大學生鍛煉行為影響因素的結構方程模型分析

于可紅 盧依娟 吳一卓

摘?要：從個體與人際層面探討大學生體育鍛煉行為影響因素及交互關系。以浙江省5所高校1 150名大學生為研究對象，采用體育鍛煉等級、自我效能、行為態(tài)度、行為認知、教師支持以及同伴支持6個量表進行測試，利用結構方程模型對數(shù)據(jù)進行分析與建模，得到個體與人際水平的大學生體育鍛煉行為促進模型。結果顯示：鍛煉自我效能是大學生體育鍛煉行為促進的重要因素，人際水平中同伴支持能夠對大學生的鍛煉自我效能產(chǎn)生影響;同伴支持對大學生體育鍛煉行為的影響大于教師支持，教師支持通過大學生體育鍛煉認知與態(tài)度影響體育行為。研究認為，在針對大學生群體的體育鍛煉行為促進中應關注同伴支持的重要作用，以及教師課堂教學質量的提高。

關?鍵?詞：體育鍛煉行為;影響路徑;結構方程模型;大學生

中圖分類號：G806?文獻標志碼：A?文章編號：1006-7116（2021）02-0103-08

Abstract： From the individual and interpersonal layers to explore the the factors affecting the physical exercise behavior for university students and its interactive relationships. A total of 1，150 university students from 5 universities in Zhejiang province were recruited as participants， and 6 scales were used for evaluating the physical exercise level， self-efficacy， behavioral attitude， behavioral cognition， teacher support and peer support. Structural equation model （SEM） is used to analyze the data， and further conduct the path modification analyses to obtain physical exercise behavior promotion model of university students from the individual and interpersonal layers. The following results can be obtained： exercise self-efficacy is an important factor in promoting university students' physical exercise behavior， and only the peer support at the interpersonal layer can affect university students' exercise self-efficacy. In the impact on physical exercise behavior for university students， the peer support is more important than the teacher support which can affect physical exercise behavior via the physical exercise cognition and attitude of university students. The study holds that in the promotion of physical exercise behavior for university students， we should focus on the imperative role of the peer support， and the improvement of the course teaching quality with teachers.

Key words： physical exercise behavior;influence path;structural equation model;university students

根據(jù)2014年全國學生體質與健康調(diào)研結果顯示，大學生身體素質繼續(xù)呈下降趨勢[1]。2017年《中國學生體質監(jiān)測發(fā)展歷程》同樣顯示，我國大學生體質健康水平依然呈下降趨勢，肥胖率持續(xù)上升且每5年提高2%～3%。由于學生的體育鍛煉水平與他們的身心健康密切相關，并影響成年后的鍛煉習慣[2-3]，因此大學生的體育鍛煉行為促進得到研究者們的密切關注。

回顧以往研究，多從個體內(nèi)部水平探討體育鍛煉行為與多種個體內(nèi)部心理因素的關系，如鍛煉自我效能、體育鍛煉認知以及體育鍛煉態(tài)度等因素。研究指出，自我效能是指有能力完成任務并達到預期結果的信念，該理論是鍛煉行為領域一個比較成功的理論。Sallis[4]指出，自我效能是一個與體育鍛煉行為關系最為密切的變量。通過增加自我效能調(diào)節(jié)成分的鍛煉干預研究已經(jīng)獲得成功[5]。體育鍛煉態(tài)度是指個體在體育活動中所持有的認知評價、情感體驗和行為意向的綜合表現(xiàn)[6]，是個體堅持參與體育活動所必不可少的心理因素，同時大學生的體育鍛煉態(tài)度對體質健康水平有積極影響[7]。除了鍛煉態(tài)度因素，鍛煉認知對于體育行為的產(chǎn)生有著重要作用[8]，鍛煉認知與鍛煉行為之間也存在制約因素[9]。張丹青等[10]指出，我國青少年認知能力與其身體活動水平呈現(xiàn)正相關。

自我效能、行為認知與行為態(tài)度不僅能夠影響體育鍛煉行為，而且三者之間也會產(chǎn)生相互影響。常振亞[11]認為，作為大學生體育鍛煉的狀況之一就是知行分離，知道長期不參加體育鍛煉或參加體育鍛煉不足會導致身體機能和健康水平的逐步下降，引發(fā)免疫力下降，甚至產(chǎn)生疾病。但是，知而不行是由于青少年正處于生長發(fā)育期，精力旺盛，不鍛煉的副作用短期內(nèi)不明顯，若沒有深刻認識會影響鍛煉積極性和堅持性。Bandura[12]發(fā)現(xiàn)，自我效能感與工作態(tài)度存在顯著正相關。還有研究表明，自我效能作為一種知覺因素，影響著相關的態(tài)度和行為?？梢?，身體自我效能感與體育鍛煉態(tài)度之間應該具有一定關系。

上述研究以大學生個體內(nèi)部促進干預的行為改變理論為依據(jù)，使得干預效率低、缺乏長期效應[13]，且多數(shù)研究探討體育鍛煉行為與自我效能、鍛煉認知、鍛煉態(tài)度等單方面的研究，缺少在一個整體視角下去研究體育鍛煉行為與自我效能、體育行為認知、鍛煉行為態(tài)度的相互研究[14]。社會生態(tài)模型強調(diào)人的行為是由多方面因素影響形成的，受到個體內(nèi)部、人際、組織、社區(qū)以及政策5個層面共同影響[15]，影響程度從個體向遠處逐漸減弱。對于大學生體育鍛煉行為而言，除個體層面外，人際水平是產(chǎn)生影響的重要方面，而人際水平中的社會支持是一個重要因素，指的是有助于個人活躍的任何行為。社會支持具有多種形式，包括直接的（與青少年一起參加體育活動）、工具的（提供前往體育活動場所的交通工具）和情感上的支持行為（贊美和鼓勵）[16]。大學生群體所處的高校校園這個特殊環(huán)境，不同于中等教育的是學生具有更強的主觀能動性，對教育也有更深刻的認識，自主性也更強[17]。人類是需要親密關系的動物，不僅需要一起做什么，更需要具有多種意義的“在一起”[18]。研究表明，休閑是一個完成個人與社會發(fā)展任務的主要社會空間，例如兒童的游戲、青少年的探索、年輕人建立親密關系、中年人展示能力并表達自我等等[18]。體育活動作為休閑的重要內(nèi)容，也起著相同的重要作用。Birchwood等[19]從個體的“生涯視角”探討了家庭影響孩子鍛煉行為的因素，指出影響身體活動行為的不平衡性是在個體16歲以前形成的，鍛煉行為的不同主要歸因于個體16歲以前的環(huán)境和經(jīng)歷，特別是家庭環(huán)境對鍛煉行為傾向的影響是關鍵因素，而且具有持續(xù)影響效果。Dowda等[20]通過分析4 152名美國青年人參與中高強度體力活動情況發(fā)現(xiàn)，同伴支持與中高強度體力活動之間顯著正相關。

由以上研究可以看出，社會支持作為人際層的主要影響方式，對青少年鍛煉行為的影響受到了學者的廣泛關注。并且，大多數(shù)研究主要從父母支持和同伴支持2個維度進行探討，而對于體育教師這個特殊人群的支持論述較少。有研究表明，當教師在學年開始時給予學生的情感支持越多，青少年報告他們這一年度學習的行為參與和掌握動機都會增加[21]。國外也有研究表明教師行為可以用來預測學生對學習環(huán)境的滿意度，當教師在社交和情感上支持他們的學生時，學生會對課堂氛圍感到更滿意[22]。除教師外，同伴支持亦發(fā)揮重要影響，這在Keating的研究中也得到了證實。研究發(fā)現(xiàn)，社會支持對大學生的中高強度體育鍛煉和體育鍛煉總量有影響，而且高強度體育鍛煉中朋友支持比家人支持影響更顯著[23]。基于此，在諸多人際水平影響因素中，本研究重點關注大學生直接接觸的體育教師和同伴對其鍛煉行為的影響，并以此為切入點進行深入分析。大學生在學校接觸最多的群體主要為教師和同學，因此人際層面的社會支持主要以教師和同伴支持為主，是影響個體參與體育鍛煉的重要因素。

社會生態(tài)模型強調(diào)人際層面與個體層面間亦存在相互關系。有研究表明，朋友支持對與運動相關的自我效能期望有統(tǒng)計學意義上的直接影響，而且朋友支持是通過自我效能間接作用于鍛煉[24]。也有研究指出，尋找新的鍛煉同伴和共同鍛煉者有利于獲得情緒支持，情緒支持反過來通過實現(xiàn)更好的自我調(diào)節(jié)，特別是通過自我效能來促進自身鍛煉[25]。我國一些學者也嘗試將社會生態(tài)模型運用到學生體育鍛煉促進的實證研究中，由于研究內(nèi)容涉及各層面使得研究指標不能細化，缺乏個體層面多個心理指標與人際層面不同群體社會支持多個因素之間相互作用的影響方式研究，同時未對兩個水平之間各因素的交互關系進行驗證分析，從而無法確定各因子的影響路徑。結構方程模型分析法是基于變量的協(xié)方差矩陣來分析變量間關系的一種統(tǒng)計方法，適用于探究多個變量對因變量的影響，其模型能夠分析潛在變量之間以及各指標與潛在變量之間的內(nèi)在關系[26-27]。因此，該方法能夠更加準確地了解影響大學生體育鍛煉行為的多重因素及其影響的路徑關系。據(jù)此，本研究基于社會生態(tài)模型的個體與人際層面提出如下假設：H1：人際層面的教師支持與同伴支持對大學生體育鍛煉行為具有正向關系;H2：個體層面的自我效能、行為態(tài)度和行為認知對大學生體育鍛煉行為具有正向關系;H3：自我效能、行為態(tài)度和行為認知三者間存在相互影響;H4：自我效能、行為認知與行為態(tài)度在人際層面對體育鍛煉行為的影響中起到中介作用。通過社會生態(tài)模型進行分析和驗證，從而為有效干預大學生體育鍛煉行為提供理論依據(jù)與實踐參考。

1?研究對象與方法

1.1?樣本與來源

運用分層隨機抽樣的方式，選取浙江省5所高校學生作為調(diào)查對象。調(diào)查前對調(diào)研人員進行培訓，經(jīng)學校領導同意后在體育教師的配合下完成問卷調(diào)查。隨機抽取各高校體育課班級學生，每所學校發(fā)放問卷230份，共計發(fā)放1 150份，實際回收問卷1 135份，剔除無效問卷后，共計1 081份有效問卷。其中，大一、大二分別為562和519人，分占51.99%、48.01%;男女生分別為557和524人，分占51.53%、48.47%。

1.2?測量工具

1）體育鍛煉等級量表（Physical Activity Rating Scale-3，PARS-3）。

采用日本學者橋本公雄編制、梁德清修訂的PARS-3。該量表共3小題，從參與鍛煉的強度、時間和頻次來評測體育負荷量（體育鍛煉量）。體育鍛煉量得分=鍛煉強度×（鍛煉持續(xù)時間-1）×頻率。≤19分為小運動量，20～42分為中等運動量，>42分為大運動量。在本研究中，該量表重測信度為0.746，克倫巴赫（Cronbachα）系數(shù)為0.690，具有良好的信效度。

2）鍛煉自我效能量表。

采用李哲修訂的鍛煉自我效能量表。原量表是Marcus編制的《鍛煉自我效能量表》，隨后李哲對其進行了修訂，將11級量度修訂成 5 級量度，共18小題。其中，身體因子包括身體疲勞、處于壓力下或天氣不好等影響體育鍛煉的情況;活動因子包括受傷、假期后或未達到鍛煉目標等情況;精神因子包括經(jīng)歷個人或家庭問題，以及心態(tài)不好時影響鍛煉的情況;沖突因子包括當有工作需要做、客人來訪等影響鍛煉的情況。每小題均采用Likert 5級量度，從“完全不可能”到“肯定能夠”1～5計分。在本研究中，該量表的重測信度為0.746，克倫巴赫（Cronbachα）系數(shù)為0.84。驗證性因子分析表明：χ2=159.891，RMSEA=0.054，SRMR=0.041，TLI=0.959，CFI=0.971，表明該量表具有良好的信效度。

3）行為態(tài)度和行為認知量表。

采用毛榮建編制的《鍛煉態(tài)度量表》中的行為態(tài)度與行為認知分量表。其中，行為態(tài)度分量表包括8小題，均采用Likert 5級量度，從“完全不符合”到“完全符合”。第3小題是正向計分題，其余7道小題全部為反向計分題。行為認知分量表包括7小題，均采用Likert 5級量度，從“完全不符合”到“完全符合”1～5正向計分。在本研究中，該兩個分量表的克倫巴赫（Cronbachα）分別為0.770和0.948。驗證性因子分析表明：χ2分別為13.980和5.909，RMSEA分別為0.074和0.043，SRMR分別為0.012和0.010，TLI分別為0.985和0.994，CFI分別為0.998和0.998，表明該量表具有良好的信效度。

4）社會支持量表。

采用陳善平編制的《鍛煉參與社會支持量表》中的教師支持和朋友支持分量表。量表共6個題目，老師支持為3個題目，朋友支持也為3個題目。全部為反向計分題，均采用Likert 5級量度，根據(jù)“完全同意”到“非常不同意”5～1計分。在本研究中該兩個分量表的克倫巴赫（Cronbachα）系數(shù)分別為0.875和0.855。驗證性因子分析表明：χ2=6.463，RMSEA=0.71，SRMR=0.039，TLI=0.978，CFI=0.988，表明該量表具有良好的信效度。

1.3?測量工具信效度檢驗

探索性因子分析表明，總量表的KMO=0.833，χ2=21 380.33，df=741，Sig=0.000，因此各量表內(nèi)在信度均滿足要求。采用重測法對問卷外在信度進行測量。本研究在正式發(fā)放問卷前又隨機抽取一個班發(fā)放問卷30份，現(xiàn)場作答完成后收回問卷，3周后針對同一批人進行二次發(fā)放。經(jīng)過分析，得到重測信度系數(shù)為0.746 （P<0.01），表明調(diào)查問卷的信度在可接受范圍內(nèi)，符合統(tǒng)計學要求。

1.4?數(shù)理統(tǒng)計與分析

本研究主要運用AMOS 24.0軟件以及結構方程模型進行數(shù)據(jù)分析與模型驗證。首先對量表進行驗證性因子分析，以此測試結構模型的配適度，隨后檢驗各個假設的路徑系數(shù)。第1步將每一個潛在變量獨立進行驗證性因子分析，驗證將從兩個方面進行：（1）所有因子載荷量小于0.5的指標將會被刪除，以此提高模型配適度;（2）所有殘差不能相關，殘差有問題的因子將被刪除，以此提高模型的配適度[28]?；谝陨蟽牲c所保留的因子將最終帶入結構方程模型進行分析。第2步采用Maximum Likelihood法對整個模型進行分析，該方法要求模型資料必須符合多元常態(tài)[29]。因此，如果整個模型中的所有數(shù)據(jù)不符合多元常態(tài)時（multivariate Kurtosis CR>5），將運用Bollen和Stine[30]提出的Bollen-Stine Bootstrap（n=2 000）修正法重新計算所有配適度指標。

2?結果與分析

2.1?模型修正與配適度

所有模型資料符合單變量常態(tài)分布，但整體模型并不符合多元常態(tài)，即多元變量的峰度值為70.79（應小于5）。如果分析資料為非多元常態(tài)易造成卡方值膨脹，因此采用Bollen-Stine Bootstrap （n=2 000）方法進行修正，利用Bollen-Stine修正卡方值并通過Bollen-Stine評估顯著是否為樣本數(shù)大所造成。修正后的模型配適度各指標均符合Hu等[31]建議的標準范圍內(nèi)，即χ2/df=1.18，RMSEA=0.01，TLI=1，CFI=1，IFI=1，AGFI=0.97，Hoelters Critical N（CN）=917.45，說明所建的模型擬合度很好。

2.2?模型中各因子路徑關系

從表1和圖1可以看出，模型中的人際層面主要由教師支持和同伴支持2個指標構成，個體層面主要由鍛煉自我效能、鍛煉行為態(tài)度、鍛煉行為認知3個指標構成，對他們之間以及與鍛煉量程度的路徑關系分析得到以下結果：（1）鍛煉行為方面，處于個體層面的鍛煉自我效能與鍛煉行為態(tài)度對大學生參與體育鍛煉程度達到顯著水平，標準化回歸系數(shù)分別為0.285和0.152（P<0.001），而鍛煉行為認知沒有產(chǎn)生顯著影響;處于人際層面的同伴支持對大學生體育鍛煉程度具有顯著影響（β=0.12，P<0.001），而教師支持沒有產(chǎn)生顯著影響。（2）鍛煉態(tài)度方面，社會支持中的教師支持與同伴支持并不能對鍛煉行為態(tài)度產(chǎn)生顯著影響，只有通過鍛煉自我效能與鍛煉行為認知才能產(chǎn)生影響，鍛煉自我效能和鍛煉行為認知對鍛煉行為態(tài)度影響的β值分別為0.508與0.149（P<0.001）。（3）鍛煉認知方面，教師支持對大學生鍛煉行為認知產(chǎn)生顯著影響（β=0.173，P<0.001），而同伴支持對鍛煉行為認知沒有顯著影響;自我效能對鍛煉行為認知具有顯著影響（β=0.17，P<0.001）。（4）鍛煉自我效能方面，同伴支持對鍛煉自我效能產(chǎn)生顯著影響（β=0.146，P=0.001），而教師支持對鍛煉自我效能并沒有顯著影響。

采用極大似然法估計各路徑系數(shù)值，通過分析圖1與表1中各參數(shù)，產(chǎn)生8條顯著性路徑與6條不顯著路徑，對模型中不顯著路徑剔除后，得到大學生體育鍛煉行為影響因素路徑與路徑效應值（見表2）。

由表2可以看出：（1）教師支持不能直接影響鍛煉量程度，而是通過多條路徑產(chǎn)生影響，其中存在1條顯著性影響路徑，即教師支持→鍛煉行為認知→鍛煉行為態(tài)度→鍛煉量程度。（2）同伴支持能夠通過4條路徑影響鍛煉量程度，并有直接影響作用且產(chǎn)生的影響要大于教師支持。（3）鍛煉自我效能對鍛煉量程度影響的總效應最大，既能產(chǎn)生直接效應，又能通過2條路徑產(chǎn)生間接效應，即第1條為鍛煉自我效能→鍛煉行為認知→鍛煉行為態(tài)度→鍛煉量程度，第2條為鍛煉自我效能→鍛煉行為態(tài)度→鍛煉量程度。

3?討論

根據(jù)不同研究對象，在建立模型時需考慮納入各變量對群體影響的差異性。本研究群體為大學生，較之中小學生，不同社會關系對其體育活動的影響上存在一定差異。此外，大學生通常是住校的，絕大部分時間生活在學校，所以社區(qū)層面與組織層面（家庭）的環(huán)境因素對其活動行為影響較小。常生等[32]和吳澤萍等[33]研究表明，父母學歷與大學生體育鍛煉行為的關系呈低度負相關，父母對子女參加體育鍛煉的態(tài)度與大學生參加體育鍛煉相關不密切?？梢婋S著年齡的增加，大學生自主意識和獨立性不斷增強，在大學生體育鍛煉行為影響因素中同伴與教師起著更為重要的作用。因此，本研究未將家長影響納入在內(nèi)。

本研究側重在社會支持對大學生個體參與體育鍛煉的影響。社會支持位于社會生態(tài)模型中的人際層面，其中形成的社會支持網(wǎng)絡指的是一組個人之間的接觸，通過這些接觸個人得以維持社會身份并且獲得情緒支持、物質援助和服務、信息與新的社會接觸。影響大學生體育鍛煉行為的因素有很多，例如體育社團、體育APP、體育智能設備等，這些均屬于社會生態(tài)模型中除人際水平外的中觀與宏觀層面，所以本研究中未納入其他社會因素。

結構方程模型分析結果顯示， 無論是人際水平還是個體水平，各個水平中均存在多種因素對大學生體育鍛煉行為產(chǎn)生直接或間接影響，且各因素之間存在交互關系。從個體層面看，3個指標均對大學生體育鍛煉量產(chǎn)生顯著影響，即自我效能感、鍛煉認知越高以及鍛煉態(tài)度越積極，大學生的鍛煉量程度也越高。其中，自我效能對大學生體育鍛煉行為的直接影響高于鍛煉態(tài)度，且自我效能對鍛煉態(tài)度具有較高的效應值。在Bandura的社會認知理論中亦支撐了這一觀點，即自我效能是影響個體行為的重要因素之一，間接或直接影響兒童青少年的身體活動。研究發(fā)現(xiàn)，人際層面的同伴支持對自我效能具有顯著正向影響，然而教師支持并未對鍛煉自我效能產(chǎn)生顯著影響。在后期大學生鍛煉自我效能的干預中，需進一步加強學生支持的作用以提高大學生鍛煉程度。

從人際層面看，作為社會化的關鍵要素，人際關系可以通過提供社會支持幫助人們習得健康促進行為的社會規(guī)范[34]。教師和同齡人代表不同的社會化因素，通過各種機制影響大學生體育鍛煉行為[35]。研究發(fā)現(xiàn)，教師支持與同伴支持對大學生體育鍛煉行為具有不同影響路徑。其中，同伴支持對大學生體育鍛煉行為產(chǎn)生顯著正向影響，這與現(xiàn)有研究結果相同，表現(xiàn)在同伴支持，包括鼓勵和與朋友進行體育鍛煉，與青少年的整體體育鍛煉水平呈正相關[36-37]。在朋友對身體活動影響的建模中也認為同伴支持與年輕人的身體活動密切相關[38-39]。從路徑分析可以看出，同伴支持可以通過自我效能對大學生體育鍛煉行為產(chǎn)生影響，即同伴支持因素對大學生體育鍛煉行為能夠產(chǎn)生直接和間接的雙重影響。研究還從同伴支持與教師支持對體育鍛煉量的效應值中發(fā)現(xiàn)，同伴支持對體育鍛煉量的貢獻值高于教師支持（見表2）。造成這一結果的原因之一為本次研究對象為大學生，進入高校后最明顯的變化為體育課次減少，一周一次的體育課使得教師支持中的重要角色——體育教師，對大學生的影響降低。其次，對高校大學生而言，校園是他們生活與學習的主要環(huán)境，大部分時間都是與同伴在一起，身心兩方面都具有建立親密關系和同伴認同的需要。因此，同伴支持對其行為產(chǎn)生重要影響;且在長期離開家庭和父母的校園生活后，大學生通常更加希望能夠得到來自同伴和朋友的肯定或支持。

教師支持雖沒有對大學生體育鍛煉行為產(chǎn)生直接顯著影響，但路徑分析發(fā)現(xiàn)，教師支持因素通過個體層面的鍛煉認知與鍛煉態(tài)度，間接對大學生體育鍛煉行為產(chǎn)生影響，即教師對高校學生的支持能夠提高他們的體育鍛煉認知，進而培養(yǎng)其體育鍛煉態(tài)度，最終促進大學生體育鍛煉行為養(yǎng)成。與前人研究一致，即認為當教師支持大學生體育活動目標并在激勵和支持性的課堂環(huán)境中提供積極反饋時，能夠增強學生的體育活動內(nèi)在動機和體育認知能力[40]。但是從問卷數(shù)據(jù)得出，在體育鍛煉中教師給予他們幫助、指導或者鼓勵方面，有40.1%的學生持中立或反對態(tài)度。由此可見，高校體育教師可能存在重視課堂練習，忽視在教學過程中給予學生體育鍛煉支持性的語言與活動，致使學生對教師支持活動的主觀感知評價較低。體育教師在提高學生體育鍛煉認知與態(tài)度中具有不可替代的作用，不僅要針對大學生群體的特點，關注不同學生的個體差異，因材施教，兼顧到各層次運動技能水平的學生，而且要滿足“吃不飽”，又要照顧“吃不了”的現(xiàn)象，以此來激發(fā)學生體育鍛煉動機。此外，還應注重體育課堂教學質量的提升，深刻認識體育課程的育人價值，將價值引領貫穿于體育課程教學全過程和各環(huán)節(jié)，實現(xiàn)知識與技能、過程與方法、情感態(tài)度與價值觀念的有效整合，實現(xiàn)立德樹人的潤物無聲，這既能改變體育課只是活動課的現(xiàn)狀，又能突顯體育課程在培養(yǎng)德智體美勞全面發(fā)展的社會主義建設者和接班人的獨特作用[41]，進而使高校通識教育課程模塊中的體育課程真正為健康中國、體育強國、體教融合服務。青少年處于心理生理的不斷成熟期，年齡越小的青少年越容易接受各種教育，而年齡越大其獨立性越強，越不容易受到外在環(huán)境的影響。魯長芬等[42]、于可紅[43]發(fā)現(xiàn)，我國青少年體育核心價值觀總體呈現(xiàn)“增齡遞減”的狀態(tài)。因此，對大學生的體育教學過程中更應注意教學方式與方法，尤其在組織形式和內(nèi)容設置上進行有效改革，使學生能感受和體會到體育的重要價值，從內(nèi)心深處認同體育，以利于激發(fā)學生的鍛煉積極性。

4?結論

結構方程模型分析結果顯示，社會生態(tài)模型的個體與人際水平內(nèi)多個因素之間，通過相互作用對大學生體育鍛煉量程度產(chǎn)生直接或間接影響。其中，同伴支持、鍛煉自我效能以及鍛煉行為態(tài)度對大學生體育鍛煉量產(chǎn)生正向直接影響，教師支持與鍛煉自我效能通過體育行為態(tài)度產(chǎn)生間接影響。鍛煉自我效能是促進大學生體育鍛煉行為的重要因素，同伴支持能夠對大學生的鍛煉自我效能產(chǎn)生影響。在大學生體育鍛煉行為的影響因素中，同伴支持的影響大于教師支持。在未來大學生鍛煉行為促進的研究中需要同時考慮個體與同伴以及教師兩個來源，根據(jù)不同研究對象的社會化特征進行干預。在針對大學生群體的體育鍛煉行為促進中，應重點強調(diào)同伴支持的重要作用，注重創(chuàng)造大學生和同伴朋友一起鍛煉的外部環(huán)境，同時提高教師的教學質量。

參考文獻：

[1] 國家體育總局. 2014年全國學生體質與健康調(diào)研結果公布[EB/OL]. [2020-03-30]. http：//www.sport.gov.cn/ n16/n1077/n1227/7328990.html.

[2] JANSSEN I，LEBLANC A G. Systematic review of the health benefits of physical activity and fitness in school-aged children and youth[J]. International Journal of Behavioral Nutrition and Physical Activity，2010， 7（1）：40.

[3] TELAMA R，YANG X，VIIKARI J，et al. Physical activity from childhood to adulthood：A 21-year tracking study[J]. Am J Prev Med，2005，28（3）：267-273.

[4] FAU S J，HOVELL M F. Determinants of exercise behavior[J]. Exercise & Sport Sciences Reviews，1990，18（1）：307-330.

[5] MCAULEY E，COURNEYA K S，RUDOLPH D L，et al. Enhancing exercise adherence in middle-aged males and females[J]. Preventive Medicine 1994，23（4）：498-506.

[6] 謝龍，趙東平，嚴進洪. 青少年體育鍛煉態(tài)度與行為的關系性研究[J]. 天津體育學院學報，2009，24（1）：72-74.

[7] 付東. 大學生體育態(tài)度與體質健康的調(diào)查研究及相關性分析[J]. 北京體育大學學報，2014，37（6）：76-79+103.

[8] BIDDLE S J H，MUTRIE N. Psychology of physical activity：Determinants，well-being，and interventions[J]. Medicine & Science in Sports & Exercise，2001.

[9] 金亞虹，劉敬雯，姚家新，等. 青少年鍛煉認知與行為的選擇及其制約因素[J]. 上海體育學院學報，2013，37（4）：48-52.

[10] 張丹青，路瑛麗，劉陽. 身體活動和靜態(tài)生活方式的影響因素——基于我國兒童青少年的系統(tǒng)綜述[J]. 體育科學，2019，39（12）：62-75.

[11] 常振亞. 健康行為過程理論階段非連續(xù)性在大學生體育鍛煉行為中的檢驗[J]. 體育科學，2013，33（8）：29-36.

[12] BANDURA A. Health promotion by social cognitive means[J]. Health Education & Behavior，2004，31（2）：143-164.

[13] 代俊，陳瀚. 青少年校內(nèi)身體活動行為促進的社會生態(tài)因素及路徑[J]. 上海體育學院學報，2019，43（3）：85-91.

[14] 吳一卓，于可紅. 社會生態(tài)模型與身體活動的研究綜述——基于2007至2017年的文獻研究[J]. 浙江體育科學，2019，41（3）：94-100.

[15] MCLEROY K，BIBEAU D，STECKLER A，et al. An ecological perspective on health promotion programs[J]. Health Educ Behav，1988，15（4）：351-377.

[16] BANDURA A. Social foundations of thought and action：A social cognitive theory[M]. NJ：Prentice-Halll，Inc，1986.

[17] 李培根. 認識大學[M]. 北京：商務印書館，2015. [18] 約翰·凱利. 走向自由：休閑社會新論[M]. 昆明：云南人民出版社，2008.

[19] BIRCHWOOD D，ROBERTS K，POLLOCK G. Explaining differences in sport participation rates among young adults：Evidence from the South Caucasus[J]. European Physical Education Review，2008，14（3）：283-298.

[20] DOWDA M，AINSWORTH B E，ADDY C L，et al. Correlates of physical activity among US young adults，18 to 30 years of age，from NHANES III[J]. Annals of Behavioral Medicine，2003，26（1）：15-23.

[21] RUZEK E A，HAFEN C A，ALLEN J P，et al. How teacher emotional support motivates students：The mediating roles of perceived peer relatedness，autonomy support，and competence[J]. Learning and Instruction，2016，42：95-103.

[22] TURANLI A S. Students' perceptions of teachers' behaviors of social-emotional support and students' satisfaction with the classroom atmosphere[J]. Eurasian Journal of Educational Research，2009，9（35）：129-146.

[23] KEATING X F，SHANGGUAN R L，LAMBDIN D，et al. Analyses of student-perceived social support for exercise[J]. Research Quarterly for Exercise And Sport，2014，85：30-31.

[24] RESNICK B，ORWIG D，MAGAZINER J，et al. The effect of social support on exercise behavior in older adults[J]. Clinical Nursing Research，2002，11（1）：52-70.

[25] RACKOW P，SCHOLZ U，HORNUNG R. Received social support and exercising：An intervention study to test the enabling hypothesis[J]. British Journal of Health Psychology，2015，20（4）：763-776.

[26] SCHUMACKER R E，LOMAX R G，ROUTLEDGE. A beginner's guide to structural equation modeling fourth edition[M]. New York：Routledge，2016.

[27] ANDERSON J C，GERBING D W. Structural equation modeling in practice：A review and recommended two-step approach[J]. Psychological Bulletin，1988，103（3）：411-423.

[28] HOPPER D，COUGHLAN J，MULLEN M R. Structural equation modeling：Guidelines for determining model fit[J]. The Electronic Journal of Business Research Methods，2008，6（1）：53-60.

[29] CURRAN P J，WEST S G，F(xiàn)INCH J F. The robustness of test statistics to non-normality and specification error in confirmatory factor analysis[J]. Psychological Methods，1996，1（1）：16-29.

[30] BOLLEN K A，STINE R A. Bootstrapping goodness- of-fit measures in structural equation models[J]. Sociological Methods & Research，1992，21（2）：205-229.

[31] HU L T，BENTLER PM. Fit indices in covariance structure modeling：Sensitivity to under parameterized model misspecification[J]. Psychological Methods，1998，3（4）：424-453.

[32] 常生，吳健. 影響大學生體育鍛煉行為的家庭因素調(diào)查與分析[J]. 體育學刊，2008，15（3）：67-70.

[33] 吳澤萍，常生，楊新，等. 家庭環(huán)境對大學生余暇體育鍛煉行為的影響[J]. 山東體育學院學報，2007，23（6）：145-148.

[34] 王富百慧，王元超，譚芷曄. 同伴支持行為對青少年身體活動的影響研究[J]. 中國體育科技，2018，54（5）：18-24.

[35] MARGARET L，CAROLINE H，ELIZABETH N. Peer support and role modelling predict physical activity change among adolescents over twelve months[J]. Journal of youth and adolescence，2020，31（6）：562-581.

[36] MENDON?A G，CHENG L A，MéLO E N，et al. Physical activity and social support in adolescents：A systematic review[J]. Health Education Research，2014，29（5）：822-839.

[37] EATHER N，MORGAN P J，LUBANS D R. Social support from teachers mediates physical activity behavior change in children participating in the Fit-4-Fun intervention[J]. Int J Behav Nutr Phy，2013，10（1）：68.

[38] GRAHAM D J，BAUER K W，F(xiàn)RIEND S，et al. Personal，behavioral，and socioenvironmental correlates of physical activity among adolescent girls：Cross-sectional and longitudinal associations[J]. Journal of Physcial Activity and Health，2014，11（1）：51.

[39] LAIRD Y，F(xiàn)AWKNER S，KELLY P，et al. The role of social support on physical activity behaviour in adolescent girls：A systematic review and meta-analysis[J]. Int J Behav Nutr Phy，2016，13（1）：79.

[40] KARA F M，A??I F H. Perceptions of teachers feedback and learning environment as predictors of dispositional flow in physical education[C]. European Congress of Sport Psychology Fepsac，2015.

[41] 馬德浩. 具身德育：學校體育落實“立德樹人”根本任務的一個理論視角[J]. 體育學刊，2020，27（4）：1-6.

[42] 魯長芬，錢紅勝，羅小兵，等. 我國青少年體育核心價值觀現(xiàn)狀與培育策略[J]. 體育學刊，2020，27（4）：91-97.

[43] 于可紅. 我國青少年體質的地域特征與體育價值取向研究[M]. 杭州：浙江大學出版社，2019.