不鍛煉誘因、鍛煉自我效能與自主健身行為的關(guān)系研究：橫向與縱向研究的證據(jù)

靳 明，王 靜，及化娟，李 偉，李亞辰

誘因作為幫助解釋和預測重復性健康行為的變量[1]，起初被運用在對戒煙行為的預測。對于戒煙者來說，吸煙是一種非健康的成癮行為，容易出現(xiàn)復發(fā)狀況，即吸煙者在戒煙期間，身心反應、同伴吸煙等誘因?qū)€體誘惑越大，就會有吸煙復發(fā)的欲望，減少或退出戒煙行為。因此，在戒煙領域，吸煙誘因?qū)錈熯@種非健康行為有負向的預測。隨后，誘因開始運用到鍛煉行為領域，被稱為不鍛煉誘因。不鍛煉誘因，是指誘發(fā)個體具有減少或退出鍛煉行為欲望的因素[2]。在不鍛煉誘因的測量上，H.A.HAUSENBLAS等[2]專門編制了不鍛煉誘因量表對不鍛煉誘因進行測量，包含情感維度和競爭維度。其中，情感維度是指在鍛煉中的若干負面情感，負面情感會促使人們逃離與此情感相關(guān)的行為，其理論來源為計劃行為理論中的態(tài)度維度[3]；競爭維度是指與鍛煉行為競爭、替代的若干事件，其理論來源是跨理論來源的決策平衡維度，即人們在行為前會進行利益和代價的評價，當多個行為需要人們選擇時，人們會選擇利益更大、代價更小的行為，退出利益更小、代價更大的行為。L.PENCES[4]也提到了不鍛煉誘因測量的重要性，但認為目前的不鍛煉誘因的測量還需完善和細化。在不鍛煉誘因的結(jié)果變量上，有研究認為，不鍛煉誘因有助于理解、預測和解釋鍛煉行為[2]，不鍛煉誘因與舞蹈運動類型的鍛煉活動有顯著負向影響[5]，不鍛煉誘因?qū)ι眢w活動水平有顯著的影響[6]。也有研究將對不鍛煉誘因的前置因素進行了研究，認為動機和自我損耗角度是有助于人們抵制不鍛煉誘因。但總的說來，不鍛煉誘因的相關(guān)研究較少，尤其將不鍛煉誘因與其他相關(guān)因素整合在一起分析對鍛煉行為的研究鮮見[7]。

自我效能，是指人們對于完成行為任務擁有的自信心程度；誘因，是指在中等困難情況下，促使個體具有參與一個特定行為的欲望程度[2，8]。而信心和欲望往往是被研究者共同關(guān)注的[9-10]。自我效能反映了完成行為任務的信心程度，誘因則反映了趨向于追求一種行為或躲避這種行為獲得的利益帶來的欲望滿足程度[11]。當個體盡管認為完成這種行為有信心，但不能獲得利益帶來的欲望滿足時，并不能更好地促進該項行為。反之，盡管個體認為該行為的參與能夠帶來欲望滿足，但沒有完成的信心，同樣會影響行為的堅持程度。因此，二者共同影響行為的發(fā)生，缺一不可。

在時間序列上，自我效能與誘因往往同時產(chǎn)生。一項回歸分析表明，自我效能變化貫穿整個運動階段，而在整個鍛煉階段，誘因與自我效能均存在相關(guān)關(guān)系。自我效能與誘因被視作并列的2個同等重要的伴隨變量[8]。國外有研究將鍛煉自我效能和不鍛煉誘因整合在一起，通過實證分析二者對鍛煉行為的影響[6]。H.A.HAUSENBLAS等[12]也認為，隨著不鍛煉誘因降至最低，鍛煉自我效能將升至最大。但目前，國內(nèi)尚無研究者對不鍛煉誘因與鍛煉自我效能進行整合的實證研究。相對于更為寬泛的鍛煉行為概念，自主健身行為對于人體的身心效應具有更多的益處，自主健身行為逐漸得到更多的關(guān)注[13-15]，那么，不鍛煉誘因是否和鍛煉自我效能整合在一起對中國人群自主健身行為進行預測呢？這是本文第一個假設，采用橫向設計得出模型（見圖1）。

圖1 鍛煉自我效能、不鍛煉誘因與大學生自主健身行為的關(guān)系：橫向設計Figure1 Relationship Between Exercise Self-efficacy，No Exercise Incentives and College Students'Autonomous Fitness Behavior：Horizontal Design

應該指出的是，國外研究者盡管分析了鍛煉自我效能和不鍛煉誘因?qū)﹀憻捫袨榈挠绊?，但采用的是橫向設計，缺乏縱向的交叉滯后設計的研究，這影響了研究的全面性和準確性。從理論上而言，鍛煉自我效能和不鍛煉誘因不僅能預測自主健身行為，自主健身行為也能夠預測自我效能和不鍛煉誘因。班杜拉自我效能理論認為，自我效能與成就行為、成績行為相互促進[16-17]，自我效能與自主行為存在顯著相關(guān)[18-19]。因此，鍛煉自我效能與自主健身行為之間可能存在相關(guān)預測的關(guān)系。

不鍛煉誘因和自主健身行為之間可能也存在相互預測的關(guān)系。個體受到不鍛煉誘因的誘惑越大，越容易被吸引減少或退出鍛煉。自主性的行為模式有助于提高興趣和動機，堅定信念[20]，而堅定的信念能夠抵制各種誘惑[21]，因此，自主健身行為水平越高，越有參與健身行為的自主動機和堅定信念，能夠增強來自外界的誘惑的抵制，因而可能被不鍛煉誘因的吸引減小。

根據(jù)以上理論，提出第二個假設：大學生鍛煉自我效能、不鍛煉誘因與自主健身行為相互促進。采用縱向交叉滯后設計得出模型（見圖2）

圖2 鍛煉自我效能、不鍛煉誘因與大學生自主健身行為的關(guān)系：縱向設計Figure2 Relationship Between Exercise Self-efficacy，No Exercise Incentives and College Students'Autonomous Fitness Behavior：Vertical Design

1 不鍛煉誘因量表的編制

由于國內(nèi)尚無不鍛煉誘因量表，需要重新編制和驗證。以H.A.HAUSENBLAS等[2]的不鍛煉誘因量表（Temptation to Not Exercise Scale）為基礎，請2名英語專業(yè)教師經(jīng)過多次的翻譯轉(zhuǎn)換，務求語言的等值。原量表為雙維度模型，共10個條目，包括情感（affect）維度和競爭（competing）維度，量表得分越高，個體感知的不鍛煉誘因越高。情感維度實質(zhì)反映了在完成鍛煉任務過程中自我情感體驗對個體鍛煉行為趨向性的吸引；競爭維度實質(zhì)反映了與鍛煉行為競爭的事件對個體鍛煉行為趨向性的刺激和吸引。

情感維度包括“鍛煉中我感到生氣”“鍛煉中我感到不滿足”“鍛煉中我感到孤獨”“鍛煉中我感到有壓力”和“鍛煉中我沒有感到明顯的健康效果”5個條目；競爭維度包括“過于懶惰”“沒有時間”“過多忙于家務”“過于繁忙”“過多忙于工作”5個條目。但該量表條目較少，可能對不鍛煉誘因的全面性考慮不夠，在征求2名心理學教授、8名高校體育教師和部分大學生意見和建議后，做出如下調(diào)整：（1）在情感維度，基于鍛煉情緒誘導量表、競賽狀態(tài)焦慮量表，增加了焦慮、沮喪、疲憊和厭倦；（2）在競爭維度，根據(jù)中國大學生實情，首先將“忙于工作”刪除，改為“過多忙于課外功課”，將“懶惰”改為“運動惰性”，其次，增加了過多忙于“上網(wǎng)聊天”“電子游戲”“看電影電視”“逛街購物”“兼職打工”“社團活動”“下棋打牌”“郊游旅游”“戀愛約會”“聚會聚餐”“聽歌唱歌”11個競爭事件，這些事件可能也是吸引大學生在課余時間與健身活動競爭進行的休閑活動，形成不能自主健身的重要外在情景誘因。

基于以上考慮，初步形成了23個條目的初始量表，詢問大學生，“在以下17個情景中，請?zhí)顚懽罱?周內(nèi)各個情景誘使你減少或退出自主健身的程度”，使用7分制自評式量表，1表示最低級，7表示最高級。

1.1 量表條目的區(qū)分度分析

以130名大學生為樣本，對初始量表進行了區(qū)分度分析，運用臨界比率的方法，將各條目得分前27%者為高分組，后27%為低分組，每個條目進行高低2組平均數(shù)的差異顯著性分析，將臨界比率沒有達到顯著性水平的條目排除。結(jié)果顯示，情感維度的“感到孤獨”，競爭維度的“過多忙于戀愛約會”“過多忙于社團活動”和“過多忙于家務”3個條目不符合量表編制標準，予以刪除。最后，形成1個含20個條目的量表，其中情感維度8個條目，競爭維度各12個條目。

1.2 量表效度分析

從286名大學生中隨機抽取143名學生為樣本，對區(qū)分度分析后剩下的20個條目進行探索性因素分析，進行Bartlett球形檢驗。結(jié)果顯示，KMO值為0.86，表明條目間有共同因素存在，適合做因素分析。采用最大正交旋轉(zhuǎn)法，在抽取因素時，抽取特征值大于1的因素共有2個（特征值大于1，累積貢獻率58.82%），分別命名為情感誘因和競爭誘因。初步驗證了不鍛煉誘因量表情感與競爭2個維度的構(gòu)想。

1.3 量表信度分析

常見的信度分析方法有內(nèi)部一致性信度、再測信度和分半信度等，本研究采用克隆巴赫系數(shù)和重測信度進行信度分析。用修訂后的最終量表對286名大學生中其余的143名進行內(nèi)部一致性檢驗，隨機抽取286名大學生中30名進行再測度檢驗，2次間隔時間為2周。

結(jié)果顯示，情感維度、競爭維度以及總量表的克朗巴赫α系數(shù)和重測系數(shù)達到0.7以上，符合心理測量學的要求，說明該量表的內(nèi)部一致性較好，具有較好的穩(wěn)定性（見表1）。

表1 不鍛煉誘因量表的信度分析Table1 The List of Reliability for the None Exercise Inducement Scale

2 測試對象與工具

2.1 測試對象

采用整體隨機抽樣方法，選取石家莊市4所大學800名大學生為樣本，2017年9月（T1）進行測查學生，2017年12月（T2）再次測查，有效被試者746人，其中男生351人，女生395人，大一、大二、大三分別為278人、262人、206人，平均年齡為（19.76±1.68）歲。

2.2 測試工具

2.2.1 不鍛煉誘因量表 由情感誘因、競爭誘因2個維度構(gòu)成，共20個條目，使用7分制自評式量表，1表示最低級，7表示最高級，得分越高，大學生不鍛煉誘因感知越大。以1 348名大學生為樣本，驗證性因素顯示，x2/df=4.033，RMSEA=0.036，CFI、NFI、IFI和GFI均大于0.9，量表各維度克隆巴赫α系數(shù)為0.795、0.828和0.763。

2.2.2 鍛煉自我效能量表 根據(jù)RENNER和SCHWARZER的鍛煉自我效能量表，含行動自我效能、應對自我效能和恢復自我效能3個維度，共18個條目，得分越高，大學生鍛煉自我效能越高。采用李克特7點量表，從1（根本不相信）到7（完全相信）。該量表已在中國文化背景下通過信效度檢驗[22]。本研究驗證性因素顯示，x2/df=4.851，RMSEA=0.053，CFI、NFI、IFI和GFI均大于0.9，各維度克隆巴赫α系數(shù)分別為0.854、0.821和0.795。

2.2.3 自主健身行為量表 采用房蕊[13]的青少年自主健身行為量表，含自我決定感、自主支持感和自我調(diào)節(jié)SOC策略3個維度，共43個條目，該量表的信度和效度已在中國青少年樣本中得到驗證。本研究驗證性因素顯示，x2/df=4.324，RMSEA=0.041，CFI、NFI、IFI和GFI均大于0.9，各維度克隆巴赫α系數(shù)分別為0.762、0.793和0.842。

2.2.4 數(shù)據(jù)分析 運用SPSS16.0和Amos17.0對數(shù)據(jù)進行分析。

3 研究結(jié)果

3.1 各變量描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

結(jié)果顯示，多數(shù)變量間的相關(guān)關(guān)系呈現(xiàn)低度到中度的相關(guān)，自我效能與不鍛煉誘因之間存在負相關(guān)關(guān)系，與自主健身行為之間存在正相關(guān)關(guān)系，不鍛煉誘因與自我效能和自主健身均存在負相關(guān)關(guān)系?？傮w來看，大學生不鍛煉誘因越小，自我效能越高，自主健身行為程度越高（見表2）。注：*表示P<0.05，**表示P<0.01，***表示P<0.001（下同）

表2 各變量描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析Table2 Descriptive Statistics and Correlation Analysis of Each Variable

3.2 橫向研究設計分析

在相關(guān)分析的基礎上，依據(jù)圖1模型，將大學生性別、年齡作為控制變量，構(gòu)建了T1和T2 2個時間點鍛煉自我效能和不鍛煉誘因?qū)ψ灾鹘∩淼念A測模型。圖中路徑數(shù)據(jù)通過SEM分析獲得，在模型進行識別（Model identification）時，通過模型進行識別（Model identification）得出結(jié)果。T1時間：x2/df=4.11，RM?SEA=0.042<0.08，CFI、NFI、RFI、IFI和GFI均達到0.9以上；T2時間：x2/df=3.75，RMSEA=0.036<0.08，CFI、NFI、RFI、IFI和GFI均達到0.9以上。說明，設定的模型參數(shù)估計與實際數(shù)據(jù)模擬良好。

結(jié)果顯示：T1時間段，鍛煉自我效能正向顯著預測大學生自主健身行為，不鍛煉誘因負向顯著預測大學生自主健身行為，相較之下，鍛煉自我效能的預測效應更高（見圖3）；T2時間段，鍛煉自我效能和不鍛煉誘因同樣均能正向和負向顯著預測大學生自主健身行為，相較之下，鍛煉自我效能的預測效應仍然更高（見圖4）?？傊赥1和T2 2個時間段，鍛煉自我效能和不鍛煉誘因均能正向和負向顯著預測大學生自主健身行為。

圖3 T1時間鍛煉自我效能、不鍛煉誘因與大學生自主健身行為的關(guān)系：橫向設計Figure 3 Relationship Between Exercise Self-efficacy，No Exercise Incentives and College Students'Autonomous Fitness Behavior in T1 Time：Horizontal Design

圖4 T2時間鍛煉自我效能和不鍛煉誘因與大學生自主健身行為的關(guān)系：橫向設計Figure4 Relationship Between Exercise Self-efficacy，No Exercise Incentives and College Students'Autonomous Fitness Behavior in T1 Time：Horizontal Design

3.3 縱向交叉滯后設計

表2的相關(guān)分析顯示，前測T1時間鍛煉自我效能與后測T2時間鍛煉自我效能之間的相關(guān)顯著，T1不鍛煉誘因和T2不鍛煉誘因之間的相關(guān)顯著，T1自主健身行為和T2自主健身行為的相關(guān)顯著，這表明大學生鍛煉自我效能、不鍛煉誘因吸引和自主健身行為在3個月內(nèi)表現(xiàn)出一定的穩(wěn)定性。

T1鍛煉自我效能與T1自主健身行為相關(guān)顯著，T2鍛煉自我效能與T2自主健身行為相關(guān)顯著。T1、T2的不鍛煉誘因，也分別與T1、T2的自主健身行為相關(guān)顯著，這表明，鍛煉自我效能、不鍛煉誘因與自主健身行為的同時性相關(guān)顯著。同時，前測T1鍛煉自我效能和后測T2自主健身行為的繼時性相關(guān)顯著，前測T1自主健身行為和后測T2鍛煉自我效能的繼時性相關(guān)顯著。前測T1不鍛煉誘因和后測T2自主健身行為的繼時性相關(guān)顯著，前測T1自主健身行為和后測T2不鍛煉誘因的繼時性相關(guān)顯著。

上述結(jié)果表明，鍛煉自我效能、不鍛煉情景誘因與自主健身行為之間存在一定的關(guān)系，各變量存在同步相關(guān)性和跨時間的一定穩(wěn)定性，符合進行交叉滯后設計的基本假設。在以上分析基礎上，依據(jù)圖2模型，將大學生性別、年齡作為控制變量，構(gòu)建了鍛煉自我效能和不鍛煉誘因與自主健身的相互預測關(guān)系模型，圖中路徑數(shù)據(jù)通過SEM分析獲得，在模型進行識別（Model identification）時，通過模型進行識別（Model identification）得出結(jié)果：x2/df=4.112，RMSEA=0.036<0.08，CFI、NFI、RFI、IFI和GFI均達到0.9以上，說明設定的模型參數(shù)估計與實際數(shù)據(jù)模擬良好（見圖5）。

圖5 T1和T2時間鍛煉自我效能、不鍛煉誘因與自主健身的的關(guān)系：縱向設計Figure5 Relationship Between Exercise Self-efficacy，No Exercise Incentives and College Students'Autonomous Fitness Behavior in T1 and T2 Time：Vertical Design

首先，考察前測T1鍛煉自主效能、不鍛煉誘因，對后測T2自主健身行為的預測效應。將前測鍛煉自主效能和前測不鍛煉誘因作為自變量，后測自主健身行為作為因變量，結(jié)果表明，前測鍛煉自我效能能夠顯著正向預測后測自主健身行為，前測不鍛煉誘因?qū)鬁y自主健身行為沒有顯著預測效應。

其次，考察前測T1自主健身行為，對后測T2鍛煉自我效能和不鍛煉誘因的預測效應。將前測自主健身作為自變量，后測鍛煉自我效能和不鍛煉誘因分別作為因變量，結(jié)果表明，前測自主健身行為對能夠正向顯著預測后測鍛煉自我效能，前測自主健身行為對后測不鍛煉誘因沒有顯著預測效應。

總結(jié)之，鍛煉自我效能與自主健身行為之間能夠跨時間相互預測，但是不鍛煉誘因與自主健身行為之間不能跨時間相互預測。

4 討論

4.1 大學生鍛煉自我效能、不鍛煉誘因與自主健身行為的關(guān)系：橫向研究

4.1.1 大學生鍛煉自我效能、不鍛煉誘因?qū)ψ灾鹘∩硇袨榈挠绊?鍛煉自我效能與不鍛煉誘因、自主健身行為之間存在顯著相關(guān)關(guān)系（見表2），證實大學生在鍛煉中，隨著鍛煉自我效能的提高，對不鍛煉誘因的感知降低，自主健身行為增加。

2個時間點T1和T2的橫向研究顯示：大學生鍛煉自我效能與不鍛煉誘因存在負相關(guān)關(guān)系，即隨著鍛煉自我效能的增加，大學生對于不鍛煉誘因的感知程度減少；大學生鍛煉自我效能對自主健身行為具有積極正向預測，這與自我效能理論一致。認為，自我效能是行為動因的中心機制，通過動機對行為、情緒過程發(fā)生影響，并影響個體在行動中的主動程度[23]。大學生在鍛煉中對完成鍛煉越是具有信心，越相信能夠堅持鍛煉，越能感知到盡管能夠?qū)崿F(xiàn)鍛煉任務，與鍛煉目標的實現(xiàn)越接近，越容易被激勵加強健身行為，越容易具有健身自主型動機，自主健身行為水平提高。

不鍛煉誘因越高，越容易減少甚至退出自主健身行為，即對自主健身行為有顯著負向影響。競爭維度之所以能夠與體育鍛煉競爭，吸引大學生退出堅持鍛煉，可能源于“利益-代價”的對比。當大學生面臨競爭維度誘惑時，會認為這些外在情景誘因中的競爭性行為具有更多、更快的收益，且具有更小成本，能得到更多、更快的滿足。如與健身行為能量消耗、帶來疲勞傷痛的生理成本相比，運動惰性競爭性行為付出的能量消耗和帶來的疲勞傷痛等生理成本更少；再如，與健身行為需要付出場地器材費用等經(jīng)濟成本，需要同伴等人際成本以及帶有一定緊張競賽的心理成本相比，手機上看電影、玩電子游戲等競爭性行為的經(jīng)濟成本、人際成本較少，而且在產(chǎn)出上，感覺更加輕松愉快。總之，盡管健身行為有諸多益處，但是運動惰性、電子游戲等也有相應甚至更多的益處。

業(yè)余時間適度忙于電子游戲、課外功課等競爭性事件無可厚非，但過多忙于這些行為，忽視自主健身行為，久之會損害身體健康，長期利益受損。但這些誘因畢竟會給大學生帶來即時的利益，這些即時利益對于大學生而言是一種誘惑，對于這些誘惑，大學生有兩難選擇：（1）不加以認知的自我控制，此時會被這些誘惑吸引，加入到與健身行為相對的競爭性行為中，減少自主健身行為；（2）加以認知的自我控制，抵制這些誘惑。抵制誘惑是自我控制資源的重要任務[24]，當個體面臨誘惑越大時，越需要啟動個體自我控制資源，吸引更大的自控程度以抵制誘惑，抵制誘惑就意味著個體要遵循一定的規(guī)則而不屈從于本能的驅(qū)動，面臨的誘惑越大，越需要高程度的自控。但是，基于自我資源控制理論，人們的自控資源是有限的，此時容易出現(xiàn)自我損耗，導致人們對抵制誘惑的能力有限[25]，對自主行為的管理大大減弱[24，26]。因此，大學生面臨的不鍛煉誘因帶來的誘惑越大，越容易導致自我損耗加大，更多地被不鍛煉誘因吸引，更多地參與到與健身行為競爭的那些行為（如電子游戲），更少地進行自主健身行為。由此可見，無論哪種選擇，競爭維度誘因都會減少大學生自主健身行為。

從情感維度而言，情感誘因越高，即鍛煉中負面情感體驗越多，此時大學生同樣可能有兩難選擇。（1）對這些負面情感不加以控制。由于避苦是人類的一種本能沖動，為了逃離和避免這些負面情感體驗而獲得滿足，這種本能將會誘使大學生退出健身行為，這與相關(guān)研究是一致的。如有研究發(fā)現(xiàn)，個體在消極情緒容易阻礙堅持鍛煉意向生成，易導致從堅持鍛煉退出[22]；P.EKKEKAKIS等[27]也認為，心理煩惱會對個體堅持鍛煉有消極的影響。（2）大學生在鍛煉中努力對負面情感進行自我控制、自我調(diào)節(jié)。個體對認知自我控制不僅會消耗心理能量，對消極情緒自我調(diào)控同樣會消耗一定心理能量，由于個體自我控制資源是有限的，這種情感自我調(diào)節(jié)、控制程度的增強，導致自我控制資源損耗增大[25]，反而自控能力下降，越難以控制自我抵制這些負面情緒，也仍然會減少自主健身行為。由此可見，無論哪種選擇，情感維度誘因也都會減少大學生自主健身行為。

總之，競爭誘因反映了大學生追求那些與鍛煉行為相對的競爭事件帶來的短期利益滿足的“趨樂”的本能沖動，情感誘因反映了大學生逃避鍛煉中負面情感的“避苦”的本能沖動，二者均可以得到短暫利益的滿足，因此共同導致了大學生自主健身行為的減少。

本研究與國外相關(guān)研究有一致之處，也有不同之處。CLAUDIO R[6]研究表明，不鍛煉誘因?qū)﹀憻捫袨橛兄苯语@著的預測作用，但將自我效能作為控制變量后，鍛煉自我效能對鍛煉行為有直接的預測，但不鍛煉誘因?qū)﹀憻捫袨榈念A測作用消失了。本研究顯示，將鍛煉自我效能作為控制變量的情況下，鍛煉自我效能對自主健身行為有顯著的預測，不鍛煉誘因也能夠負向影響大學生自助健身行為，原因可能在于以下3點。（1）本研究對不鍛煉誘因量表進行了修訂，增加了較多的條目，與國外量表有所不同。（2）國外研究結(jié)果變量是鍛煉行為，鍛煉行為只是說明鍛煉的客觀時間和強度等，并不能反映出鍛煉是否自覺主動。換句話說，當大學生不鍛煉誘因較高時，仍然有可能進行較多的受教師或家長控制下的非自主健身行為。本研究結(jié)果變量是自主健身行為，自主健身更多反映了受自我情感、認知影響的自覺主動，可能與以情感和認知為表征的不鍛煉誘因有更多的關(guān)聯(lián)。（3）國外研究的研究對象是成年人，而本研究研究對象是大學生，由于身心特點仍具有不成熟的特點，可能在面臨誘因上被吸引程度更大。

4.1.2 大學生鍛煉自我效能、不鍛煉誘因?qū)ψ灾鹘∩硇袨橛绊懶谋容^ 橫向研究顯示，鍛煉自我效能與不鍛煉情景吸引均對大學生自主健身行為有積極的預測，相較之下，后者對大學生自主健身行為預測效應較低且較為微弱，原因可能在于受到個體自我控制能力的影響。對于自控控制資源系統(tǒng)較低，以及普通群體或自控能力較低的個體而言，面臨不鍛煉誘因的吸引越大，自我損耗增大，自控能力更低，會導致較低的自主健身行為。但是，對于自控資源控制系統(tǒng)較高，以及自控能力較高的個體而言，具有較多自我控制資源，面臨不鍛煉誘因時，自我損耗下降不多，對不鍛煉誘因帶來的誘惑有較強的抵制，并不一定會減少自主健身行為。未來研究可引入自控能力變量為調(diào)節(jié)變量，分析不鍛煉誘因與自主健身行為的關(guān)系。

4.2 大學生鍛煉自我效能、不鍛煉誘因與自主健身行為的關(guān)系：縱向研究

4.2.1 大學生鍛煉自我效能與自主健身行為之間的關(guān)系 與理論假設一致的是，鍛煉自我效能與自主健身行為之間跨時間相互預測。鍛煉自我效能積極正向預測了自主健身行為。自我效能高的個體認為，努力可以改變自己，容易產(chǎn)生內(nèi)部歸因，因此容易促進自主行為。自我效能低的個體認為，行為結(jié)果是由環(huán)境和他人決定的，自己無能為力，容易產(chǎn)生外部歸因，因此難以產(chǎn)生自主行為。自主健身行為積極正向預測了鍛煉自我效能，自主健身行為程度的提高，促進了身體素質(zhì)、機能和技能，容易滿足鍛煉中能力的需要，挑戰(zhàn)、完成鍛煉任務的信心增強，因此鍛煉自我效能得以提高。這與非體育領域相關(guān)研究一致，如有研究顯示，英語寫作自我效能與英語寫作行為存在跨時間的相互預測關(guān)系[28]。

4.2.2 大學生不鍛煉誘因與自主健身行為之間的關(guān)系 與理論不一致的是，不鍛煉誘因與自主健身行為之間不能跨時間相互預測。原因可能在于，不鍛煉誘因作為一種外在刺激因素，動態(tài)性、主動性相對較低，難以主動、積極地跨時間預測大學生自主健身行為。鍛煉自我效能作為一種內(nèi)驅(qū)力因素，具有相對較高的動態(tài)性和主動性，能夠主動、積極地跨時間預測大學生自主健身行為。另外，按照自控資源控制理論，當大學生面臨不鍛煉誘因較大時，由于多年來受到體育鍛煉正面價值的教育，也大多知道不鍛煉誘因帶來的即時利益是一種誘惑，因此往往采用自我控制策略抵制這些誘惑，此時與自主健身行為的相互預測是通過自我損耗機制實現(xiàn)的。不鍛煉誘因感知越大，需要自我控制越強，但是卻越容易產(chǎn)生自我損耗，導致自控能力越容易下降，導致低自主健身行為。高自主健身行為，反映了大學生健身的高自主情景，而自主情景不容易產(chǎn)生自我損耗[29]。反之，低自主健身行為反映了大學生健身的高控制情景，在控制情景下大學生被動參與健身行為，在被動情景下容易產(chǎn)生自我損耗，自控能力下降，容易被不鍛煉情景誘因吸引。因此，自主健身行為水平對不鍛煉情景性誘因可能也有積極預測。但是，本文研究表明，不鍛煉誘因與3個月之后的自主健身行為之間不能相互預測，原因可能在于，自我損耗對主動性行為和心理的效應往往是短暫、即時的，通過睡眠或休息能夠很快恢復到正常狀態(tài)[30-31]。因此，不鍛煉誘因與2個月之后的自主健身行為難以相互預測，也許不鍛煉誘因與自主健身行為的相互預測只能是同時性的。

研究結(jié)果提示，如果目的是為了短期、盡快使大學生進行自主健身行為，除了增強自我效能，降低不鍛煉情景誘因也是一種策略。盡管整體上不鍛煉誘因?qū)ψ灾鹘∩硇袨榈念A測效應不高，但不排除對于自控能力較低者影響可能較大。如果目的是為了促進大學生長期的自主健身行為，降低不鍛煉誘因并不能起到實質(zhì)效果。重要的是，可從言語說服、替代經(jīng)驗、行為的成敗經(jīng)驗等策略提高鍛煉自我效能。

減少不鍛煉誘因?qū)Υ髮W生自主健身行為的消極影響，首先是預防策略，努力不形成不鍛煉誘因，因為醫(yī)學常識告訴我們，預防遠比治療、補償重要。在競爭維度上，教育工作者不僅要對給予大學生健身行為正面價值的教授，尤其要給予長期價值信念的植入、熏陶，同時要引導大學生業(yè)余時間對學習活動、休閑活動進行合理安排，以免過多的競爭性行為誘發(fā)健身行為的減少。在情感維度上，應對鍛煉中負面情感的原因應具體情況具體分析。如鍛煉中身心疲憊感，可能是學生鍛煉強度、鍛煉時間不當?shù)韧庠谝蛩卦斐傻?，可根?jù)學生情況科學量化鍛煉強度和時間；鍛煉中壓力過大，可能是由于鍛煉中過于注重與他人競爭的外在目標，忽視了鍛煉中自我技能提高、自我健康成長的內(nèi)在目標，可引導學生對內(nèi)在目標的追求；鍛煉中出現(xiàn)沮喪的負面情感，可能是鍛煉任務制定過高造成的，可根據(jù)學生差異重新編制鍛煉計劃和鍛煉任務。

其次是補償和治療策略，可分為2部分。（1）學生的內(nèi)在自我控制。對于自控資源豐富、自控能力強的學生，應該保持和加強這種能力；對于自控能力較弱的學生，一旦不鍛煉誘因形成，學生將面臨兩難選擇，無論自我控制還是不控制均會導致自主健身行為的減少。正確的策略是自我控制，同時對自我控制造成的自我損耗加以補償，方法有榜樣啟動、自我肯定[32]和自主動機[33]等。（2）環(huán)境的外在干預。教師、家長及相關(guān)教育部門可從外在環(huán)境的干預幫助他們抵制這些不鍛煉誘因帶來的誘惑，如適當獎懲策略[34]、意義改變策略[35]、樂觀期待與計劃策略[36]和鍛煉承諾策略[37]，這些策略可以不同程度地減少不鍛煉誘因?qū)W生的誘惑程度，減少這些誘惑對自主健身行為的消極影響。

5 結(jié)論

（1）不鍛煉誘因與自主健身行為之間存在負相關(guān)關(guān)系，鍛煉自我效能與自主健身行為之間存在正相關(guān)關(guān)系。（2）在橫向研究中，鍛煉自我效能和不鍛煉誘因?qū)Υ髮W生自主健身行為均有顯著的預測，相較之下，不鍛煉誘因的預測效應較小。這為鍛煉自我效能和不鍛煉誘因影響自主健身行為提供了橫向的證據(jù)。（3）在縱向研究中，鍛煉自我效能對自主健身行為能夠跨時間相互預測，這為鍛煉自我效能與自主健身行為之間相互影響的關(guān)系提供了縱向的證據(jù)。不鍛煉誘因?qū)ψ灾鹘∩硇袨椴荒芸鐣r間相互預測，不能為不鍛煉誘因與自主健身行為之間相互影響的關(guān)系提供縱向證據(jù)。