個(gè)體特征與社會環(huán)境對初中生鍛煉效果的影響
——鍛煉動機(jī)的中介效應(yīng)和鍛煉承諾的調(diào)節(jié)作用

孫曉東，馮文寬，孫 璞

（北京師范大學(xué)體育與運(yùn)動學(xué)院，北京 100875）

青少年體魄強(qiáng)健、意志堅(jiān)強(qiáng)、充滿活力是一個(gè)民族旺盛生命力的體現(xiàn)。受諸多困難與問題的影響，我國青少年健康狀況令人擔(dān)憂，雖然形態(tài)指標(biāo)水平增長，但體質(zhì)與健康方面的部分指標(biāo)水平持續(xù)下滑，速度、爆發(fā)力、力量、耐力等身體素質(zhì)水平進(jìn)一步下滑的趨勢雖然得到遏制，但仍低于20年前水平；城市青少年肥胖和超重檢出率繼續(xù)增加，已經(jīng)超過了世界衛(wèi)生組織公布的10%的“安全臨界點(diǎn)”[1]。種種問題充分說明了目前我國青少年體育工作面臨的緊迫性。體育鍛煉可以提高青少年的健康水平、增強(qiáng)體質(zhì)、培養(yǎng)終身體育鍛煉的習(xí)慣。2015年國家體育總局組織了對6～19歲兒童青少年的體育健身活動狀況調(diào)查，結(jié)果顯示：隨著青少年年齡的增長，有意識、有目的的體育運(yùn)動鍛煉成為主流,青少年受父母影響的因素在減少,青少年的個(gè)人因素在增加；兒童青少年不愿意參加體育鍛煉的原因是怕“影響學(xué)習(xí)”，說明社會環(huán)境因素是影響兒童青少年體育鍛煉的重要因素[3]。

通過文獻(xiàn)查閱及歸納總結(jié)，對于影響體育鍛煉的因素基本可歸為個(gè)人因素和社會因素兩大類[1]。個(gè)人因素。個(gè)人因素與體育鍛煉效果聯(lián)系密切，王韻[2]、張堆[3]等人的研究表明：鍛煉效果存在性別和年級差異[2]，且鍛煉動機(jī)對鍛煉效果的影響存在個(gè)體差異[3];張中江[4]發(fā)現(xiàn)大學(xué)生活動選擇方面存在顯著性別差異；而劉微娜[5]進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)個(gè)人投入能夠有效預(yù)測青少年戶外運(yùn)動的鍛煉堅(jiān)持性；個(gè)人投入對大學(xué)生運(yùn)動傾向性具有正面效應(yīng)[6]；劉曉軍[7]則發(fā)現(xiàn)運(yùn)動風(fēng)險(xiǎn)與運(yùn)動項(xiàng)目具有一定的相關(guān)性。社會因素。班杜拉的“交互決定論”認(rèn)為個(gè)體、行為和社會環(huán)境是相互影響的，社會環(huán)境因素眾多，關(guān)于其與體育鍛煉的研究主要包括：陳善平的研究表明參與機(jī)會能夠正向預(yù)測運(yùn)動承諾[8]，而運(yùn)動承諾能夠預(yù)測鍛煉行為[13]；葉綠[11]發(fā)現(xiàn)社會支持能夠正向預(yù)測運(yùn)動投入；宋校能[10]、潘秀剛[11]、陳善平[12]等對影響鍛煉堅(jiān)持的因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)滿足感、參與選擇、個(gè)人投入、社會約束[10]、鍛煉氛圍[11]、運(yùn)動風(fēng)險(xiǎn)[12]能夠影響鍛煉堅(jiān)持；馮玉娟進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)休閑時(shí)間與體育鍛煉存在相關(guān)性[14]。

鍛煉動機(jī)。動機(jī)分為內(nèi)部動機(jī)和外部動機(jī)，其理論基礎(chǔ)主要包括健康信念模型理論[16]、自我效能理論[17]以及自我決定理論[18]。根據(jù)Frederick和Ryan的研究，可將鍛煉動機(jī)分為樂趣動機(jī)、能力動機(jī)、外貌動機(jī)、健康動機(jī)和社交動機(jī)5個(gè)維度[15]。姜媛[19]的研究表明鍛煉動機(jī)對于大學(xué)生情緒效應(yīng)模型的影響是有效的；江宇[20]發(fā)現(xiàn)鍛煉動機(jī)對不同年齡和職業(yè)婦女體育鍛煉的堅(jiān)持性和參與程度的影響存在顯著差異；朱風(fēng)書[21]的研究表明自主性動機(jī)能夠更好地正向預(yù)測大學(xué)生的鍛煉堅(jiān)持。

鍛煉承諾。運(yùn)動承諾模型是直接關(guān)注繼續(xù)參與體育運(yùn)動動機(jī)的理論模型[27]。以運(yùn)動員為研究對象進(jìn)行研究和驗(yàn)證[28]，對于青少年運(yùn)動員的體育運(yùn)動繼續(xù)參與意圖和前因具有較好的測量和解釋效果[29]。國內(nèi)學(xué)者對于運(yùn)動承諾進(jìn)行研究，陳善平[30]等人將鍛煉承諾定義為體育鍛煉者渴望和決心繼續(xù)進(jìn)行身體鍛煉的一種心理狀態(tài)。孫德榮[31]等人的研究表明大學(xué)生的鍛煉承諾與鍛煉堅(jiān)持存在相關(guān)，影響大學(xué)生的體育鍛煉效果；謝剛[32]等人的研究表明通過運(yùn)動承諾，飛行員的耐力水平有非常顯著的提升；謝先杰[33]的研究表明上海市中學(xué)生鍛煉承諾與體育鍛煉行為存在顯著正相關(guān)。

研究假設(shè)。根據(jù)上文的文獻(xiàn)綜述，提出本研究的研究假設(shè)。假設(shè)1：初中生個(gè)體特征因素與體育鍛煉效果呈正相關(guān)；假設(shè)2：初中生社會環(huán)境因素與體育鍛煉效果呈正相關(guān)；假設(shè)3：初中生鍛煉動機(jī)與體育鍛煉效果呈正相關(guān)；假設(shè)4：鍛煉動機(jī)在個(gè)體特征與體育鍛煉效果間具有中介效應(yīng)；假設(shè)5：鍛煉動機(jī)在社會環(huán)境與體育鍛煉效果間具有中介效應(yīng)；假設(shè)6：鍛煉承諾在個(gè)體特征、社會環(huán)境與鍛煉效果之間起調(diào)節(jié)作用。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象 個(gè)體特征與社會環(huán)境對初中生鍛煉效果的影響以及鍛煉動機(jī)的中介效應(yīng)、鍛煉承諾的調(diào)節(jié)作用。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻(xiàn)資料法 根據(jù)研究需要，以中國知網(wǎng)為主要檢索平臺，以“個(gè)體特征”“社會環(huán)境”“鍛煉效果”“鍛煉動機(jī)”“鍛煉承諾”為關(guān)鍵詞進(jìn)行文獻(xiàn)檢索，檢索到相關(guān)文獻(xiàn)200余篇，通過梳理分析，選取其中30余篇核心期刊論文進(jìn)行閱讀分析；以北京師范大學(xué)圖書館為基礎(chǔ)，查閱初中生體育鍛煉、鍛煉動機(jī)、鍛煉承諾的相關(guān)書籍，為本研究奠定理論基礎(chǔ)。

1.2.2 問卷調(diào)查法 隨機(jī)選取北京市海淀區(qū)、西城區(qū)、東城區(qū)、朝陽區(qū)、昌平區(qū)、豐臺區(qū)6個(gè)城區(qū)各一所學(xué)校作為調(diào)查學(xué)校，每所學(xué)校發(fā)放問卷100份，對身心健康的600名初中生進(jìn)行問卷調(diào)查，內(nèi)容主要包括個(gè)體特征、社會環(huán)境、鍛煉效果、鍛煉動機(jī)。其中男生273人，女生297人，初一學(xué)生203人，初二學(xué)生187人，初三學(xué)生180人。

1.2.3 數(shù)理統(tǒng)計(jì)法 運(yùn)用SPSS20.0和AMOS20.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析、信效度檢驗(yàn)及回歸分析，并進(jìn)行中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)，顯著性水平取α＝0.05。

1.3 測量工具

1.3.1 個(gè)體特征量表 參照陳善平（2009）[13]修訂的鍛煉堅(jiān)持認(rèn)知決策模型中影響體育鍛煉的個(gè)體因素，修訂《初中生體育鍛煉個(gè)體因素量表》，采用Likert 5級評分法，要求調(diào)查者按照感受從“1=沒有”到“5=非常強(qiáng)烈”進(jìn)行評分，得分越高，說明調(diào)查者的個(gè)體因素越強(qiáng)。通過探索性因素分析，該量表包括興趣偏好等8個(gè)分量表，通過驗(yàn)證性因素分析，總量表的信度系數(shù)α為0.802，各分量表的信度系數(shù)α在0.694～0.892之間，說明量表的信度好；驗(yàn)證性因素分析顯示，χ2/df=2.63,NNFI=0.91,CFI=0.92,NFI=0.95,RMSEA=0.07，說明量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

1.3.2 社會環(huán)境量表 參照陳善平（2008）[23]修訂的測量工具，修訂《初中生體育鍛煉社會環(huán)境因素量表》，具體過程同上。通過探索性因素分析，該量表包括8個(gè)分量表，總量表的信度系數(shù)α為0.782，各分量表的信度系數(shù)α在0.731～0.882之間，說明量表的信度好；通過驗(yàn)證性因素分析，χ2/df=2.21,NNFI=0.93,CFI=0.91,NFI=0.95,RMSEA=0.09，說明量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

1.3.3 鍛煉效果量表 參照陳善平（2006）[24]修訂的測量工具，修訂《初中生體育鍛煉鍛煉效果自評量表》，通過探索性因素分析，該量表包括5個(gè)分量表，總量表的信度系數(shù)α為0.872，各分量表的信度系數(shù)α在0.791～0.902之間，說明該量表的信度好；通過驗(yàn)證性因素分析，χ2/df=2.21,NNFI=0.93,CFI=0.91,NFI=0.95,RMSEA=0.07，說明量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

1.3.4 鍛煉動機(jī)量表 參照陳善平（2006）[22]對Frederick和Ryan 1997年編制的《身體活動動機(jī)測量》量表的翻譯與修訂方法，通過探索性因素分析，建立適合初中生的含有樂趣動機(jī)等5個(gè)維度的中文版的《初中生體育鍛煉動機(jī)量表》，具體過程同上。探索性因素分析表明總量表的α信度系數(shù)為0.743，分量表的信度系數(shù)α在0.728～0.911之間，說明量表的信度佳。驗(yàn)證性因素分析顯示，χ2/df=2.45,NNFI=0.94,CFI=0.91,NFI=0.95,R MSEA=0.06，說明量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

1.3.5 鍛煉承諾量表 參照陳善平（2006）[33]修訂的測量工具，修訂《初中生鍛煉承諾量表》，具體過程同上，通過探索性因素分析，該量表包括5個(gè)維度，總量表的信度系數(shù)α為0.903，各分量表的信度系數(shù)α在0.691～0.912之間，說明量表的信度好。通過驗(yàn)證性因素分析，χ2/df=2.78,NNFI=0.94,CFI=0.90,NFI=0.95,RMSEA=0.05，說明量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

1.4 共同方法偏差 為降低共同方法偏差(common method variance，CMV) 的干擾，問卷調(diào)查利用上課時(shí)間分2次課進(jìn)行，2次問卷調(diào)查結(jié)果之間通過學(xué)生學(xué)號進(jìn)行匹配，剔除無效問卷和缺失樣本問卷后，兩部分問卷調(diào)查成功配對樣本數(shù)為570人，樣本的有效率為95.00%；并且還采用Harman單因素檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)共同方法偏差[34]，結(jié)果顯示，共有27個(gè)因子的特征值大于1，并且第1個(gè)因子解釋的變異量為17.38%,小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn),證明共同方法偏差不明顯。

2 結(jié)果與分析

2.1 觀測變量的相關(guān)關(guān)系分析 本研究主要涉及性別、年級、個(gè)體特征、社會環(huán)境、鍛煉動機(jī)、鍛煉效果6個(gè)觀察人變量，具體情況見表1。

從表1（見下頁）可以看出，性別與個(gè)體特征、社會環(huán)境、鍛煉動機(jī)、鍛煉效果呈負(fù)相關(guān)，年級與個(gè)體特征、鍛煉動機(jī)、鍛煉效果呈負(fù)相關(guān)；年級與社會環(huán)境呈正相關(guān)；個(gè)體特征與社會環(huán)境、鍛煉動機(jī)、鍛煉效果呈正相關(guān)；社會環(huán)境與鍛煉動機(jī)、鍛煉效果呈正相關(guān)；鍛煉動機(jī)與鍛煉效果呈正相關(guān)。個(gè)體特征、社會環(huán)境、鍛煉動機(jī)、鍛煉效果之間均呈現(xiàn)顯著性相關(guān)，這就為中介效應(yīng)檢驗(yàn)提供了基礎(chǔ)。

2.1.1 個(gè)體特征各因素與鍛煉效果之間相關(guān)關(guān)系分析 從表2（見下頁）可以看出，活動選擇、精力投入、經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)與鍛煉效果之間存在非常顯著的相關(guān)（r=0.129～0.470，P＜0.01），財(cái)務(wù)投入、精神傷害與鍛煉效果之間的相關(guān)性較低，而興趣偏好、身體傷害、運(yùn)動能力與鍛煉效果之間存在負(fù)相關(guān)。

表1 變量相關(guān)關(guān)系及平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差

表2 個(gè)體特征相關(guān)因素與鍛煉效果相關(guān)關(guān)系分析

表3 社會環(huán)境相關(guān)因素與鍛煉效果相關(guān)關(guān)系分析

2.1.2 社會環(huán)境各因素與鍛煉效果之間相關(guān)關(guān)系分析從表3可以看出，機(jī)會、榜樣、集體活動與鍛煉效果之間存在顯著相關(guān)性（r=0.257～0.285，P＜0.01），支持、媒體信息，休閑時(shí)間與鍛煉效果之間的密切程度較低；而約束、鍛煉條件與鍛煉效果之間呈負(fù)相關(guān)。

2.1.3 鍛煉動機(jī)相關(guān)因素與鍛煉效果相關(guān)關(guān)系分析從表4可以看出，健康動機(jī)、樂趣動機(jī)與鍛煉效果之間關(guān)系密切（r=0.112～0.161，P＜0.01）,外貌動機(jī)、能力動機(jī)、社交動機(jī)與鍛煉效果之間的密切程度較低。

2.2 觀測變量的多元逐步回歸分析

表4 鍛煉動機(jī)相關(guān)因素與鍛煉效果相關(guān)關(guān)系分析

在鍛煉動機(jī)、個(gè)體特征、社會環(huán)境與鍛煉效果的回歸分析中，所有的方差膨脹系數(shù)(variance inflate factor，VIF) 均小于10，說明自變量之間不存在多重共線性。德賓-沃森檢驗(yàn)(D-W檢驗(yàn))結(jié)果均在1.5～2.5之間,說明自變量之間無自我相關(guān)。

從表5可以看出，個(gè)體特征可以顯著影響鍛煉動機(jī)的情況，具體表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)（β=0.343，P＜0.001）＞興趣偏好（β=0.188,P＜0.001）＞活動選擇（β=0.143,P＜0.01）＞運(yùn)動能力（β=0.140,P＜0.01）；在預(yù)測鍛煉效果方面，活動選擇（β=0.573，P＜0.001）＞興趣偏好（β=0.137,P＜0.01）＞經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)（β=0.001）；社會環(huán)境可以顯著影響鍛煉動機(jī)的情況，具體表現(xiàn)為榜樣作用（β=0.363，P＜0.001）＞支持作用（β=0.151，P＜0.001）＞集體活動（β=0.123，P＜0.01）＞休閑時(shí)間（β=0.102，P＜0.05）＞鍛煉條件（β=0.082，P＜0.05）；在預(yù)測鍛煉效果方面，集體活動（β=0.267，P＜0.001）＞榜樣作用（β=0.228，P＜0.001）＞休閑時(shí)間（β=0.194，P＜0.001）＞媒體信息（β=0.065）＞支持作用（β=0.026），鍛煉動機(jī)對于鍛煉效果的預(yù)測雖然具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但是R2僅為0.025，預(yù)測作用非常微弱。

表5 初中生個(gè)體特征、社會環(huán)境、鍛煉動機(jī)與鍛煉效果的回歸分析

2.3 個(gè)體特征、社會環(huán)境與鍛煉效果的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

2.3.1 鍛煉動機(jī)在個(gè)體特征與鍛煉效果之間的中介效應(yīng) 假定鍛煉動機(jī)在個(gè)體特征與鍛煉效果之間起中介作用，根據(jù)溫忠麟等人[25]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法對自尊的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn).以鍛煉效果為因變量，個(gè)體特征為預(yù)測變量，進(jìn)行回歸分析時(shí)的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β1＝0.057（P＜0.01）；以鍛煉動機(jī)為因變量、個(gè)體特征為預(yù)測變量的回歸分析表明，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β2＝0.283（P＜0.01），以鍛煉效果為因變量，個(gè)體特征和鍛煉動機(jī)為預(yù)測變量的回歸分析顯示，個(gè)體特征對鍛煉效果的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β3＝0.013（P＞0.05），鍛煉動機(jī)對鍛煉效果的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β4=0.156（P＜0.01），由于β1、β2、β4均顯著，所以鍛煉動機(jī)的中介效應(yīng)顯著，而β3不顯著，所以鍛煉動機(jī)在個(gè)體特征與鍛煉效果之間起完全中介作用（表6）。

表6 鍛煉動機(jī)（Z）在個(gè)體特征與鍛煉效果之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

2.3.2 鍛煉動機(jī)在社會環(huán)境與鍛煉效果之間的中介效應(yīng) 假定鍛煉動機(jī)在社會環(huán)境與鍛煉效果之間起中介作用，以鍛煉效果為因變量，社會環(huán)境為預(yù)測變量進(jìn)行回歸分析時(shí)的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β21＝0.261（P＜0.01）；以鍛煉動機(jī)為因變量、社會環(huán)境為預(yù)測變量的回歸分析表明，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β22＝0.196（P＜0.01），以鍛煉效果為因變量，社會環(huán)境和鍛煉動機(jī)為預(yù)測變量的回歸分析顯示，社會環(huán)境對鍛煉效果的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β23＝0.238（P＜0.01），鍛煉動機(jī)對鍛煉效果的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β24=0.113（P＜0.01）。由于β21、β22、β24均顯著，所以鍛煉動機(jī)的中介效應(yīng)顯著，而β23也顯著，所以鍛煉動機(jī)在社會環(huán)境與鍛煉效果之間起部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例為0.196×0.113／0.261=8.49%（表7）。

表7 鍛煉動機(jī)（Z）在社會環(huán)境與鍛煉效果之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

2.3.3 個(gè)體特征、社會環(huán)境對鍛煉效果的效應(yīng)分析

表8 個(gè)體特征、社會環(huán)境對鍛煉效果的效應(yīng)分析

從表8可以看出，個(gè)體特征與社會環(huán)境都可以直接影響鍛煉效果，且均達(dá)到了顯著性水平，鍛煉動機(jī)對于個(gè)體特征的中介效應(yīng)高于鍛煉動機(jī)對于社會環(huán)境的中介效應(yīng)，說明鍛煉動機(jī)對于個(gè)體特征的中介作用更明顯。

2.4 鍛煉承諾在個(gè)體特征、社會環(huán)境與鍛煉結(jié)果間的調(diào)節(jié)作用 本研究借鑒溫忠麟等[34]提出的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析方法，首先在SPSS中將自變量個(gè)體特征、社會環(huán)境和調(diào)節(jié)變量鍛煉承諾的各維度進(jìn)行中心化處理后，使用層次回歸法檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)。首先以初中生個(gè)體特征及鍛煉承諾為預(yù)測變量進(jìn)入回歸方程；其次，將2個(gè)預(yù)測變量的交互變量加入回歸方程，通過檢驗(yàn)上述2個(gè)步驟產(chǎn)生的R2是否發(fā)生顯著變化，便可判斷初中生鍛煉承諾的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否顯著。

表9 鍛煉承諾在初中生個(gè)體特征、社會環(huán)境與鍛煉效果之間調(diào)節(jié)作用分析

從表9可以看出，初中生鍛煉承諾（ΔR2=0.04,P＜0.01）與個(gè)體特征交互項(xiàng)的R2變化量達(dá)到顯著水平，說明鍛煉承諾的調(diào)節(jié)作用顯著；初中生鍛煉承諾（ΔR2=0.018,P＜0.001）與社會環(huán)境交互項(xiàng)的R2變化量達(dá)到顯著水平，且顯著性水平高于個(gè)體特征。具體看來，初中生鍛煉承諾每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，初中生個(gè)體特征對初中生鍛煉滿意感的斜率會增加0.007個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差；初中生鍛煉承諾每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，初中生社會環(huán)境對初中生鍛煉滿意感的斜率會增加0.037個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。說明鍛煉承諾對于社會環(huán)境的調(diào)節(jié)作用高于對個(gè)體特征的調(diào)節(jié)作用。

3 討 論

3.1 初中生個(gè)體特征因素對于鍛煉效果的影響 鍛煉堅(jiān)持理論認(rèn)為個(gè)人的參與選擇、個(gè)人投入、運(yùn)動風(fēng)險(xiǎn)以及個(gè)人的運(yùn)動能力對于個(gè)人的鍛煉堅(jiān)持具有影響，并且對于個(gè)人的鍛煉效果產(chǎn)生不同的影響。本研究發(fā)現(xiàn)初中生的個(gè)體特征對于鍛煉效果具有正向預(yù)測作用，從而證明假設(shè)1成立。其中活動選擇、精力投入、經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)都有顯著的正向預(yù)測作用，與前人研究結(jié)果一致[5-6]。而身體傷害和運(yùn)動能力對于初中生的鍛煉效果起顯著負(fù)向預(yù)測作用，也與前人的研究結(jié)果相似[11]。

3.2 初中生所處社會環(huán)境因素對于鍛煉效果的影響班杜拉的“交互決定理論”認(rèn)為，個(gè)體、行為和社會環(huán)境是相互影響的。社會環(huán)境對于個(gè)體的鍛煉堅(jiān)持具有影響。本研究發(fā)現(xiàn)初中生所處的社會環(huán)境對于鍛煉效果具有顯著的正向預(yù)測作用，從而證明假設(shè)2成立。其中參與機(jī)會、榜樣作用、集體活動、媒體信息、社會支持對于鍛煉效果都具有顯著的正向預(yù)測作用，與前人研究結(jié)果一致[8-11]。而社會約束和鍛煉條件對于初中生的鍛煉效果具有顯著的負(fù)向預(yù)測作用，與前人的研究結(jié)果相似[12]。

3.3 鍛煉動機(jī)對于鍛煉效果的影響 鍛煉動機(jī)是人們參加體育鍛煉的原因和動力之一，對于個(gè)體參加體育鍛煉具有促進(jìn)作用。本研究發(fā)現(xiàn)初中生的鍛煉動機(jī)與鍛煉效果之間具有顯著的相關(guān)性，初中生的鍛煉動機(jī)對于鍛煉效果具有顯著的正向預(yù)測作用，證明假設(shè)3是正確的。其中健康動機(jī)、樂趣動機(jī)對于初中生的鍛煉效果具有顯著的正向預(yù)測作用，這與前人的研究一致[19-20]。初中生的外貌動機(jī)、能力動機(jī)、社交動機(jī)對于鍛煉效果也具有正向預(yù)測作用。

3.4 鍛煉動機(jī)的中介作用 本研究中，將鍛煉動機(jī)作為初中生個(gè)體特征、社會環(huán)境與鍛煉效果之間的中介變量進(jìn)行研究，結(jié)果表明，鍛煉動機(jī)在初中生個(gè)體特征與鍛煉效果之間起完全中介作用，占效應(yīng)量的11.25%，證明假設(shè)4是成立的；鍛煉動機(jī)在初中生所處社會環(huán)境與鍛煉效果之間起部分中介作用，占效應(yīng)量的7.42%，證明假設(shè)5是成立的。

3.5 鍛煉承諾的調(diào)節(jié)作用 本研究將鍛煉動機(jī)作為初中生個(gè)體特征、社會環(huán)境與鍛煉效果之間的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究，結(jié)果表明，鍛煉動機(jī)在初中生個(gè)體特征、社會環(huán)境與鍛煉效果之間起調(diào)節(jié)作用，證明假設(shè)6成立。并且鍛煉承諾對社會環(huán)境的調(diào)節(jié)作用高于對個(gè)體特征的調(diào)節(jié)作用。

4 結(jié) 論

1）初中生的個(gè)體特征能夠正向預(yù)測鍛煉動機(jī)和鍛煉效果，且個(gè)體特征中的活動選擇、精力投入、經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)對于初中生鍛煉效果的預(yù)測具有非常顯著性。

2）初中生所處的社會環(huán)境能夠正向預(yù)測鍛煉動機(jī)和鍛煉效果，且社會環(huán)境中的參與機(jī)會、榜樣作用、集體活動、媒體信息、支持作用對于初中生鍛煉效果的預(yù)測作用具有非常顯著性。

3）初中生的鍛煉動機(jī)對于鍛煉效果具有顯著的正向預(yù)測作用，且鍛煉動機(jī)中的健康動機(jī)、樂趣動機(jī)、外貌動機(jī)對于初中生的鍛煉效果具有顯著的正向預(yù)測作用。

4）初中生的鍛煉動機(jī)在初中生個(gè)體特征與鍛煉效果之間起完全中介作用，而初中生鍛煉動機(jī)在初中生社會環(huán)境與鍛煉效果之間起部分中介作用。

5）初中生的鍛煉承諾在初中生個(gè)體特征、社會環(huán)境與鍛煉效果之間起調(diào)節(jié)作用，且對社會環(huán)境的調(diào)節(jié)作用高于對個(gè)體特征的調(diào)節(jié)作用。