自我增強促進大學生體育鍛煉的作用：對體質測試自我設限的緩解

馮 卿

全國體質健康調研顯示，近年大學生的體質狀況在一些方面呈現(xiàn)下降的趨勢（郭瑞梵等，2019；中國學生體質與健康研究組，2018）。有研究發(fā)現(xiàn)，《國家學生體質健康標準（2014年修訂）》將體質測試作為學生必過的考核項目，在一定程度上引起了學生的壓力感，學生對體質測試產(chǎn)生消極應對的態(tài)度（尚保春，2007；葉鳴等，2009）?；谟幸庾R地采取減少或放棄努力的行為，有研究表述其為個體的自我設限傾向（Berglas，1978；Rhodewalt，2008）。

自我設限，指個體在公開情境中，為了回避或降低因不佳表現(xiàn)帶來的負面影響而表現(xiàn)出對其行為或選擇的自我說服（Caroly et al.，2001）。研究表明，個體的自我設限傾向會根據(jù)不同的情境要求，表現(xiàn)出與之相應的避免性說服和行為選擇特征（李曉東等，2004）。在體育運動情境中也存在個體的自我設限傾向（邱芬等，2014）。因此，本研究把這種學校體質測試情景中的自我說服和行為選擇界定為體質測試自我設限。但目前鮮見體質測試自我設限與體育鍛煉行為的關系研究，特別是針對緩解體質測試自我設限負面作用的探索。因此，研究旨在觀察體質測試自我設限對體育活動參與的負面效應，以及自我增強作為第三變量的中介緩解作用。

1 體質測試自我設限與體育鍛煉行為

關于自我設限的行為解釋，Covington（1984）提出自我價值理論，解釋個體行為與需求的關系。該理論認為，在成就評價的情境中，個體行為的基本動機即為保護自我價值和維護自我形象，個人能力是行為表現(xiàn)的必要條件。Covington（1992）分析大學生人群行為動機時發(fā)現(xiàn)，其對自身的能力持不穩(wěn)定評價，卻往往將能力等同于自我價值，在言行中更容易傾向于自我設限。另一方面，自我呈現(xiàn)理論則解釋為，關注自我公眾形象的心理也會驅使個體采用自我設限策略（孫青等，2006）?？傊晕以O限是一種具有暫時性的維護個體自我價值或形象的行為策略。

研究發(fā)現(xiàn)，自我設限對體育活動參與的積極性會起到消極的影響（Eronen et al.，1998；Sweeny et al.，2010；Zuckerman et al.，1998，2005）。Bain 等（1989）和 Tice等（1990）在對減肥鍛煉人群進行觀察時發(fā)現(xiàn)，個體在面對可能的減肥失敗時，經(jīng)常會提前聲稱自己體重改變的困難，而降低自己在鍛煉中的努力程度，甚至將類似借口當作退出計劃的合理理由。邱芬等（2014）對600名大學生進行跟蹤發(fā)現(xiàn)，長期采用自我設限策略會影響其參與鍛煉的興趣和堅持性?；诖耍晕以O限維持的是一種自我欺騙的個人控制感，個體自我設限的意識愈強，愈不愿意付諸改變自身的行動，其結果則可能是阻礙了人們堅持鍛煉的行為。

體質測試自我設限，指學生在體質測試中，面臨可能的負面評價時，為避免自我價值受損，所采取的自我合理化說服（Baumeister et al.，1988）。在體質測試的背景下發(fā)生的自我設限，也是個體一種自然而然的防御性策略。體質測試在公共場所進行，使得自我展示被個體知覺為自我價值的威脅源。Martin（1998）研究發(fā)現(xiàn)，在12 min長跑測驗中，大學生更易表現(xiàn)出自我設限傾向，以保持自己有足夠能力完成測試任務的形象。倘若測試結果沒有達到預期，則將之歸因于所設限的障礙，從而避免直面失敗的真正原因——身體素質能力的欠缺。然而，自我設限看似在體質測試情境下維護了個體形象與價值，實際上容易造成心理依賴和惰性行為（Ross et al.，2002），在一定程度上影響了運動的參與度。因此，大學生體育鍛煉行為不足可能解釋為體質測試自我設限的結果。

根據(jù)赫爾驅力理論的研究建議，個體執(zhí)行某項行為的努力程度，取決于消除心理匱乏狀態(tài)的內驅力和良好習慣的共同作用（符國群，2001），即激發(fā)個體自我實現(xiàn)、增強自我的需求動機對鍛煉行為起到關鍵性的作用，從自我理論的心理要素方面，主要表現(xiàn)為個體的自我增強（Sedikides et al.，1997；Skowronski et al.，1989）。

2 自我增強作為體質測試自我設限與體育鍛煉行為關系的中介解釋

研究表明，體育鍛煉行為的發(fā)生較多來源于內部動機，積極正面的心理暗示能夠激發(fā)大學生參與健身的行動力（楊旭龍，2018；Sibley et al.，2013）。體育鍛煉行為在受到自我設限的影響時，還會受到第3變量的作用（石偉等，2004），且可能表現(xiàn)在自我增強的干預作用，強化鍛煉行為的傾向，但作為內在驅動力的自我增強對體育鍛煉行為的發(fā)生機制解釋鮮見報道。自我增強表現(xiàn)為自我肯定的驅力（劉肖岑等，2011），是提高自我價值感或增強自尊、尋求積極評價的一種內部動機（Jones，1973），對于提升個人價值感的心理需求具有重要意義，其自我的積極評價傾向表現(xiàn)為選擇性地關注、解釋、加工、強調和組織信息，并與認知、行為策略相聯(lián)系（Hepper et al.，2010）。

自我增強理論認為，個體都具有自我增強的傾向（Shrauger，1975）。自我增強具有自我提高和自我保護兩種功能（Hepper et al.，2010）。生活中自我提高的滿足，有助于促進個體自我信念的發(fā)展和提升。積極的自我信念是一種有價值的資源，保護個體的行動力，幫助其在壓力面前依然保持正常的發(fā)揮（Gregg et al.，2017）。所以，自我增強的研究主要是在社會心理學領域，相關的研究試圖解釋個體需求于積極反饋和評價的心理現(xiàn)象，以及自我增強動機如何預測個體的行為（Gregg et al.，2011；Hep‐per et al.，2013；Lee et al.，2010；O’Mara et al.，2012）。

自我增強有助于個體保持良好的情緒狀態(tài)，擁有能力感，提高社會適應力。研究表明，個體對自我越滿意，體育活動的參與度越高（Bassett et al.，2017；Berger，2014）。因而，大學生的自我增強水平越高，越會有著自我提高的需要，嘗試新的改變，追求自我的進步（Dunning et al.，1989）。由此，激發(fā)大學生的自我增強動機，會積極作用于體育鍛煉的行為。

自我增強對于體質測試自我設限與體育鍛煉行為的中介作用可能表現(xiàn)在緩解自我設限對行為的負面效應上。自我設限者傾向于選擇消極暗示和退縮的方式應對測試任務（Rhodewalt，1994）。自我增強的個體通過增加自信的信念，遇到壓力與困難時，表現(xiàn)得更有準備、更有毅力和更為樂觀的情緒（Mezulis et al.，2004；Wilson et al.，2001），即自我增強是促動行為的正能量，有一定的心理定向作用，能潛移默化地激勵個體采取積極行動，打破自我設限的防衛(wèi)約束（Taylor et al.，2003）。自我增強的動機越強，其行為的堅持性越好。研究表明，減肥人群堅持鍛煉的意志力正是得益于增強自我的情感效用（Berger，2014）。Tice（1991）認為，克服自我設限會依賴于自我增強的動機。雖然運用自我設限策略可能會降低事件成功的概率，但當個體意識到自我設限對行為的阻礙時，自我增強的目的會使個體在不利條件下獲得成功。因此，研究假設體質測試自我設限解釋體育鍛煉行為的改變要受到自我增強的影響。

基于以上的演繹討論，研究假設：1）自我增強可以減少大學生體質測試自我設限的傾向；2）自我增強可以促進大學生體育鍛煉參與水平；3）體質測試自我設限可能是大學生體育鍛煉行為不足的解釋變量；4）自我增強可能是大學生體質測試自我設限和體育鍛煉行為的中介變量（圖1）。

圖1 體質測試自我設限與體育鍛煉行為的中介假設模型示意圖Figure1.TheHypotheticalMediationModelofSelf-handicapping in the Physical Fitness to PhysicalActivity

3 研究對象與方法

3.1 研究對象

從浙江省4所高校隨機選取1 269名大學生進行了測試，回收問卷1 250份，其中，剔除7份測試結果真實性不足的問卷，有效問卷1 243份，問卷有效率99%。大學生的平均年齡20.3±1.6歲，男生603人，女生640人。

3.2 測量工具

采用《大學生體育鍛煉心理調查問卷》，問卷主要由問卷說明、基本信息、主體內容（體質測試自我設限的測量、自我增強的測量、體育鍛煉行為的測量）組成。

體質測試自我設限的測量是基于Rhodewalt等（1995）和王艷禎（2009）的自我設限量表改編而成。為保證問卷使用的效度，首先邀請30名大學生被試進行訪談反饋，并在此基礎上修改問卷中有歧義或表述不清的條目。在正式使用前，隨機選取60名被試進行信度和效度的檢驗，形成最終調查問卷，確定了4個區(qū)別性較好的因子，分別為：減少努力（5個題項），反映的是個體因為在身體素質和健康狀況方面達不到國家體質健康標準，從而放棄改進行為的選擇；尋找借口（3個題項），反映的是個體相信自己的身體素質和健康狀況不可能達到國際體質健康要求的標準；促進干擾（3個題項），反映的是個體因為身體素質和健康狀況達不到國家體質健康標準而說服自己不需要改變；抬舉他人（3個題項），反映的是個體承認自己的身體素質和健康狀況不及他人。問卷共14道題目，采用6級評分，即從1級“完全不符合”到6級“完全符合”。對300名被試的4個因子進行因素分析驗證（表1），累積方差貢獻率為63.44%。KMO=0.718，P＜0.001，內部一致性信度為α=0.834?；谔剿餍砸蛩胤治?，研究對體質測試自我設限4因子模型進行了檢驗，df=69，χ2/df=1.286，AGFI=0.89，CFI=0.905，TLI=0.091，RMSEA=0.074。各模型擬合指數(shù)都達到了推薦標準，且各個觀測因素在潛變量上的載荷較高，表明身體自我設限量表具有較好的構想效度。

表1 體質測試自我設限列表探索性因子分析結果Table 1 The Result of Exploratory FactorAnalysis for Self-handicapping in the Physical FitnessAssessment（PFA）Scale n=300

自我增強的測量是基于Hepper等（2013）的《自我增強問卷》改編而成。問卷共20道題，題項包含4個因子（表2），分別為：有利建構，反映的是個體在個體偏向于自我服務的積極歸因；積極信念，反映的是認知和行為上都有強烈地獲得正面反饋評價的需求；防御性，反映的是個體應對可能出現(xiàn)的消極結果，所采取的認知和行為策略；自我肯定反射，反映的是個體面對威脅自我的信息時，認可自我價值的認知和行為。每個因子各包含5個項目，采用6級評分，即從1級“完全不符合”到6級“完全符合”。問卷進行因子相關分析后（表2），KMO=0.800，P＜0.001，內部一致性信度α=0.846，累積方差貢獻率為57.44%。驗證性因素分析結果為：df=190，χ2/df=1.183，AGFI=0.82，CFI=0.865，TLI=0.960，RMSEA=0.041，表明該問卷的效度滿足要求。

表2 自我增強探索性因子分析結果Table 2 The Result of Exploratory FactorAnalysis for Self-enhancement Scale and Self-handicapping in the PFAScale n=112

體育鍛煉行為，指以保持健康狀態(tài)為目的的身體活動，通常以體育活動的強度、頻率和持續(xù)時間的度量單位來表示。體育鍛煉活動問卷基于《國際體力活動問卷》（IPAQ group，2002）改編而成，利用身體鍛煉強度、鍛煉頻率和鍛煉時間3個維度，以測量個體的體育鍛煉行為。問卷對被試者進行6個月的體育鍛煉運動量進行評定，結合體力活動水平計算方法得出綜合評分（梁崎等，2010）。運動量=運動時間×運動頻率×運動強度，計算出每個大學生運動量的分值。

3.3 數(shù)據(jù)分析方法

研究構建的中介模型（圖2），以檢驗分析體質測試自我設限與體育鍛煉行為的中介效應。X表示體質測試自我設限（自變量），Y表示體育活動水平（因變量），M表示自我增強（中介變量）。根據(jù)Baron等（1986）的解釋，中介變量M（mediator）是X對Y產(chǎn)生影響的中介，即X通過M對Y產(chǎn)生作用。其中，C是X對Y的總效應，C’是直接效應，a、b是經(jīng)過中介變量M的中介效應（mediator effect）；當取一個中介變量時，效應之間的關系為中介效應的大小C=C’＋ab。中介效應的大小用C-C’=ab來衡量。根據(jù)溫忠麟等（2014）提出的中介效應檢驗方法，使用Bootstrap方法檢驗直接效應，如果結果不顯著，即可說明不存在中介效應。研究采用SPSS 23.0軟件、AMOS 23.0對數(shù)據(jù)進行相關分析，并結合Bootstrap置信區(qū)間法驗證中介模型。

圖2 中介模型示意圖Figure 2.The Mediation Model

4 研究結果

4.1 體質測試自我設限、自我增強與體育鍛煉行為相關關系

分析各變量之間的關系（表3），體質測試自我設限的4個維度（減少努力、尋找借口、促進干擾、抬舉他人）均與體育鍛煉行為呈顯著的負相關（r=-0.241，P＜0.01）。自我增強的4個維度（積極信念、有利建構、自我肯定反射、防御性）分別與體育鍛煉行為呈非常顯著的相關性（r=0.358，P＜0.01）。其中，自我增強的3個維度（積極信念、有利建構、自我肯定反射）分別與減少努力、尋找借口、促進干擾、抬舉他人之間存在非常顯著的相關（r=0.041～0.510，P＜0.01），但自我增強因子中的防御性維度僅與自我設限因子中減少努力、抬舉他人2個維度有顯著的相關（r=0.065～0.075，P＜0.01），而與尋找借口、促進干擾2個維度的密切度較低。

表3 體質測試自我設限與自我增強各維度的相關性分析結果Table 3 The Result of Relevance Statistics for Individual Variables of Self-enhancement and Self-handicapping

自我增強與體質測試自我設限之間是顯著負相關（r=-0.268，P＜0.01），與體育活動高、中、低強度之間呈顯著正相關（r=0.296、r=0.267、r=0.189，P＜0.01）。體質測試自我設限與體育活動高、中、低強度之間分別呈顯著負相關（r=-0.260、r=-0.152、r=-0.080，P＜0.01）。

4.2 體質測試自我設限與體育鍛煉行為的中介效應分析

研究依據(jù)中介效應檢驗流程，分析步驟為：1）驗證體質測試自我設限對體育鍛煉行為的總效應C。C=0.30（P＜0.01），說明體質測試自我設限對體育活動體質測試的影響顯著，即體質測試自我設限可以負向地預測體育活動；2）依次對a、b兩個路徑系數(shù)進行檢驗。a=-0.39，b=0.54，說明體質測試自我設限與自我增強”有顯著負相關，自我增強與體育鍛煉行為之間存在顯著關聯(lián)（圖3）；3）依據(jù)Mackinnon等（2004）提出的Bootstrap法檢驗中介效應的顯著性。在研究中，該檢驗方法模型選擇Modle 4，樣本量為5 000，在95%置信區(qū)間（95%CI）下，檢查中介路徑 是否存在，結果是否顯著。

圖3 體質測試自我設限與體育鍛煉行為的中介模型示意圖Figure 3.The Mediation Model of Self-handicapping in the Physical Fitness to PhysicalActivity

Bootstrap檢驗結果顯示，自我增強的中介效應為0.35，95%CI：0.31，1.54，置信區(qū)間不包含 0，該中介效應顯著。

5 討論

研究顯示，自我增強的中介效應顯著，在模型中扮演的是部分中介作用，認為體質測試自我設限與體育行為呈現(xiàn)的是負相關關系，其直接效應量為-0.09（圖3），反映的是阻礙了體育鍛煉行為發(fā)生的效果，也表現(xiàn)為個體的體質測試自我設限得分越高，越會認定自己不能夠勝任測試任務，說服自己不去改變，更傾向于選擇低強度、體力消耗少的活動，導致靜坐少動的時間加長，運動參與的時間減少。本研究假設得到了支持，即體質測試自我設限對于大學生體育鍛煉行為有反向的預測作用，這與Thompson等（2003）的研究基本一致，即體質測試自我設限的意識越強，改變體質的行動意識越弱，個體就越逃避體育活動；而自我設限一旦成為習慣，運動興趣和樂趣則會降低，繼而成為參與體育鍛煉的心理障礙（Rhodewalt，1994）。研究發(fā)現(xiàn)，當大學生自察到身體素質和健康狀況可能達不到國家體質健康標準時，通常會采用減少努力的策略。為回避體質測試的壓力，高自我設限者會在主觀上提前創(chuàng)造出一個殘缺的、不在狀態(tài)的自我，采用各種設限的策略，充當保護自我的盾牌（Martin，1998），愈發(fā)造成體育鍛煉的行動力缺失。

根據(jù)研究假設，自我增強是大學生體質測試自我設限和體育鍛煉行為的中介變量。研究顯示，自我增強的中介效應值在解釋模型中占到總效應的比值為：effect m=ab/c=0.70，即占模型解釋總效應的70%。體質測試自我設限對體育鍛煉行為的因果效應為0.30，其中，0.21的效應來自間接因果效應，0.09的效應來自直接因果效應。說明自我增強在體質測試自我設限與體育鍛煉行為關系的作用過程中具有部分中介作用，支持了本研究假設。在中介效應模型（圖3）中，自我增強影響體育鍛煉行為的效應值為0.54，表現(xiàn)出大的關聯(lián)效應，可以解釋為其對體質測試自我設限預測體育鍛煉行為發(fā)生的過濾機制，即體質測試自我設限得分高的個體將被自我增強濾選，使得自我增強與體育鍛煉行為的關聯(lián)度增加，說明自我增強可以緩解體質測試自我設限的負面效應，對體育鍛煉行為產(chǎn)生促進作用。

有研究認為，即使出現(xiàn)負面的評價反饋，高自我增強個體會努力地認為其是不準確的（Garcia，1995），更傾向于忘記失敗、記住成就、作出對自己有利的歸因，秉持自己比他人優(yōu)秀的信念（Promin et al.，2001），而且相信是可以通過努力改變的（Martin et al.，2001）。本研究顯示，自我增強與體質測試自我設限存在負相關關系（圖3），反映了自我增強得分越高的被試，自我設限的分值越低。可以認為，在面對測試壓力時，高自我增強個體對能否完成體質測試表現(xiàn)出高自信、輕松的狀態(tài)，極少采用自我設限策略。這一結論與前期他人研究結果相一致（Taylor，2003），同時驗證了研究假設，即自我增強動機能夠干預大學生使用自我設限策略的傾向。高自我增強的大學生認為測試結果是努力付出的體現(xiàn)，即使評價不高，也只是暫時性的，他們更注重后期的提升與改變。研究顯示，要改變鍛煉行為不足的現(xiàn)狀，首要是驅動個體自我增強的能量之源，才能弱化大學生自我設限的意識，即不被既有的自我概念所束縛。在認知上，建構體質健康測試評價的自我信念，信心越高，自我提高的意念越強，參與體育鍛煉和改變自我的意愿亦會越強，從而增強鍛煉行為發(fā)生的自主聯(lián)動性（DeJonge et al.，2019）。

值得一提的是，數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，自我增強中的防御性因子與自我設限中減少努力、抬舉他人的兩個因子呈顯著正相關（表3），這與Deppe等（1996）的研究解釋一致。研究認為，防御性是出于對失敗可能的自我保護，更多的是維持個體愉快的心境，緩解暫時的焦慮狀態(tài)（Adam et al.，2006；Harris et al.，1986；Sedikides，1995）；當個體在接受負面反饋之前有機會進行自我設限，就可以免受失敗反饋所帶來的負面結果的傷害，對任務的評價更為積極（Tice，1991）。可見，驅使個體行為的內在動機是非常復雜的（Hepper et al.，2010；Swann et al.，2007），同樣一個行為既可能因為自我增強，又可能源于自我保護。有趣的是，在追蹤訪談中發(fā)現(xiàn)，多數(shù)學生認為，當自己在測試時有意識地減少努力，心態(tài)則會比較放松，也不太會苛求評價結果；而與同學相互抬舉一番后，會緩解些許心理壓力，測試氛圍也能變得輕松。Todd（2002）的研究也表明，個體一旦卸下心理包袱，能夠使得注意力更集中，更有利于行為表現(xiàn)。

在中介模型關系式中，自我增強與體育鍛煉行為呈現(xiàn)出正相關關系（圖3），效應值為0.54，結果反映了自我增強能夠正向促進體育鍛煉行為的發(fā)生，研究假設得到了支持。高自我增強的個體偏向于選擇籃球、足球、快速騎自行車等高、中強度的體育運動，他們有主動參與鍛煉的意識，熱衷于參加競賽類項目，有著穩(wěn)定的情緒狀態(tài)和良好的社會適應力，即自我增強得分高的被試更傾向于追求積極的自我概念，更可能關注于通過體育鍛煉的形式滿足自我諸如外貌、健康、能力、樂趣的內在需求。因此，研究啟示，需要關注個體體測反饋評價的獨特性需求。

6 結論

研究驗證了自我增強作為體質測試自我設限的體育鍛煉模型的中介解釋效應。其中，體質測試自我設限阻礙大學生參與體育鍛煉的行為，而自我增強作為中介變量可以減少體質測試自我設限的水平，并促進體育鍛煉的參與，從而達到緩解由于體質測試自我設限阻礙體育鍛煉參與的作用。

研究建議，鍛煉行為的改變，可以通過對大學生積極自我人格的塑造。當自我增強的內在力量被激發(fā)，有助于大學生擁有正確應對體質測試和負面評價的能力，自我增強的驅動力越強，越自愿為之努力，真正的行為改變就會發(fā)生。

然而，由于影響體育鍛煉行為的改變具有多變性，研究假設雖得到了驗證，但僅僅是基于單一的顯變量解釋模型的構建。在今后的研究中，仍要考慮加入自我不同因素的考察變量及擴大被試量，進一步驗證自我增強與多維度變量綜合變化或干預體育鍛煉行為的解釋模型。