鍛煉投入、鍛煉承諾、主觀體驗(yàn)對(duì)大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的影響：一個(gè)混合模型

董寶林 ，毛麗娟

中共中央國務(wù)院《關(guān)于加強(qiáng)青少年體育增強(qiáng)青少年體質(zhì)的意見》的一個(gè)主要精神和核心要義，便是敦促青少年堅(jiān)持參加體育鍛煉，養(yǎng)成良好的體育鍛煉習(xí)慣[1]。誠然，仍不乏一些大學(xué)生在結(jié)束體育課程學(xué)習(xí)后逐漸減少鍛煉次數(shù)，部分學(xué)生在余暇時(shí)間里寧愿在室內(nèi)瀏覽互聯(lián)網(wǎng)，而不愿在戶外進(jìn)行體育鍛煉活動(dòng)，其鍛煉習(xí)慣可見一斑[2-3]。引導(dǎo)大學(xué)生形成良好的體育鍛煉習(xí)慣，是體育養(yǎng)成教育的核心要義、終身體育的具體實(shí)踐，亦是國家、社會(huì)和學(xué)校共同的訴求。

習(xí)慣（habit），是積久養(yǎng)成的生活方式。多年來，國內(nèi)外對(duì)習(xí)慣內(nèi)涵的詮釋莫衷一是，大體遵循了3個(gè)取向。（1）行為的自動(dòng)化。組織行為學(xué)認(rèn)為，習(xí)慣是人們不需深思熟慮便可重復(fù)的行為狀態(tài)[4]，在相同、穩(wěn)定的社會(huì)情境中，人們總會(huì)不假思索地作出相同動(dòng)作[5]，這種機(jī)械式的行為反應(yīng)是基于過去的行為頻率，而不需要推理或認(rèn)知思考等心理加工過程的干涉[6]。（2）行為的穩(wěn)定性。社會(huì)心理學(xué)認(rèn)為，習(xí)慣是基于穩(wěn)定目標(biāo)和意識(shí)決策反應(yīng)的穩(wěn)定行為，是“目標(biāo)-導(dǎo)向”的穩(wěn)定行為狀態(tài)[7]。習(xí)慣在行為反應(yīng)過程里被理解為主體對(duì)目標(biāo)的依賴活動(dòng)，受目標(biāo)激活、意識(shí)決策或內(nèi)隱態(tài)度的引導(dǎo)[8]，被視為與主體意識(shí)關(guān)聯(lián)的穩(wěn)定行為活動(dòng)[9-10]。（3）行為的規(guī)律性。鍛煉心理學(xué)界定鍛煉習(xí)慣，是長期、有規(guī)律地堅(jiān)持體育鍛煉的一種行為狀態(tài)[11]，理想的鍛煉習(xí)慣應(yīng)體現(xiàn)在有規(guī)律的鍛煉參與次數(shù)[12]、規(guī)律的鍛煉時(shí)長[13]，并保持相當(dāng)長周期的規(guī)律鍛煉行為[14]。該取向?qū)⒘?xí)慣視為決定著行為必然發(fā)展的規(guī)律性趨勢。結(jié)合既有理論和文獻(xiàn)，本研究所指鍛煉習(xí)慣，是建立在反復(fù)鍛煉參與基礎(chǔ)上，個(gè)體自動(dòng)化、穩(wěn)定性、規(guī)律性鍛煉的行為狀態(tài)或行為傾向。

學(xué)者在探討習(xí)慣的影響機(jī)制時(shí)發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的理性心理會(huì)決定行為習(xí)慣的鞏固與穩(wěn)定[15]。其中，體育鍛煉投入便是鞏固鍛煉習(xí)慣的一個(gè)理性心理變量[16-17]。作為一種積極的理性意識(shí)思維[18-19]，體育鍛煉投入能促使主體的精力和情感卷入熱衷或擅長的社會(huì)活動(dòng)[20]，并使行為更具穩(wěn)定性[21]；能投入鍛煉情境的人更傾向于通過體育鍛煉的特殊體驗(yàn)來滿足多層次需求，從而維持行為穩(wěn)定性、建立鍛煉習(xí)慣、促進(jìn)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)[22-23]。另外，作為一種理性心理狀態(tài)，鍛煉承諾也是鞏固鍛煉習(xí)慣的一個(gè)有力證據(jù)[24-25]。承諾是基于鍛煉意識(shí)思維的堅(jiān)持策略、意愿和決心，它可預(yù)測鍛煉動(dòng)機(jī)，益于個(gè)體形成自動(dòng)化的行為方式，避免鍛煉退出[26-27]。一系列實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，承諾在心理投入與行為習(xí)慣間扮演著中介角色。投入-承諾理論認(rèn)為，承諾是主體認(rèn)知與行為的心理紐帶，是由行為投入等內(nèi)化形成的行為態(tài)度[28]，能將精力投入于社會(huì)實(shí)踐者常伴有堅(jiān)定的承諾，傾向于通過反復(fù)踐行來維護(hù)自尊、滿足需求[29]；承諾是建立在認(rèn)知基礎(chǔ)上，個(gè)體踐行鍛煉的心理契約，能將情感投入于體育活動(dòng)的人總會(huì)表現(xiàn)出堅(jiān)定的鍛煉決心，更易形成規(guī)律的鍛煉行為[24，30]。據(jù)此，提出假設(shè)H1：大學(xué)生鍛煉投入越積極，越易形成鍛煉習(xí)慣；H2：大學(xué)生鍛煉承諾越強(qiáng)烈，越易建立鍛煉習(xí)慣；H3：當(dāng)考慮鍛煉投入影響大學(xué)生鍛煉習(xí)慣時(shí)，鍛煉承諾具備中介效應(yīng)。

社會(huì)學(xué)習(xí)理論認(rèn)為，特定情境中的經(jīng)驗(yàn)/體驗(yàn)?zāi)軌蚋淖冃袨橹X、決定行為的決策和表達(dá)[31-32]，換言之，在意識(shí)思維、行為決策和行為表達(dá)間，主觀體驗(yàn)可能具有調(diào)節(jié)功效[33]。首先，主觀體驗(yàn)是一種認(rèn)知操作體驗(yàn)[34]，可能會(huì)調(diào)節(jié)意識(shí)思維（投入）對(duì)行為習(xí)慣的影響。研究表明：對(duì)過去鍛煉享有正性體驗(yàn)者會(huì)有一貫、積極的認(rèn)知反應(yīng)，更愿投入到鍛煉情境中，并表現(xiàn)出積極、持久的行為方式[18]；而缺乏積極鍛煉體驗(yàn)者較易形成偏倚的鍛煉認(rèn)知而難于投入于鍛煉活動(dòng)，亦難于形成規(guī)律的鍛煉行為[21]。其次，主觀體驗(yàn)是一種行為流暢狀態(tài)[35]，既可影響個(gè)體的投入狀態(tài)，又是鍛煉行為的決策依據(jù)[36]。有證據(jù)表明，積極的鍛煉體驗(yàn)會(huì)使人充滿愉悅感和可獲得感，有助于激發(fā)青少年鍛煉意識(shí)思維和投入狀態(tài)，有助于青少年明確鍛煉意圖、堅(jiān)定鍛煉承諾[37]。情緒記憶理論認(rèn)為，既有事件引發(fā)的情緒體驗(yàn)會(huì)重構(gòu)認(rèn)知記憶系統(tǒng)，該系統(tǒng)能夠決定個(gè)體行為的表達(dá)、決策并指導(dǎo)未來行為[38-39]，即主觀體驗(yàn)既可能調(diào)節(jié)鍛煉投入對(duì)鍛煉習(xí)慣的影響，還可能作為一種信息源來調(diào)節(jié)鍛煉投入對(duì)鍛煉承諾的影響。據(jù)此，提出假設(shè)H4：當(dāng)考慮鍛煉投入影響大學(xué)生鍛煉承諾時(shí)，主觀體驗(yàn)具備調(diào)節(jié)效應(yīng)；H5：當(dāng)考慮鍛煉投入影響大學(xué)生鍛煉習(xí)慣時(shí)，主觀體驗(yàn)具備調(diào)節(jié)效應(yīng)。

性別角色理論認(rèn)為，傳統(tǒng)性構(gòu)社會(huì)賦予男女性不同的社會(huì)性別觀念[40]，此觀念可能形成刻板性別印象、固化性別氣質(zhì)，并使人的行為決策和行為表現(xiàn)呈現(xiàn)性別差異[30]。眾所周知，處于生理成熟發(fā)展期的大學(xué)生對(duì)自然性別的敏感度逐漸增強(qiáng)，其社會(huì)行為的決策和表達(dá)亦逐漸朝著符合兩性心理生理特質(zhì)的方向發(fā)展[41-42]。相較而言，女大學(xué)生相對(duì)注重鍛煉參與的外在刺激因素（如活動(dòng)組織、鍛煉氛圍、與行同伴），其鍛煉欲望、決心和自主傾向等方面不如男生那樣堅(jiān)定和強(qiáng)烈；另外，受傳統(tǒng)社會(huì)意識(shí)和文化思想影響，女生鍛煉的內(nèi)斂性和隨意性較強(qiáng)，鍛煉行為無法同男生一樣活躍主動(dòng)、符合積極的自我，亦較難保持規(guī)律、穩(wěn)定的鍛煉行為[38]。可見，在大學(xué)生群體中，不同性別可能使鍛煉承諾對(duì)鍛煉習(xí)慣的影響呈現(xiàn)差異。誠然，該類觀點(diǎn)未得實(shí)證論證。據(jù)此，提出假設(shè)H6：在鍛煉承諾與大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的影響鏈條上，性別變量具備調(diào)節(jié)效應(yīng)。

基于上述理論和文獻(xiàn)梳理，構(gòu)架觀念并建立混合模型（見圖1），并實(shí)證探討鍛煉投入對(duì)大學(xué)生鍛煉習(xí)慣影響內(nèi)在機(jī)制，旨為培養(yǎng)大學(xué)生形成積極、健康的生活方式有所裨益。

圖1 觀念構(gòu)架模型Figure1 Model of Conceptual Framework

1 研究對(duì)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、蘇三省為例，在各省/直轄市分別隨機(jī)選取2所大學(xué)（共6所），每所高校隨機(jī)抽取200～300名大學(xué)生（約1 700名）為被試，共回收1 547份量表。通過篩查（剔除原則：填答題目缺失25%、反向題檢驗(yàn)、規(guī)則性填答或明顯填答有問題等），確定有效量表1 338份（有效率86.49%），被試具體分布情況見表1。

表1 被試的年級(jí)、性別分布表Table1 The grade and gender distribution of the subjects

1.2 工具

采用雙盲、并行的“翻譯-回譯”程序，漢化問卷中所有的英文分量表，旨在最大限度提升工具的跨語言等值性[43]。

1.2.1 青少年鍛煉投入量表（Exercise Involvement Scale for Adolescent，EIS-A） 學(xué)習(xí)投入理論認(rèn)為，應(yīng)從情感投入、行為投入和認(rèn)知投入3個(gè)方面評(píng)估投入水平[44]。（1）選用E.SKINNER[45]《學(xué)習(xí)投入與不滿調(diào)查問卷》的情感投入和行為投入分量表（各含5題，共10題），結(jié)合題意設(shè)定情境，即將“學(xué)習(xí)”或“課堂”等詞匯改為“體育鍛煉”或“體育活動(dòng)”，如我會(huì)在體育鍛煉中盡量做得更好（行為投入）；體育鍛煉可以讓我感覺非常棒（情感投入）。（2）選用B.A.GREENE[46]《動(dòng)機(jī)與策略運(yùn)用調(diào)查問卷》的認(rèn)知投入分量表（含6題），旨從深層認(rèn)知和淺層認(rèn)知來評(píng)估被試學(xué)習(xí)認(rèn)知投入水平。16個(gè)題項(xiàng)均采用李克特5點(diǎn)法從“完全不能（1）”到“完全能夠（5）”，總分表示被試總體鍛煉投入程度。設(shè)定情境，即將核心詞匯改為“體育鍛煉”或“體育活動(dòng)”，如我制定了一個(gè)鍛煉計(jì)劃以實(shí)現(xiàn)我想要的鍛煉效果。本測量得克朗巴赫α=0.942，分半信度=0.889；題總相關(guān)0.643～0.794（P＜0.01）。

1.2.2 鍛煉承諾量表（Deliberate Rumination Scale，DRS）選用劉微娜[47]的《青少年戶外運(yùn)動(dòng)堅(jiān)持決策量表》，該量表是基于運(yùn)動(dòng)承諾理論編制而成，可作為量化評(píng)估被試堅(jiān)持鍛煉的承諾水平，共6題，采用李克特5點(diǎn)法從“完全不同意（1）”到“完全同意”（5），總分表示被試鍛煉承諾水平。結(jié)合題意設(shè)定情境，即將題項(xiàng)中“戶外運(yùn)動(dòng)”或“運(yùn)動(dòng)”等詞匯改為“體育鍛煉”或“體育活動(dòng)”，如體育活動(dòng)已成為我的一種生活方式，同時(shí)，設(shè)計(jì)一項(xiàng)反向題（放棄體育鍛煉對(duì)我來說無所謂）。本測量得：克朗巴赫α=0.908，分半信度=0.898；題總相關(guān)0.395～0.779（P＜0.01）。

1.2.3 主觀體驗(yàn)量表（Subjective Exercise Experience Scale，SEES）借鑒前人測算經(jīng)驗(yàn)[48]，選用E.MCAULEY[49]《主觀鍛煉體驗(yàn)量表》的“積極幸福感”和心理困擾”2個(gè)分量表（各含4題，共8題），采用李克特5點(diǎn)法從“一點(diǎn)也不（1）”到“的確如此（5）”，考慮到這2個(gè)分量表是表述積極、消極相反體驗(yàn)的評(píng)估指標(biāo)，因此，將心理困擾各題項(xiàng)反向處理后，與積極幸福感各題項(xiàng)得分之和來評(píng)估被試主觀體驗(yàn)水平。本測量得：克朗巴赫α=0.872，分半信度=0.833；題總相關(guān)0.678～0.678（P＜0.01）。

1.2.4 大學(xué)生鍛煉習(xí)慣量表（Exercise Habits Scale for Undergraduates，EHS-U） 體育鍛煉習(xí)慣反映了個(gè)體鍛煉行為的規(guī)律性、穩(wěn)定性和自動(dòng)化程度[50]。遵循該觀點(diǎn)，研究從行為規(guī)律性、穩(wěn)定性和自動(dòng)化等3個(gè)方面量化被試的鍛煉習(xí)慣。（1）自編行為規(guī)律性量表。結(jié)合相關(guān)專家意見，從3方面評(píng)定行為的規(guī)律性，即規(guī)律鍛煉的周期長度、周頻率和持續(xù)時(shí)間。其中，周期以“＜1個(gè)月、1個(gè)月、2個(gè)月、3個(gè)月、≥4個(gè)月”，周頻率以“≤1次/月、1次/2周、1次/周、2次/周、≥3次/周”，持時(shí)以“＜15 min、15～30 min、31～45 min、46～60 min、＞60min”各分計(jì)1～5分，以總分表示鍛煉行為的規(guī)律性水平。（2）修訂王坤[50]的《大學(xué)生體育鍛煉習(xí)慣量表》的穩(wěn)定性和自動(dòng)化2個(gè)分量表。首先，邀請(qǐng)鍛煉心理學(xué)博士研究生、博士生導(dǎo)師各2位，對(duì)問卷詞義、語句等進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)有2題更傾向于效能感評(píng)估（如我可以勝任大多數(shù)體育運(yùn)動(dòng)），有4題與總體相關(guān)度過低（r＜0.20，如體育鍛練是我的特點(diǎn)之一），故剔除，保留行為穩(wěn)定性和行為自動(dòng)化各5題。采用李克特5點(diǎn)法從“完全不同意（1）”到“完全同意（5）”，各分量表總分表示被試在該維度上的水平。本測量得：克朗巴赫α=0.947，分半信度=0.921；題總相關(guān)0.626～0.957（P＜0.01）。

上述4個(gè)測量工具的探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析指標(biāo)見表2。

表2 各分量表的內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)Table2 Validity Test of Content and Structure about Each Scales

1.3 施測過程

采用紙筆調(diào)查法，為盡可能降低同源方差的影響[51]，于2017年10月10—20日，11月15～25日，分2輪運(yùn)用集體與單獨(dú)測試相結(jié)合的方式采集數(shù)據(jù)。2次施測的問卷填答時(shí)間均為12 min。

1.4 數(shù)據(jù)處理與分析

將數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS24.0軟件。（1）經(jīng)篩查后，對(duì)保留的有效數(shù)據(jù)進(jìn)行反向題、相關(guān)潛變量得分計(jì)算等。（2）通過描述性統(tǒng)計(jì)、可靠性分析、探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)測量工具的信效度等。（3）對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行中心化和標(biāo)準(zhǔn)化處理，采用相關(guān)性分析、回歸分析，考察鍛煉投入、鍛煉承諾和主觀體驗(yàn)對(duì)大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的直接影響。（4）遵循方杰、溫忠麟等[52-55]的分析經(jīng)驗(yàn)和建議，采用序列層次回歸分析考察鍛煉承諾的中介效應(yīng)、主觀體驗(yàn)有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)、性別有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。（5）利用AMOS24.0構(gòu)建混合模型，并通過模型的擬合指標(biāo)、擬合優(yōu)度指標(biāo)、近似誤差均方根和標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根等檢驗(yàn)所構(gòu)建模型的適配性。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

（1）程序控制：從國際一流期刊文獻(xiàn)選擇成熟且在國內(nèi)外既有研究體現(xiàn)出較高信效度的測量工具；設(shè)計(jì)問卷時(shí)，在引導(dǎo)語中著重標(biāo)注“調(diào)查只為科研使用”，在《鍛煉投入量表》和《鍛煉承諾量表》中分別設(shè)計(jì)了1項(xiàng)反向題，《主觀體驗(yàn)量表》因選用了2個(gè)相反的維度（積極幸福感和心理困擾），故無需設(shè)計(jì)反向題；此外，反復(fù)強(qiáng)調(diào)數(shù)據(jù)保密性和匿名性，并采用現(xiàn)場答疑、填寫完畢當(dāng)場回收的方式收集數(shù)據(jù)。（2）Harman單因素檢驗(yàn)：除人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量（性別、年級(jí)、年齡）外，將問卷中所有題項(xiàng)進(jìn)行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析，分析共提取9個(gè)特征根值＞1的因子，且第1因子變異率為19.855%（＜40%）。

2.2 直接影響效應(yīng)分析

各變量Pearson雙變量雙側(cè)相關(guān)性分析顯示：性別變量與鍛煉承諾、主觀體驗(yàn)和鍛煉習(xí)慣的3個(gè)指標(biāo)的正相關(guān)性皆達(dá)顯著水平（P<0.01），而與鍛煉投入相關(guān)不顯著（P>0.05）；（2）鍛煉投入、鍛煉承諾、主觀體驗(yàn)分別與鍛煉習(xí)慣的3個(gè)指標(biāo)正相關(guān)性皆達(dá)顯著水平（P<0.01）（見表3）。

表3 均值、標(biāo)準(zhǔn)差及Pearson雙變量雙側(cè)相關(guān)系數(shù)表Table3 Statistics of Mean，Standard Deviation and Pearson Correlation Coefficient

分別以鍛煉習(xí)慣各指標(biāo)為因變量，并分別以鍛煉投入、鍛煉承諾、主觀體驗(yàn)、鍛煉承諾×性別、鍛煉投入×主觀體驗(yàn)為自變量，采用強(qiáng)行進(jìn)入法進(jìn)行若干組回歸分析。

結(jié)果顯示：（1）鍛煉投入[F（1，1336）=207.806，β=0.565]、鍛煉承諾[F（1，1336）=623.578，β=0.764]、主觀體驗(yàn)[F（1，1336）=144.060，β=0.495]、性別[F（1，1336）=80.395，β=0.392]、鍛煉承諾×性別[F（1，1336）=527.300，β=0.737]分別對(duì)行為穩(wěn)定性的正向影響顯著（P＜0.001），并分別解釋了31.7%、58.3%、24.3%、15.1%和54.2%的變異；（2）鍛煉投入[F（1，1336）=135.325，β=0.483]、鍛煉承諾[F（1，1336）=389.053，β=0.683]、主觀體驗(yàn)[F（1，1336）=107.587，β=0.442]、性別[F（1，1336）=114.160，β=0.452]、鍛煉承諾×性別[F（1，1336）=331.860，β=0.654]分別對(duì)行為自動(dòng)化的正向影響顯著（P＜0.001），分別解釋了23.2%、46.6%、19.3%、20.3%和42.6%的變異；（3）鍛煉投入[F（1，1336）=68.508，β=0.366]、鍛煉承諾[F（1，1336）=106.742，β=0.440]、主觀體驗(yàn)[F（1，1336）=74.622，β=0.379]、性別[F（1，1336）=30.149，β=0.252]、鍛煉承諾×性別[F（1，1336）=123.381，β=0.466]分別對(duì)行為自動(dòng)化的正向影響顯著（P＜0.001），分別解釋了13.2%、19.2%、14.2%、6.1%和21.6%的變異；（4）鍛煉投入×主觀體驗(yàn)對(duì)鍛煉習(xí)慣3個(gè)指標(biāo)的回歸效應(yīng)不顯著（P＞0.05）（見表4）。

表4 鍛煉投入、鍛煉承諾和主觀體驗(yàn)分別對(duì)鍛煉習(xí)慣各指標(biāo)的回歸分析Table4 Regression Analysis of Exercise Involvement，Exercise Commitment and Subjective Experience on Each Index of Exercise Habits，Respectively

2.3 間接影響效應(yīng)分析

參照X.ZHAO等[56-58]的混合模型分析程序，分別以鍛煉習(xí)慣3個(gè)指標(biāo)為因變量，以鍛煉投入、鍛煉承諾為自變量，進(jìn)行3組序列層次回歸分析：（1）3組序列回歸分析的第1步已在表4得到驗(yàn)證，即鍛煉投入對(duì)行為穩(wěn)定性、行為自動(dòng)化和行為規(guī)律性的單獨(dú)回歸皆顯著，分別解釋了31.7%、23.2%和13.2%的變異；（2）因自變量加入鍛煉承諾，鍛煉投入和鍛煉承諾二者對(duì)行為穩(wěn)定性[F（2，1335）=340.866，T1=4.977，P1＜0.001，T2=17.976，P2＜0.001]、行為自動(dòng)化[F（2，1335）=203.073，T1=3.095，P1=0.002，T2=14.415，P2＜0.001]和行為規(guī)律性[F（2，1335）=59.611，T1=3.202，P1＜0.001，T2=6.638，P2＜0.001]的回歸效應(yīng)皆顯著，分別解釋了60.4%、47.6%和20.8%的變異，ΔR2分別為0.287、0.244和0.077（見表5）。綜上數(shù)據(jù)，鍛煉承諾在鍛煉投入影響鍛煉習(xí)慣各指標(biāo)時(shí)的部分中介效應(yīng)皆顯著。

表5 鍛煉投入、鍛煉承諾對(duì)鍛煉習(xí)慣各指標(biāo)的序列層次回歸分析Table5 Hierarchical Regression Analysis of Exercise Involvement and Exercise Commitment on Each Index of Exercise Habits

為檢驗(yàn)主觀體驗(yàn)的有中介調(diào)節(jié)效應(yīng)，通過對(duì)路徑“自變量→中介變量”的序列層次回歸分析，檢驗(yàn)復(fù)相關(guān)系數(shù)R12和R22差異顯著性，以及層次回歸方程c'系數(shù)的顯著性：鍛煉投入×主觀體驗(yàn)對(duì)鍛煉承諾的R12和R22分別為0.097和0.005，皆達(dá)到顯著水平（P＜0.05）；而且，回歸效應(yīng)（c'系數(shù)）也顯著[F（3，1334）=115.081，β=0.269，T=2.025，P=0.050]，證實(shí)主觀體驗(yàn)的有中介調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著（見表6）。

表6 序列層次回歸方程分析Table6 Coefficient of Hierarchical Regression Analysis

采用上述相同方式檢驗(yàn)性別的有調(diào)節(jié)中介效應(yīng)：鍛煉承諾×性別對(duì)行為穩(wěn)定性的變更R12和R22分別為0.610和0.639，對(duì)行為自動(dòng)化的R12和R22分別為0.530和0.541，對(duì)行為規(guī)律性的R12和R22分別為0.206和0.222，皆達(dá)到顯著水平；而且，對(duì)行為穩(wěn)定性[F（3，1334）=432.167，β=0.258，T=8.273，P＜0.001]、行為自動(dòng)化[F（3，1334）=298.331，β=0.269，T=7.874，P＜0.001]和行為規(guī)律性[F（3，1334）=43.238，β=0.426，T=3.189，P=0.002]的回歸皆顯著（見表7）。由此證實(shí)，性別的有調(diào)節(jié)中介效應(yīng)顯著。

基于此，構(gòu)建一組混合模型（剔除不顯著路徑），旨從結(jié)構(gòu)層面揭示鍛煉投入影響大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的內(nèi)在機(jī)制。模型擬合指標(biāo)：x2（df=84，n=1338）=425.124，x2/df=5.061（P＜0.001）；擬合優(yōu)度指 標(biāo) ：GFI=0.915，NFI=0.894，RFI=0.874，IFI=0.913，NNFI=0.897，CFI=0.912；RMSEA=0.078（近似誤差均方根），SRMR=0.044 7（標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根）。說明所構(gòu)混合模型具有可接受的適配性（見圖2）。

表7 序列層次回歸方程分析Table7 Coefficient of Hierarchical Regression Analysis

圖2 混合模型Figure2 The Mixed Model

3 討 論

3.1 直接影響效應(yīng)討論

鍛煉投入是促進(jìn)大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的一個(gè)理性心理因素。數(shù)據(jù)反映，作為一種理性意識(shí)思維，鍛煉投入為大學(xué)生提供了積極的行為認(rèn)同感，使之自然地將體育鍛煉視為一種有益的社會(huì)行為。而且，他們的開放性和外向性人格相對(duì)突出，善于以積極的心態(tài)妥善應(yīng)對(duì)鍛煉事件和鍛煉人際，并從中獲得愉悅感、可獲得感和融入感，從而以飽滿熱情保持未來行為的穩(wěn)定性（β=0.565）和規(guī)律性（β=0.366）。正如認(rèn)知心理學(xué)闡釋的，意識(shí)思維能夠決定主體行為的產(chǎn)生、維持和發(fā)展[59]。而且，能將身心投入于鍛煉情境的大學(xué)生會(huì)將參加體育鍛煉視為一種常態(tài)的生活需要，他們具有較強(qiáng)的參與意愿和專注度，較易專注于鍛煉活動(dòng)而不愿被抽離，亦傾向于通過反復(fù)實(shí)踐來滿足多層次、多樣的鍛煉需求，從而使鍛煉行為趨于自動(dòng)化（β=0.483）。研究證實(shí)了基本需求理論在本領(lǐng)域的適用性[60]，所得結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[18]。

分析證實(shí)，鍛煉承諾不僅是大學(xué)生堅(jiān)持鍛煉的心理動(dòng)因，更是形成穩(wěn)定、自動(dòng)、規(guī)律鍛煉習(xí)慣的有力證據(jù)。根據(jù)鍛煉堅(jiān)持認(rèn)知決策模型和鍛煉承諾相關(guān)理論觀點(diǎn)，鍛煉承諾是個(gè)體對(duì)鍛煉行為的心理依賴、對(duì)鍛煉參與的長期指向、鍛煉保持的強(qiáng)烈意圖，是大學(xué)生鍛煉堅(jiān)持性的直接預(yù)測變量[25，48]。也就是說，作為一種理性的心理決策，鍛煉承諾為大學(xué)生鍛煉堅(jiān)持提供了清晰的行為意向，它可激發(fā)個(gè)體參與體育鍛煉的欲望和決心，促使個(gè)體通過不斷、反復(fù)、持續(xù)地鍛煉實(shí)踐來達(dá)到預(yù)期鍛煉目標(biāo)、實(shí)現(xiàn)自我突破；作為一種高層次行為態(tài)度，鍛煉承諾還為大學(xué)生從事鍛煉活動(dòng)提供了強(qiáng)烈的參與動(dòng)力和行為意志，使個(gè)體在優(yōu)勢環(huán)境或應(yīng)激情境下皆能保持鍛煉行為的穩(wěn)定性（β=0.764）和規(guī)律性（β=0.440）；作為一種潛在鍛煉傾向性，鍛煉承諾詮釋了大學(xué)生對(duì)體育鍛煉的決策偏好，有助于個(gè)體在有組織或無組織條件下皆能自動(dòng)、自主地從事鍛煉活動(dòng)（β=0.683）。研究所得結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致[36]。

此外，分析還證實(shí)，主觀體驗(yàn)對(duì)大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的正向影響顯著，該結(jié)果論證了既有研究的穩(wěn)定性[38]。臨床心理學(xué)認(rèn)為，積極的主觀體驗(yàn)是與幸福密切相關(guān)的認(rèn)知操作體驗(yàn)，是主體內(nèi)在需要獲得滿足后的愉悅感受[34，60]。數(shù)據(jù)反映了，既有積極鍛煉體驗(yàn)可內(nèi)化為樂趣動(dòng)機(jī)，促使大學(xué)生為滿足樂趣需求而保持穩(wěn)定的鍛煉行為（β=0.495）；可提升鍛煉的知覺流暢性和行為效能感，促使大學(xué)生為維持自尊、滿足可獲得感而主動(dòng)自覺地參與鍛煉活動(dòng)（β=0.442）；可為鍛煉認(rèn)知系統(tǒng)提供有益的信息線索，使個(gè)體對(duì)鍛煉行為的認(rèn)同感增強(qiáng)，進(jìn)而引導(dǎo)大學(xué)生形成規(guī)律的鍛煉行為（β=0.379）。研究證實(shí)了流暢性理論在體育鍛煉領(lǐng)域的穩(wěn)定性[33]。M.REINBOTH[61]曾強(qiáng)調(diào)，隨年齡增長，青少年會(huì)越發(fā)自覺、主動(dòng)參與那些能滿足其需求或成就其信念的鍛煉活動(dòng)。結(jié)合數(shù)據(jù)認(rèn)為，作為認(rèn)知、心智對(duì)身體的依賴，積極的主觀體驗(yàn)是大學(xué)生形成鍛煉習(xí)慣不可或缺的一個(gè)非理性因素。

3.2 間接影響效應(yīng)討論

S.E.BEATTY承諾模型理論認(rèn)為，承諾是情感依賴、行為投入和效果預(yù)期等內(nèi)化形成，連接主體認(rèn)知與行為的橋梁和紐帶[28]。遵循該理論，研究通過多組序列層次回歸分析分別證實(shí)了，在鍛煉投入與鍛煉習(xí)慣的影響鏈上，鍛煉承諾的中介效應(yīng)顯著，主觀體驗(yàn)的有中介調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。這一結(jié)果表明，善于專注、沉浸、投入鍛煉活動(dòng)的大學(xué)生總存有積極、愉悅的鍛煉體驗(yàn)或經(jīng)驗(yàn)，能知覺到體育鍛煉對(duì)自我實(shí)現(xiàn)和自我完善的功效，因而較易保持長期穩(wěn)定、自主自覺、規(guī)律有序的鍛煉行為。不僅如此，既有鍛煉的正性感知和體驗(yàn)還能豐富個(gè)體的鍛煉意識(shí)思維或認(rèn)知系統(tǒng)，并成為未來行為決策的信息線索，使原本善于將身心高度投入鍛煉活動(dòng)的個(gè)體更具鍛煉的欲望和決心，進(jìn)而使建立、鞏固鍛煉習(xí)慣成為可能。簡言之，鍛煉投入既能對(duì)大學(xué)生的鍛煉習(xí)慣產(chǎn)生直接影響，還能通過鍛煉承諾和主觀體驗(yàn)的中介調(diào)節(jié)機(jī)制而間接作用于鍛煉習(xí)慣，正如J.S.EVANS發(fā)展“決策雙系統(tǒng)加工模型”時(shí)闡述的：理性心理因素對(duì)主體行為的決策離不開非理性因素的強(qiáng)化與激活[62]。

值得一提的是，因鍛煉投入和鍛煉承諾交互影響，主觀體驗(yàn)對(duì)鍛煉習(xí)慣各指標(biāo)的影響不再顯著。究其原因：作為一種非理性因素，主觀體驗(yàn)使大學(xué)生自然形成帶有自我感受和印象的行為圖式，當(dāng)面對(duì)即將發(fā)生的鍛煉活動(dòng)時(shí)，個(gè)體會(huì)完全憑直覺迅速?zèng)Q定參與與否，即在瞬時(shí)決策是否鍛煉時(shí)，個(gè)體會(huì)完全依靠主體經(jīng)驗(yàn)和體驗(yàn)記憶作出選擇[35]；而當(dāng)理性認(rèn)知系統(tǒng)介入信息加工時(shí)，個(gè)體的鍛煉行為圖式會(huì)因意識(shí)思維的推理和決策而發(fā)生調(diào)整，如思考鍛煉能給我?guī)砟男┬б?、我能否投入其中、是否非常愿意參加、能否順利?shí)現(xiàn)鍛煉目標(biāo)或完成鍛煉任務(wù)等，此時(shí)，主觀體驗(yàn)將不會(huì)直接決定鍛煉行為，而是成為意識(shí)思維和決策偏好的信息依據(jù)，間接作用于鍛煉行為，這一結(jié)果與“無意識(shí)規(guī)則原理”相關(guān)觀點(diǎn)基本吻合[63]。

序列層次回歸分析還證實(shí)，鍛煉承諾對(duì)鍛煉習(xí)慣影響受性別變量的調(diào)節(jié)，其中，男生鍛煉承諾比女生更強(qiáng)烈，更易形成良好的鍛煉習(xí)慣。既有研究表明，傳統(tǒng)社會(huì)文化思想會(huì)固化性別刻板印象，使女大學(xué)生對(duì)性別角色產(chǎn)生妥協(xié)和價(jià)值認(rèn)同，在鍛煉決策和表現(xiàn)上與男性呈現(xiàn)差異化和非均衡化特征[21]。從數(shù)據(jù)上看，一方面，盡管現(xiàn)代教育提倡尊重女性、男女平等，誠然，在體育領(lǐng)域，性別偏見、性別刻板印象等思想依然存在[41]。這種偏見會(huì)對(duì)女大學(xué)生的性別觀產(chǎn)生影響，并使之形成錯(cuò)誤的認(rèn)知偏見，如“體育鍛煉與優(yōu)雅、文靜、順從、美麗、被動(dòng)的女性形象相?！?，因此，可能為避免被污化成“女漢子”“男人婆”，女大學(xué)生參與鍛煉的積極性和主動(dòng)性、堅(jiān)持的欲望和決心皆不及男生。另一方面，受現(xiàn)代社會(huì)盛行的“瘦文化”影響，人們習(xí)慣地認(rèn)為女性之美在于容顏靚麗、四肢纖細(xì)、線條凸顯、身材勻稱[42]。這種審美觀不僅導(dǎo)致女大學(xué)生對(duì)自信開朗的氣質(zhì)、結(jié)實(shí)飽滿的體型、中性活潑的服飾等運(yùn)動(dòng)美產(chǎn)生偏見，還將導(dǎo)致女大學(xué)生對(duì)體育運(yùn)動(dòng)產(chǎn)生逃避、放棄傾向，使其鍛煉行為的規(guī)律性、穩(wěn)定性始終無法與男生相提并論，正如前人所言，女性審美偏頗與扭曲所誘發(fā)的認(rèn)知沖突可導(dǎo)致其健身行為陷入誤區(qū)[64]。基于此，研究認(rèn)為，大學(xué)生鍛煉承諾和鍛煉習(xí)慣的性別差異，可能因傳統(tǒng)社會(huì)性別觀和現(xiàn)代審美觀所致。

研究在既有理論和文獻(xiàn)探討的基礎(chǔ)上，考察了鍛煉投入、鍛煉承諾和主觀體驗(yàn)對(duì)大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的綜合影響，證實(shí)了鍛煉承諾的中介效應(yīng)、主觀體驗(yàn)有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)、性別有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)皆顯著，在一定程度上解釋了鍛煉投入與大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的內(nèi)在機(jī)制，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。誠然，影響大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的因素還可能包括個(gè)體的人格特質(zhì)、生活方式等，未來應(yīng)關(guān)注更多因素的綜合考量，為踐行“終身體育”健康理念提供借鑒與參考。

4 結(jié)論

鍛煉投入、鍛煉承諾是大學(xué)生建立鍛煉習(xí)慣的理性心理因素，主觀體驗(yàn)是培養(yǎng)大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的非理性因素；對(duì)于不同性別大學(xué)生而言，鍛煉投入皆能通過鍛煉承諾和主觀體驗(yàn)的中介調(diào)節(jié)機(jī)制而間接作用于鍛煉習(xí)慣；大學(xué)生鍛煉承諾和鍛煉習(xí)慣的性別差異，可能因傳統(tǒng)社會(huì)性別觀和現(xiàn)代審美觀所致?；旌夏Ｐ偷慕?gòu)，在一定程度解釋了鍛煉投入影響大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的內(nèi)在機(jī)制，可為塑造大學(xué)生“終身體育”健康理念提供一定參考。