)模型較好的適配性和簡潔性。
圖2 主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型（項目組合）Fig.2Model of Chain Mediating Effect（Item Parceling）
3 討論
3.1 直接影響效應(yīng)討論
性別角色是在社會文化規(guī)范的影響下知覺適合于男性和女性行為、活動及任務(wù)系統(tǒng)的態(tài)度和情感傾向，是大學(xué)生鍛煉行為的一個內(nèi)生要素，與前人觀點(diǎn)一致[35，42]。分析表明，雙性化個體的鍛煉最頻繁、強(qiáng)度最合理、最具堅持性，而后依次為男性化、女性化、未分化個體。相較而言:雙性化個體在認(rèn)知靈活性、獨(dú)立創(chuàng)造性、社會適應(yīng)性、自信心和應(yīng)對能力、人際交往能力等方面均優(yōu)于其他性別角色類型者，在鍛煉時會因較好的勝任感和人際支持而表現(xiàn)出積極的鍛煉堅持性和參與熱情。正如雙性化模型強(qiáng)調(diào)的:雙性化者具有其他性別特質(zhì)無法比擬社會適應(yīng)能力，在社會行為的基本表現(xiàn)和情感上更益于人的發(fā)展[56]；單性化（男性化、女性化）者鍛煉行為的態(tài)度和情感傾向更符合一貫社會性別規(guī)范的期望，但皆因相對極化的認(rèn)知偏好而略差于雙性化者，如男性化者雖挑戰(zhàn)欲和好勝心強(qiáng)、鍛煉行為更自我，但鍛煉人際環(huán)境卻不穩(wěn)定，而女性化者雖能建立穩(wěn)定的鍛煉人際，但卻受傳統(tǒng)性別角色觀念的影響而表現(xiàn)出低頻率、小強(qiáng)度等鍛煉行為[57]；未分化者因綜合了男性化、女性化的消極特質(zhì)而具有最差的心理健康水平，常因自我否定、自我孤立、缺乏自信而在體育鍛煉中表現(xiàn)出抵觸、拖延、退縮等消極行為傾向，亦不具備鍛煉的堅持性（r持續(xù)時間=-0.414）。
主觀鍛煉體驗是鍛煉行為的一個決定因素。數(shù)據(jù)表明，具有積極鍛煉體驗者能正確理解鍛煉的價值和意義，能夠知覺到體育鍛煉對塑造自我概念的效益，并在認(rèn)知信息的加工與重構(gòu)中形成頻繁、穩(wěn)定、積極的鍛煉行為；反觀之，存有消極鍛煉體驗者則無法理解體育鍛煉的本體效益和社會價值，對體育鍛煉的功效存在認(rèn)知偏倚，會阻滯體育鍛煉踐行而難于形成積極、有規(guī)律鍛煉行為。體驗哲學(xué)認(rèn)為，體驗是認(rèn)知、心智對身體的依賴，是人們從身體緯度來感知世界、認(rèn)識世界，并以此改變世界的心理資源[58]?？梢姡饔^鍛煉體驗源于大學(xué)生既有鍛煉的感知和認(rèn)識，并會對未來鍛煉產(chǎn)生強(qiáng)烈的影響，持有積極的主觀體驗者常會有反復(fù)踐行體育鍛煉（r積極幸福感-鍛煉頻率=0.456），而持有消極的主觀體驗者會抵觸甚至退出體育鍛煉，進(jìn)而制約參與鍛煉的頻率（r心理困擾-鍛煉頻率=-0.466），所得結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[30-31]。
運(yùn)動承諾是大學(xué)生從事體育活動的先行思維，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[36，49]。鍛煉心理學(xué)認(rèn)為，承諾是一種高層次的行為態(tài)度，會在認(rèn)知的加工與重構(gòu)中改變行為模式，并形成經(jīng)過深思熟慮后的行為[28，59]。通常情況下，能夠投入于體育鍛煉而不愿抽身離開的鍛煉者持有積極的鍛煉行為認(rèn)同，往往具備較好的能力效能感和鍛煉樂趣體驗，能在每次鍛煉時將身心高度統(tǒng)一地沉浸并樂在其中，進(jìn)而自然地促進(jìn)鍛煉行為、保障充足的鍛煉時長（r個體投入-持續(xù)時間=0.571，r鍛煉樂趣-持續(xù)時間=0.549）；對體育鍛煉持有渴望心態(tài)的鍛煉者存有強(qiáng)烈的鍛煉角色認(rèn)同，往往具備相對理性的體育價值認(rèn)知，能在目標(biāo)導(dǎo)向的影響下珍視每一次鍛煉的參與機(jī)會，進(jìn)而表現(xiàn)出較好的鍛煉行為和鍛煉堅持性（r鍛煉承諾-持續(xù)時間=0.526，r參與機(jī)會-持續(xù)時間=0.557）；社會約束源于社會引發(fā)的期望和規(guī)范，有助于個體產(chǎn)生鍛煉責(zé)任感、獲得社會認(rèn)同，進(jìn)而成為促進(jìn)大學(xué)生體育鍛煉踐行的一個有力因素。鍛煉堅持認(rèn)知決策模型認(rèn)為，運(yùn)動承諾是影響個體鍛煉行為的一種內(nèi)在動力，更是鍛煉堅持性的最直接預(yù)測源[60]，研究證實(shí)了該理論的普適性，與前人觀點(diǎn)一致[48]。
3.2 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)討論
（1）主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾在性別角色影響鍛煉行為時分別具備部分中介效應(yīng)，其效果量分別為25.00%和24.17%。性別角色觀念決定了大學(xué)生對社會行為的認(rèn)知態(tài)度和選擇方式，反映了社會文化對男性和女性行為的規(guī)范與期待，是主觀鍛煉體驗和運(yùn)動承諾的一個前導(dǎo)因素，既可以直接的方式影響鍛煉行為，還可通過主觀鍛煉體驗或運(yùn)動承諾的介導(dǎo)機(jī)制而間接影響鍛煉行為。
①雙性化是社會能動性與合群性的最佳平衡過程，是兩性心理氣質(zhì)社會功能的動力性和系統(tǒng)性協(xié)調(diào)[61]。雙性化者集合了女性化、男性化的優(yōu)質(zhì)特質(zhì)，具有敏銳的洞察能力、較強(qiáng)的社會應(yīng)對能力、靈活的社交能力，他們對體育價值、意義、功能等具備理性的認(rèn)知，在鍛煉中能夠通過調(diào)控自身的情感變化來保持積極、快樂、愉悅的滿足體驗，亦能夠通過積極鍛煉狀態(tài)和參與意向的自我激發(fā)而保持鍛煉的內(nèi)在動力，進(jìn)而保障鍛煉行為有序、合理、積極、健康的發(fā)展，提高大學(xué)生鍛煉參與的積極性和堅持性。正如前人所言:雙性化者常具有外傾的人格特質(zhì)、積極的社會性態(tài)度和穩(wěn)定的鍛煉堅持性，在應(yīng)對生活、工作、體育鍛煉等應(yīng)激事件時更積極、樂群、適宜自身發(fā)展[62-63]。而未分化者與雙性化者同樣是“無差別家庭教育”的結(jié)果，其區(qū)別在于未分化者受兩性負(fù)性特質(zhì)的影響較大[24]。未分化者缺乏能力效能感和自我決定能力，較易受外界負(fù)面信息或消極因素的影響，而且，該類人群的人際交往傾向于被動接受，較難在鍛煉過程中感受到正性的快樂體驗、友誼支持和幸福感受，更難于形成參與鍛煉的熱情、欲望和運(yùn)動責(zé)任感，進(jìn)而對體育鍛煉活動存有拖延、倦怠等退縮傾向，極易在非強(qiáng)制性的情況下退出體育鍛煉。
②單性化性別類型者的社會行為似乎更符合社會對性別要求的規(guī)范[64]。誠然，傳統(tǒng)社會性別意識和文化思想的窠臼會強(qiáng)制性地形成帶有社會文化的性別圖式，亦自然地賦予男性和女性不同的社會角色分工。國外臨床試驗調(diào)查顯示，典型化性別者的智力、體力、性格等方面發(fā)展較片面[65]，其中，男性化典型者過于粗獷、勇猛而缺少平和、細(xì)膩氣質(zhì)，而女性化典型者過于柔弱、內(nèi)斂而缺乏勇氣、競爭心及剛強(qiáng)的心理素質(zhì)，兩類性別角色類型者在情緒調(diào)控、壓力應(yīng)對、社會適應(yīng)等方面皆劣于雙性化者。社會認(rèn)知理論認(rèn)為，性別刻板印象具有決定個體社會行為的情感認(rèn)知、指導(dǎo)個體/群體認(rèn)知信息的加工預(yù)期、影響決策及判斷/指導(dǎo)行為等功能[66-67]。受一貫傳統(tǒng)文化影響，體育運(yùn)動常被視為拼搏抗逆、好勇爭勝、挑戰(zhàn)自我的精神展示。男性化者雖具積極活躍的鍛煉參與熱情，但遇挫折/失敗時較易產(chǎn)生挫敗感和失落感而影響鍛煉體驗，抑制鍛煉參與的熱情、動力和承諾，甚至?xí)铚憻捫袨?、降低鍛煉堅持性；女性化者往往認(rèn)為積極好勝、強(qiáng)壯有力的體育鍛煉與其被動、內(nèi)斂、柔弱、恬靜的特征不符，在體育鍛煉中難于感受到鍛煉的積極體驗，也會因缺乏積極的投入狀態(tài)和參與欲望而缺乏運(yùn)動承諾，直至影響鍛煉行為的堅持性和穩(wěn)定性。
（2）分步驟回歸分析還證實(shí)了，主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)也顯著，其效果量為21.11%。數(shù)據(jù)表明，性別角色通過主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接影響鍛煉行為，該觀點(diǎn)為社會性別理論在體育鍛煉領(lǐng)域提供了實(shí)證支持[68]。社會學(xué)認(rèn)為，人的行為、思維和感覺方式具有社會性質(zhì)，它屬于非個體意識范疇，具有典型的社會強(qiáng)制性[69]。根據(jù)鍛煉堅持認(rèn)知決策模型的相關(guān)理論觀點(diǎn)，作為社會文化形成的角色認(rèn)知規(guī)范，性別角色不僅決定著大學(xué)生體育鍛煉的認(rèn)知靈活性、行為模式和注意偏好，還會通過影響個體心理資源而作用于鍛煉行為表現(xiàn)[48-49]。雙性化者較易產(chǎn)生積極的鍛煉體驗和滿足感受，使自身專注、投入于鍛煉實(shí)踐，并能自我激發(fā)繼續(xù)鍛煉的欲望和決心，進(jìn)而使鍛煉行為積極、頻繁，更具堅持性和主動性；單性化者在鍛煉中雖能感受到一定的正向體驗，亦能重視并珍惜鍛煉參與機(jī)會，但其兩極的性別特質(zhì)導(dǎo)致其行為特征趨于極端化（如過于剛烈、過于柔弱），使其鍛煉體驗在積極與消極之間游離，在鍛煉承諾上便無法雙性化者相提并論，進(jìn)而使其鍛煉行為穩(wěn)定性和堅持性不足；未分化者往往在鍛煉中缺乏積極幸福體驗，較多的產(chǎn)生心理困擾和心理疲勞感，其消極、拖延的情緒狀態(tài)使之無法投入于體育活動，亦缺乏繼續(xù)參與鍛煉的動力，進(jìn)而形成鍛煉退出傾向。
性別角色可以通過影響個體鍛煉體驗來影響運(yùn)動承諾等心理資源，進(jìn)而間接地作用于鍛煉行為。研究證實(shí)了鍛煉堅持認(rèn)知決策模型的普適性[49]，與前人觀點(diǎn)一致[34，41，43]。研究認(rèn)為，從家庭、社會、媒體、學(xué)校等多渠道教育/宣傳來改變傳統(tǒng)性別角色觀念，并通過組織多樣、適宜的體育鍛煉活動來提升鍛煉體驗、激發(fā)運(yùn)動承諾，可能是促進(jìn)大學(xué)生踐行體育鍛煉、保持鍛煉堅持性的一個有效途徑。誠然，性別角色與鍛煉行為間的介導(dǎo)機(jī)制，除主觀鍛煉體驗和運(yùn)動承諾等激發(fā)性因素外，還包括自尊、認(rèn)同、友誼質(zhì)量等保護(hù)性因素。未來應(yīng)立足于更多變量的綜合考量，為全面揭示大學(xué)生鍛煉行為的前因機(jī)制提供借鑒與參考。
4 結(jié)論
性別角色、主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾是鍛煉行為的前因變量，三者對鍛煉行為的直接影響皆顯著，其中，主觀鍛煉體驗對鍛煉頻率影響較大，性別角色和運(yùn)動承諾對持續(xù)時間影響較大；分步驟層次回歸分析表明，在性別角色影響大學(xué)生鍛煉行為時，主觀鍛煉體驗、運(yùn)動承諾分別具備部分中介效應(yīng)，而且，主觀鍛煉體驗—運(yùn)動承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)也顯著，總間接效應(yīng)的效果量達(dá)70.28%。
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Gender-Roles，Subjective Exercise Experience，Sport Commitment and Exercise Behavior of Undergraduates:A Model of Chain Mediating Effect
DONG Baolin，ZHANG Huan
（Dept.of PE，Sanda University，Shanghai 201209，China）
Investigate the influence of the gender-role on physical exercise behavior of undergraduates as well as the chain mediating effect of the subjective exercise experience-sport commitment，on this foundation，construct a chain mediating effect model.Through using College Students'Sex-Role Inventory（CSRI-50），the Subscales of Positive Well-being（PW）and Subjective Exercise Experience Scale（SEES），Exercise Commitment Checklist（ECC）and Physical Activity Rating Scale（PARS-3）this paper investigated 908 undergraduates（Aged=20.46±2.525;Male=407 female=501）.Results indicated that the gender-role，subjective exercise experience，and sport commitment had the significant effects on exercise behavior（P＜0.001）.Among them，the influence of subjective exercise experience on exercise frequency was relatively large（rPW=0.456，rPD=-0.466），and the exercise commitment had a great influence on duration of exercise.Step by step regression analysis indicated that subjective exercise experience，exercise commitment had the partial mediating effects respectively in gender-role affecting exercise behavior，and they effect values were 25.00%and 24.17%of the total effect，not only that，the chain mediating effect of subjective exercise experience-sport commitment was also significant，and the effect value was 21.11%of the total effect，namely that the indirect effects accounted for 70.28%of the total effect.Subjective exercise experience，exercise commitment is the powerful factors that alleviate the negative influence of the traditional gender-role concept on the exercise behavior of undergraduates;changing the traditional gender-role concept，meanwhile，enhance the positive experience exercise and sport commitment might be the effective ways that promote physical exercise for undergraduates.
undergraduates;gender-role;subjective exercise experience;sport commitment;exercise behavior;mediating effect
G 804.83；G 804.27；G 806
A
1005-0000（2016）05-414-08
10.13297/j.cnki.issn1005-0000.2016.05.008
2016-06-13；
2016-08-01；錄用日期：2016-08-02
教育部人文社會科學(xué)基金項目（項目編號:15YJC890006）
董寶林（1980-），男，吉林長春人，副教授，研究方向為鍛煉心理學(xué)、體育鍛煉及健身行為研究。
上海杉達(dá)學(xué)院體育教研部，上海201209。
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