大學(xué)生體育鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系：行動(dòng)計(jì)劃、鍛煉行為的多重中介作用

朱良昊

（湖北商貿(mào)學(xué)院 體育學(xué)院，湖北 武漢 430079）

2021 年9 月，教育部第五場金秋新聞發(fā)布會(huì)解讀了第八次全國學(xué)生體質(zhì)與健康調(diào)研結(jié)果， 報(bào)告指出 “從2014 年到2019 年，大學(xué)生體質(zhì)健康達(dá)標(biāo)優(yōu)良率只增長了0.2 個(gè)百分點(diǎn)，身體柔韌性、力量、速度和耐力等方面未見好轉(zhuǎn)”［1］。由此可見，大學(xué)生體質(zhì)下滑問題仍然沒有得到有效遏制，形勢依舊嚴(yán)峻。體育鍛煉貫穿人的整個(gè)生命歷程， 是改善體質(zhì)健康狀況的重要手段，亦是保持心理健康的妙藥良方［2］。 如何引導(dǎo)大學(xué)生形成良好的鍛煉習(xí)慣，促進(jìn)大學(xué)生規(guī)律性鍛煉行為的維持，成為了社會(huì)各界多方亟需解決的現(xiàn)實(shí)難題。

在社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域，習(xí)慣（habit）屬于一種具有高度自動(dòng)性（automaticity）的行為模式，是指個(gè)體在很少意識參與的情況下， 對一組特定的相關(guān)條件或情境線索做出的行為反應(yīng)［3］。體育鍛煉一旦成為由習(xí)慣控制的行為序列， 就意味它被取代的風(fēng)險(xiǎn)可能會(huì)降低，行為維持得到保證［4］。正因如此，以往的研究主要聚焦于習(xí)慣對體育鍛煉的直接和間接影響， 檢驗(yàn)習(xí)慣強(qiáng)度（habit strength）對鍛煉行為的預(yù)測作用，以及習(xí)慣強(qiáng)度在鍛煉意向-行為關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用［5］，將其視為無意識調(diào)節(jié)過程的關(guān)鍵要素，彌合意向-行為鴻溝的第三變量。然而，隨著習(xí)慣的認(rèn)知范疇突破過去行為頻率，習(xí)慣理論的不斷演化發(fā)展，越來越多的證據(jù)表明習(xí)慣與行為之間的關(guān)系是雙向的［6］，逐漸延伸出了一條新的研究方向。有學(xué)者指出，鍛煉意向可通過行動(dòng)計(jì)劃（action planning）實(shí)現(xiàn)向鍛煉行為的轉(zhuǎn)化，一致情境中的行為重復(fù)（behavior repetition）提高了體育鍛煉的習(xí)慣強(qiáng)度［7］。 van Bree 等［8］試圖將該發(fā)現(xiàn)推廣到其他群體，但遺憾的是，研究結(jié)果未能得到完全復(fù)刻。 另外，行動(dòng)計(jì)劃、鍛煉行為的中介作用是否存在性別差異，之前還未曾有研究涉入，我們對此知之甚少。

鑒于此，本研究從習(xí)慣形成的理論視角出發(fā)，先檢驗(yàn)行動(dòng)計(jì)劃、 鍛煉行為在大學(xué)生鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度二者關(guān)系中的中介作用， 后考察不同性別之間是否具有跨組別的預(yù)測不變性，以期為促進(jìn)大學(xué)生鍛煉習(xí)慣的形成提供參考。

1 理論視角

習(xí)慣形成的本質(zhì)是行為改變，廢棄原有的“舊”行為，開始并維持一項(xiàng)“新”行為。Lally 等［9］將習(xí)慣形成過程劃分為以下4個(gè)階段，系統(tǒng)地闡釋了從意向到習(xí)慣的形成機(jī)制，為探討大學(xué)生鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系提供了很好的理論分析框架。

1）必須作出采取行動(dòng)的決定。 意向是行為的必要非充分條件［10］，行為意向在很大程度上影響個(gè)體后續(xù)行為能否成功實(shí)施。 該階段主要關(guān)注行為意向的形成前因，可通過計(jì)劃行為理論、健康行為過程理論等社會(huì)認(rèn)知方法予以合理解釋。

2）必須將決定轉(zhuǎn)化為實(shí)際行動(dòng)。意向-行為鴻溝是客觀存在的［11］，個(gè)體在實(shí)施意向過程中可能會(huì)面臨來自環(huán)境、資源等因素的挑戰(zhàn)，因此，人們并不總是按其所想的那樣去行動(dòng)。 該階段需要采取一些自我調(diào)節(jié)策略，例如計(jì)劃、情緒、自我獎(jiǎng)勵(lì)、執(zhí)行功能，提高意向與行為關(guān)系的一致性程度，彌合意向與行為之間的差距。

3）行為必須重復(fù)。 在穩(wěn)定環(huán)境中不斷重復(fù)某一行為可以增加該行為的習(xí)慣強(qiáng)度［12］。 當(dāng)實(shí)施一項(xiàng)“新”行為時(shí)，情境線索與目標(biāo)行為之間會(huì)產(chǎn)生一種心理聯(lián)系， 而重復(fù)的作用在于它可以在記憶中強(qiáng)化這種聯(lián)系［13］。 該階段重點(diǎn)關(guān)注動(dòng)機(jī)的耐久性問題，同樣離不開適當(dāng)?shù)墓膭?lì)與支持。

4）“新”行為必須以有利于自動(dòng)性發(fā)展的方式重復(fù)。 “新”行為的開始并非意味“舊”行為的徹底結(jié)束，還需要打破原有線索-反應(yīng)的聯(lián)系［14］，才能消除“舊”行為的潛在威脅。 隨著行為一次次的重復(fù)，再次啟動(dòng)行為所需的認(rèn)知努力會(huì)越來越少，直至達(dá)到自動(dòng)觸發(fā)的境地。 該階段與第三階段緊密銜接，直接關(guān)乎習(xí)慣形成。

2 研究假設(shè)

2.1 鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系

行為意向是指個(gè)體執(zhí)行某特定行為或取得特定結(jié)果的自我指示。Orbell 等［15］一項(xiàng)關(guān)于健康行為習(xí)慣中自動(dòng)性成分的系列研究發(fā)現(xiàn)，意向是習(xí)慣強(qiáng)度的重要決定因素，積極的意向有利于習(xí)慣形成。 在體育鍛煉領(lǐng)域，Verplanken 等［16］首次對鍛煉習(xí)慣與鍛煉頻率進(jìn)行了區(qū)分， 采用自我報(bào)告習(xí)慣指數(shù)（SRHI）來評估111 名大學(xué)生的鍛煉習(xí)慣，結(jié)果顯示，鍛煉意向?qū)﹀憻捔?xí)慣具有正向預(yù)測作用。 de Bruijn［17］的研究發(fā)現(xiàn)，成功執(zhí)行鍛煉行為的意向者進(jìn)行體育鍛煉的習(xí)慣強(qiáng)度更高。 我國學(xué)者謝紅光［18］的研究同樣指出，體育鍛煉行為意向是影響行為習(xí)慣的直接因素。 由此，提出假設(shè)H1:鍛煉意向?qū)α?xí)慣強(qiáng)度具有正向預(yù)測作用。

2.2 行動(dòng)計(jì)劃的中介作用

行動(dòng)計(jì)劃是計(jì)劃的子結(jié)構(gòu)，是通過指定何時(shí)、何地以及如何行動(dòng)， 將目標(biāo)導(dǎo)向行為與特定情境線索聯(lián)系起來的心理模擬［19］。 Rhodes 等［20］認(rèn)為鍛煉習(xí)慣的形成可能依賴于開始階段的動(dòng)機(jī)和自我調(diào)節(jié)指令， 鍛煉意向和行動(dòng)計(jì)劃會(huì)促進(jìn)最初的鍛煉行為改變，意向、計(jì)劃、行為與習(xí)慣之間按照一定的時(shí)間順序相互關(guān)聯(lián)。這也大致符合了習(xí)慣形成理論的基本假設(shè)。然而，de Bruijn 等［21］與以往大多研究不同，他跨越實(shí)際行為將自動(dòng)性作為預(yù)測結(jié)果， 探討了未來情境線索對自動(dòng)化發(fā)展的重要意義，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，預(yù)先擬定的鍛煉時(shí)間和地點(diǎn)對鍛煉行為的自動(dòng)性具有正向預(yù)測作用。 換言之，增加重復(fù)觸發(fā)情境線索的可能性，計(jì)劃何時(shí)何地進(jìn)行體育鍛煉，可能會(huì)超越過去行為的影響。 由此，提出假設(shè)H2:行動(dòng)計(jì)劃在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起中介作用。

2.3 鍛煉行為的中介作用

在許多主流健康行為理論中， 意向被視為行為的近端決定因素［22］。 雖然意向與行為不一致的現(xiàn)象十分普遍，但構(gòu)建意向?yàn)槔斫夂痛龠M(jìn)行為提供了很大的幫助。 McEachan 等［23］一項(xiàng)圍繞計(jì)劃行為理論對健康行為預(yù)測效果的元分析表示， 在中到大效果量范圍內(nèi)， 鍛煉意向是鍛煉行為的一個(gè)強(qiáng)力預(yù)測因素。 同時(shí)，有研究指出，幾乎所有從事體育鍛煉的個(gè)體都存在進(jìn)行體育鍛煉的意向， 鍛煉意向的形成意味決策過程步入標(biāo)志性階段［20］。 值得注意的是，van Bree 等［8］針對老年人開展的兩項(xiàng)獨(dú)立研究顯示，鍛煉行為對習(xí)慣強(qiáng)度具有正向預(yù)測作用。近期，F(xiàn)eil 等［24］關(guān)于縱向研究中習(xí)慣與身體活動(dòng)行為關(guān)系的系統(tǒng)評價(jià)中也提出了類似的觀點(diǎn)， 即增加身體活動(dòng)水平會(huì)導(dǎo)致更高的習(xí)慣強(qiáng)度。 由此，提出假設(shè)H3:鍛煉行為在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起中介作用。

2.4 行動(dòng)計(jì)劃和鍛煉行為的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

盡管控制行為的有意識和無意識過程是截然不同的，但它們之間可以實(shí)現(xiàn)相容貫通［25］。 正如上述 Lally 等［9］對習(xí)慣形成過程的描述，行為意向、行動(dòng)計(jì)劃、實(shí)際行為與習(xí)慣強(qiáng)度之間可能存在定向或縱向聯(lián)系。 Fleig 等［7］一項(xiàng)預(yù)測患者接受醫(yī)療康復(fù)治療后體育鍛煉習(xí)慣強(qiáng)度變化情況的研究， 通過4 個(gè)時(shí)間測量點(diǎn)的設(shè)計(jì)， 反映出 “鍛煉意向→行動(dòng)計(jì)劃→鍛煉行為→習(xí)慣強(qiáng)度” 路徑在時(shí)間方向上是可行的。 近期，Monge-Rojas 等［26］采用交叉滯后模型對來自高中生3 個(gè)時(shí)間測量點(diǎn)的縱向數(shù)據(jù)進(jìn)行分析， 結(jié)果顯示，“意向→行動(dòng)計(jì)劃→行動(dòng)控制→身體活動(dòng)→自動(dòng)性”的因果關(guān)系得到初步證實(shí)。 由此，提出假設(shè)H4: 行動(dòng)計(jì)劃和鍛煉行為在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

2.5 性別差異

一些經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，自我調(diào)節(jié)領(lǐng)域存在性別差異。Martin［27］針對澳大利亞高中生動(dòng)機(jī)的研究發(fā)現(xiàn)，相比男生，女生更傾向于采取計(jì)劃來管理自己的行為， 并且在面對挑戰(zhàn)時(shí)表現(xiàn)出更強(qiáng)的韌性。為了調(diào)查健康行為改變過程的性別差異，Hankonen等［28］圍繞2 型糖尿病高危人群開展了一項(xiàng)研究，試圖測試行動(dòng)計(jì)劃的改變能否預(yù)測體育鍛煉行為的變化。 結(jié)果顯示，在基線水平上，男性與女性在行動(dòng)計(jì)劃上無差異，在3 個(gè)月后，行動(dòng)計(jì)劃對女性的作用比男性更為突出。 對于女性而言，制定更多的行動(dòng)計(jì)劃意味著鍛煉行為的增加以及鍛煉習(xí)慣的改變。然而，這一現(xiàn)象在大學(xué)生群體中很少受到關(guān)注。

在體育鍛煉行為方面，來自36 個(gè)國家和地區(qū)的學(xué)齡兒童健康行為（HBSC）研究數(shù)據(jù)顯示，男性自我報(bào)告參與體育鍛煉的行為頻率要明顯高于女性， 特別是在傳統(tǒng)性別規(guī)范盛行的國家［29］。 Magoc 等［30］調(diào)查了大學(xué)生在體育鍛煉和社會(huì)認(rèn)知理論變量上的性別差異， 發(fā)現(xiàn)性別調(diào)節(jié)了鍛煉計(jì)劃與鍛煉行為的關(guān)系，鍛煉計(jì)劃是預(yù)測女生鍛煉行為的最強(qiáng)變量。 事實(shí)上，以往的研究大多僅指出個(gè)體在鍛煉行為上存在性別差異，至于鍛煉行為在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度之間的中介作用是否同樣具有性別差異，還有待進(jìn)一步探討。

由此，提出假設(shè)H5:行動(dòng)計(jì)劃在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度之間的中介作用具有性別差異；假設(shè)H6:鍛煉行為在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度之間的中介作用具有性別差異；假設(shè)H7:行動(dòng)計(jì)劃和鍛煉行為在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔镁哂行詣e差異。

3 研究方法

3.1 調(diào)查對象

采用整群隨機(jī)抽樣， 對湖北省武漢市2 所高校的在校大學(xué)生進(jìn)行心理測量。 第一階段于2021 年10 月抽取812 名大學(xué)生，完成鍛煉意向、行動(dòng)計(jì)劃的測量，有效問卷732 份，有效率為90.15%。 第二階段于4 周后對前一階段的732 名大學(xué)生追蹤調(diào)查，實(shí)施鍛煉行為、習(xí)慣強(qiáng)度的測量，共回收問卷698份，有效問卷663 份，有效率為94.99%，流失率為9.43%。調(diào)查對象年齡介于 16～29 歲之間 （20.52±2.08）， 男生 307 人（46.30%），女生 356 人（53.70%），本科生 556 人（83.86%），碩士研究生 89 人（13.42%），博士研究生 18 人（2.72%）。

3.2 測量工具

3.2.1 鍛煉意向量表

該量表由方敏［31］修訂用于測量鍛煉意向，共3 個(gè)題項(xiàng)，以4 周為時(shí)間參考期，題目為“今后4 周，我（打算/會(huì)嘗試/計(jì)劃）每周至少進(jìn)行3 次體育鍛煉”。采用Likert 7 級計(jì)分法，得分越高說明參與體育鍛煉的主觀傾向越強(qiáng)。

3.2.2 行動(dòng)計(jì)劃量表

該量表由 Sniehotta 等［19］編制用于測量行動(dòng)計(jì)劃，共 5 個(gè)題項(xiàng)，范式為“關(guān)于……，我已經(jīng)制定了一個(gè)詳細(xì)的計(jì)劃”，依次對進(jìn)行體育鍛煉的時(shí)間、地點(diǎn)、方式、頻率和同伴進(jìn)行評估。采用Likert 4 級計(jì)分法，得分越高說明制定的體育鍛煉計(jì)劃越具體。

3.2.3 體育活動(dòng)等級量表

該量表由梁德清［32］等學(xué)者修訂用于測量鍛煉行為，共3個(gè)題項(xiàng)，從強(qiáng)度、時(shí)間、頻率三個(gè)方面來評估體育鍛煉量。 體育鍛煉量的得分=強(qiáng)度得分×（時(shí)間得分-1）×頻率得分， 小運(yùn)動(dòng)量≤19 分，中等運(yùn)動(dòng)量20～42 分之間，大運(yùn)動(dòng)量≥43 分。采用Likert 5 級計(jì)分法，得分越高說明進(jìn)行體育鍛煉量越大。

3.2.4 自我報(bào)告行為自動(dòng)性指數(shù)

該量表由Gardner 等［33］修訂，也被稱為自我報(bào)告習(xí)慣指數(shù)的自動(dòng)性分量表，用于測量習(xí)慣強(qiáng)度，共4 個(gè)題項(xiàng)。 將“行為X”帶入體育鍛煉研究情境本土化修正后，題干內(nèi)容為“我會(huì)自然而然地進(jìn)行體育鍛煉”、“我不需要刻意地提醒自己進(jìn)行體育鍛煉”、“對我來說，進(jìn)行體育鍛煉不需要深思熟慮”和“體育鍛煉總是在我不經(jīng)意之間開始的”。采用Likert 7 級計(jì)分法，得分越高說明進(jìn)行體育鍛煉的自動(dòng)性成分越高。

3.3 信效度檢驗(yàn)

信度是評估測量結(jié)果一致性或穩(wěn)定性的重要指標(biāo)。 本次測量鍛煉意向、行動(dòng)計(jì)劃、鍛煉行為和習(xí)慣強(qiáng)度的Cronbach's α系數(shù)依次為 0.935、0.967、0.670、0.939， 其中， 鍛煉行為的Cronbach's α系數(shù)略顯偏低。 溫忠麟等［34］認(rèn)為如果Cronbach's α系數(shù)過低，應(yīng)當(dāng)使用驗(yàn)證性因子分析計(jì)算組合信度。 因此，構(gòu)建一階多因素斜交測量模型 M1， 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，χ2/df=3.640＜5，RMSEA=0.063＜0.08，SRMR=0.041＜0.05，GFI、TLI、CFI依次為 0.943、0.973、0.979，均達(dá)到一般接受水平 0.90［35］，測量模型M1 擬合度良好， 即構(gòu)建的理論模型與實(shí)際樣本數(shù)據(jù)基本適配。 鍛煉意向、行動(dòng)計(jì)劃、鍛煉行為和習(xí)慣強(qiáng)度的組合信度CR依次為 0.936、0.968、0.689、0.939， 均高于最低標(biāo)準(zhǔn)值0.60［35］，說明本次測量的內(nèi)部一致性信度良好。

效度是評估測量結(jié)果準(zhǔn)確性或有效性的重要指標(biāo)， 結(jié)構(gòu)效度包括收斂效度和區(qū)分效度。 收斂效度結(jié)果顯示，鍛煉意向3 個(gè)題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為 0.856～0.942，AVE=0.829；行動(dòng)計(jì)劃5 個(gè)題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.844～0.956，AVE=0.859；習(xí)慣強(qiáng)度4 個(gè)題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.853～0.915，AVE=0.792； 鍛煉行為3 個(gè)題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷分別為0.762、0.707、0.471，AVE=0.434。 其中，題項(xiàng) EB3 的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷未達(dá)最低標(biāo)準(zhǔn)值0.50［36］， 鍛煉行為整個(gè)維度的平均方差抽取量小于臨界值0.50［37］，說明潛變量下的3 個(gè)觀察變量可能并非如預(yù)期一樣歸屬于同一因素構(gòu)念。 其原因在于強(qiáng)度、時(shí)間所代表的“質(zhì)”與頻率所代表的“量”在方向上不具有絕對的一致性，即如果每次鍛煉的強(qiáng)度較高、時(shí)間較長，那么參與鍛煉的頻率可能會(huì)相對較小。 區(qū)分效度結(jié)果顯示（見表1），各個(gè)潛變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于對應(yīng)平均方差抽取量的平方根［37］，說明潛變量之間的區(qū)分效度良好， 測量結(jié)果滿足進(jìn)一步分析要求。

表1 均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

運(yùn)用SPSS 26.0 將所有數(shù)據(jù)錄入并建立數(shù)據(jù)庫。 首先，對樣本特征進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)，計(jì)算各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及各維度的內(nèi)部一致性信度系數(shù)。其次，運(yùn)用AMOS 23.0 進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析評估測量結(jié)果的組合信度與結(jié)構(gòu)效度， 考察是否存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。 最后，構(gòu)建多重中介模型，使用偏差校正的百分位Bootstrap 法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)， 借助多群組分析考察三條中介路徑是否存在性別差異。

4 結(jié)果與分析

4.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于本研究采用了自我報(bào)告數(shù)據(jù)，可能存在共同方法偏差問題，因此，選擇“引入方法因子”進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)［38］。 在測量模型M1 基礎(chǔ)之上，構(gòu)建包含共同方法因子（全局因子）的模型M2， 隨后對模型M1 和模型M2 的部分?jǐn)M合指數(shù)進(jìn)行比較，結(jié)果顯示，ΔRMSEA=0.016、ΔSRMR=0.025、ΔTLI=0.012、ΔCFI=0.011，RMSEA和SRMR波動(dòng)幅度不超過 0.05，TLI和CFI的波動(dòng)幅度不超過0.1［34］，說明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

4.2 大學(xué)生鍛煉意向預(yù)測習(xí)慣強(qiáng)度的多重中介模型檢驗(yàn)

根據(jù)方杰等［39］提出的多重中介效應(yīng)的SEM 分析流程，AMOS 軟件無需執(zhí)行輔助變量所要求的非線性約束， 只需進(jìn)行“確定多重中介模型”和“偏差校正Bootstrap 的SEM 分析”兩步即可。

步驟一：以鍛煉意向?yàn)樽宰兞浚?xí)慣強(qiáng)度為因變量，行動(dòng)計(jì)劃和鍛煉行為2 個(gè)變量為中介變量， 構(gòu)建多重中介模型M3。 經(jīng)檢驗(yàn)，模型 M3 各項(xiàng)擬合指數(shù)顯示，χ2/df=3.640＜5（χ2=305.738，df=84，p＜0.001），RMSEA=0.063＜0.08，SRMR=0.041＜0.05，GFI、TLI、CFI依次為 0.943、0.973、0.979， 均達(dá)到一般接受水平0.90，模型擬合度良好，符合后續(xù)進(jìn)一步分析要求。 另外，模型中的 6 條直接路徑均顯著（p＜0.001），假設(shè) H1 成立，整個(gè)模型可以解釋行動(dòng)計(jì)劃45.0%的變異量、鍛煉行為36.3%的變異量和習(xí)慣強(qiáng)度73.5%的變異量（見圖1）。

圖1 大學(xué)生鍛煉意向預(yù)測習(xí)慣強(qiáng)度的多重中介模型（n=663）

步驟二： 使用偏差校正的百分位Bootstrap 法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，在原始數(shù)據(jù)中重復(fù)隨機(jī)抽取4 000 個(gè)樣本，計(jì)算出每條中介路徑的效應(yīng)值及其顯著性。 結(jié)果顯示（見表2），鍛煉意向→行動(dòng)計(jì)劃→習(xí)慣強(qiáng)度的中介路徑顯著 （β=0.317，95%CI［0.256， 0.388］），效應(yīng)占比 42.27%，即行動(dòng)計(jì)劃在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起中介作用，假設(shè)H2 成立。 鍛煉意向→鍛煉行為→習(xí)慣強(qiáng)度的中介路徑顯著 （β=0.039，95%CI［0.017，0.072］），效應(yīng)占比5.20%，即鍛煉行為在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起中介作用，假設(shè)H3 成立。 鍛煉意向→行動(dòng)計(jì)劃→鍛煉行為→習(xí)慣強(qiáng)度的中介路徑顯著 （β=0.041，95%CI［0.020， 0.070］），效應(yīng)占比 5.47%，即行動(dòng)計(jì)劃和鍛煉行為在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫?假設(shè)H4 成立。

表2 直接效應(yīng)、中介效應(yīng)及總效應(yīng)

4.3 多重中介模型性別差異的多群組分析

考察大學(xué)生鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系是否存在性別差異，以性別為分組變量進(jìn)行多群組分析，檢驗(yàn)程序從最寬松模型依次到最嚴(yán)格限制模型。 結(jié)果顯示 （見表3）， 未限制模型M4（unconstrained）也被稱為基線模型（baseline model）、測量加權(quán)模型 M5（measurement weights）、結(jié)構(gòu)加權(quán)模型 M6（structural weights）、結(jié)構(gòu)協(xié)方差模型 M7（structural covariances）、結(jié)構(gòu)殘差模型 M8（structural residuals）、測量殘差模型 M9（measurement residuals）的擬合度可以接受。

表3 多群組分析模型擬合度一覽

運(yùn)用卡方差異性檢驗(yàn)（chi-square difference test）進(jìn)一步評估未限制模型與其他5 個(gè)限制模型的不變性［36］，結(jié)果顯示，模型 M5 與模型 M4 的差異不顯著 （Δχ2=16.199，Δdf=11，p=0.134＞0.05），模型 M6 與模型 M4 的差異不顯著（Δχ2=26.574，Δdf=17，p=0.065＞0.05），模型 M7 與模型 M4 的差異顯著（Δχ2=32.926，Δdf=18，p=0.017＜0.05），模型 M8 與模型 M4 的差異顯著 （Δχ2=40.052，Δdf=21，p=0.007＜0.01）， 模型 M9 與模型 M4的差異顯著（Δχ2=153.553，Δdf=36，p=0.000＜0.001），說明男生組與女生組路徑模型圖中的部分參數(shù)存在差異， 并非完全等值。

進(jìn)一步采用榮泰生［40］建議的多群組分析系數(shù)比較法，以測量加權(quán)模型M5 中參數(shù)差異的臨界比 （critical ratios for differences between parameters）作為差異性檢驗(yàn)判斷標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)行男生組與女生組多重中介模型路徑系數(shù)的比較分析。 結(jié)果顯示（見表4），在鍛煉意向→習(xí)慣強(qiáng)度這條路徑上，男生與女生的差異顯著（p=0.026＜0.05），且男生高于女生，說明對于男生而言鍛煉意向?qū)α?xí)慣強(qiáng)度的直接預(yù)測作用更重要。 在其他路徑上，男生與女生的差異均不顯著（p＞0.05），因此，行動(dòng)計(jì)劃在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度之間的中介作用， 鍛煉行為在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度之間的中介作用， 行動(dòng)計(jì)劃和鍛煉行為在鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，均不具有性別差異，假設(shè) H5、H6 和 H7 不成立。

表4 男女兩組多重中介模型路徑系數(shù)的比較

5 討論

5.1 行動(dòng)計(jì)劃的中介作用

行動(dòng)計(jì)劃在大學(xué)生鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起中介作用，該結(jié)果與 de Bruijn 等［21］研究結(jié)果一致。 具體而言，一方面，鍛煉意向形成后會(huì)伴隨時(shí)間推移而逐漸受到削弱，甚至改變。 行動(dòng)計(jì)劃作為鍛煉意向的延伸，有利于加深記憶中線索-響應(yīng)之間的編碼深度， 能夠克服隨著時(shí)間推移面臨的耐久性問題［41］，防止大學(xué)生輕易遺忘自己的鍛煉意向。 另一方面，行動(dòng)計(jì)劃同習(xí)慣一樣格外強(qiáng)調(diào)情境線索在行為啟動(dòng)中的作用，其不同之處在于，前者側(cè)重有意識的謀劃決策，后者側(cè)重?zé)o意識的自動(dòng)反應(yīng)［42］。 因此，這意味體育鍛煉習(xí)慣的形成是一種從有意識到無意識的迭代過程。 當(dāng)個(gè)體遇到預(yù)先設(shè)定的體育鍛煉時(shí)間、地點(diǎn)、方式等情境提示時(shí)，基于目標(biāo)導(dǎo)向行為的驅(qū)動(dòng)作用，會(huì)表現(xiàn)出積極的心理表征，鍛煉行為被誘發(fā)的可能性更高、速度更快，從而增進(jìn)鍛煉行為中自動(dòng)性成分的發(fā)展。 從干預(yù)層面來看， 向習(xí)慣形成研究中納入行動(dòng)計(jì)劃還具有操作簡約、響應(yīng)負(fù)擔(dān)小以及實(shí)施成本低的優(yōu)勢［43］，適合大學(xué)生群體益于推廣普及。 但需要注意的是，行動(dòng)計(jì)劃的效力可能存在個(gè)體差異，特別是針對自我控制水平較低的個(gè)體。

5.2 鍛煉行為的中介作用

鍛煉行為在大學(xué)生鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起中介作用，這得到了 Fleig 等［7］和 van Bree 等［8］研究的支持。 正如Lally 等［9］所言，如果意向能夠成功轉(zhuǎn)化為實(shí)際行為，且在相對穩(wěn)定的情境下不斷重復(fù)，行為本身就會(huì)表現(xiàn)出快速、有效、無意識和缺乏控制力的習(xí)慣特征。 由此可見，在意志階段實(shí)施必要的自我調(diào)節(jié)策略，促進(jìn)鍛煉意向到鍛煉行為的成功轉(zhuǎn)化，是邁向重復(fù)循環(huán)的先決條件。 在情境線索存在的情況下，習(xí)慣形成依賴于可靠且頻繁的行為體驗(yàn)［16］，因而需要鼓勵(lì)個(gè)體在相同的環(huán)境中(例如，一天中相同的時(shí)間、場地和運(yùn)動(dòng)同伴)定期鍛煉。 與此前研究不同的是，本研究的重復(fù)不僅僅是指體育鍛煉頻率所評估的“量”，還包括體育鍛煉時(shí)間和強(qiáng)度所代表的“質(zhì)”，以此等行為投入“質(zhì)量”的逐漸累積來反映鍛煉行為重復(fù)的程度。這從理論上帶來了新的挑戰(zhàn)，Rhodes 等［44］研究表明針對高強(qiáng)度的身體活動(dòng)， 行為重復(fù)的頻率過多可能會(huì)產(chǎn)生厭倦、憤怒、焦慮等消極情緒，相比“越多越好”，不如“最為適恰”。 因此，參考每種身體活動(dòng)行為的代謝當(dāng)量，開展后續(xù)研究是十分必要的。

5.3 行動(dòng)計(jì)劃和鍛煉行為的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

行動(dòng)計(jì)劃和鍛煉行為在大學(xué)生鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫cFleig 等［7］的研究結(jié)果一致，同時(shí)，基本符合Lally 等［9］提出的習(xí)慣形成需要經(jīng)歷4 個(gè)階段。其中，本研究未探討鍛煉意向的形成前因， 其原因在于能夠充分解釋動(dòng)機(jī)階段的社會(huì)認(rèn)知方法已經(jīng)得到大量驗(yàn)證［45-46］。 我們發(fā)現(xiàn)，行動(dòng)計(jì)劃和鍛煉行為以循序漸進(jìn)的方式促進(jìn)鍛煉意向的轉(zhuǎn)化，揭示了體育鍛煉習(xí)慣強(qiáng)度變化的內(nèi)在機(jī)制。 這意味不僅在實(shí)驗(yàn)操作中可以實(shí)現(xiàn)［15］，個(gè)體自發(fā)地使用行動(dòng)計(jì)劃也能促進(jìn)鍛煉行為的增加和隨后習(xí)慣強(qiáng)度的變化。 行動(dòng)計(jì)劃作為連接鍛煉意向與行為的橋梁，通過時(shí)間、地點(diǎn)、同伴等信息強(qiáng)化情境線索與目標(biāo)行為的關(guān)聯(lián)，降低突發(fā)事件的替代風(fēng)險(xiǎn)。 行為改變最初需要一定的認(rèn)知努力，“新” 行為得以成功執(zhí)行有一部分的功勞歸結(jié)于理性決策［12］。 鍛煉行為一旦開始，隨著行為重復(fù)的不斷累積， 個(gè)體的認(rèn)知努力以及對未來情境的預(yù)見性會(huì)逐漸淡化，達(dá)到不需要深思熟慮的無意識狀態(tài)。

5.4 多重中介作用跨組別的預(yù)測不變性

多群組分析結(jié)果顯示，三條中介路徑均不存在性別差異，這是本研究的一項(xiàng)新發(fā)現(xiàn)。 其一，Rhodes 等［47］在有關(guān)意向-行為關(guān)系中調(diào)節(jié)變量的系統(tǒng)綜述中指出， 性別不能調(diào)節(jié)鍛煉意向?qū)﹀憻捫袨榈念A(yù)測作用，我們發(fā)現(xiàn)，鍛煉行為中介過程的后半路徑同樣未受到性別的調(diào)節(jié)， 這說明性別與鍛煉意向和鍛煉行為均不存在交互效應(yīng)。 其二，在體育鍛煉領(lǐng)域，圍繞行動(dòng)計(jì)劃性別差異問題的研究主要聚焦于2 型糖尿病患者， 女性在相同路徑上往往表現(xiàn)出更強(qiáng)的預(yù)測力［28］。 本研究得出了與之相悖的結(jié)果， 雖然男生組與女生組在 “鍛煉意向→行動(dòng)計(jì)劃”和“行動(dòng)計(jì)劃→習(xí)慣強(qiáng)度”路徑上的系數(shù)差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但比較結(jié)果已經(jīng)呈現(xiàn)出女生高于男生的趨勢，且其中一條路徑的顯著性水平接近默認(rèn)值。 這可能是研究設(shè)計(jì)所導(dǎo)致的，Hankonen 等［28］研究在距離基線測量點(diǎn)的 3 個(gè)月后才開始第二次數(shù)據(jù)采集，本研究間隔時(shí)間僅為1 個(gè)月，如果時(shí)間繼續(xù)推移，女生組行動(dòng)計(jì)劃的作用可能更為突出。 其三，行動(dòng)計(jì)劃和鍛煉行為的鏈?zhǔn)街薪樽饔貌痪哂行詣e差異， 這意味不同性別的大學(xué)生在體育鍛煉習(xí)慣的形成機(jī)制上具有一致性，男生與女生在實(shí)施行動(dòng)計(jì)劃干預(yù)措施時(shí)可以嘗試采取通用方案。

5.5 不足之處與研究展望

盡管從習(xí)慣形成理論視角出發(fā)，探討了行動(dòng)計(jì)劃、鍛煉行為在大學(xué)生鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度二者關(guān)系中的多重中介作用及其性別差異問題，但本研究尚存在一些不足之處:1)只有形成研究才可能創(chuàng)造出新的習(xí)慣， 在同一時(shí)間點(diǎn)測量習(xí)慣強(qiáng)度與鍛煉行為， 事實(shí)上評估的是正在進(jìn)行或已經(jīng)具備的習(xí)慣。Gardner［6］建議把兩種類型的研究進(jìn)行區(qū)分，如若旨在研究新的習(xí)慣，可參考Fournier 等［48-49］的兩項(xiàng)研究將鍛煉計(jì)劃和鍛煉行為作為干預(yù)內(nèi)容，或者類似 Monge-Rojas 等［26］通過 3 個(gè)及以上時(shí)間測量點(diǎn)的設(shè)計(jì)進(jìn)行交叉滯后分析。2）近幾年，應(yīng)用廣泛的自我報(bào)告習(xí)慣指數(shù)（SRHI）受到了一些批評，有學(xué)者認(rèn)為SRHI 捕捉到的習(xí)慣強(qiáng)度可能是一種主觀體驗(yàn)（例如，行為的“流暢性”和自我效能感），這會(huì)導(dǎo)致對習(xí)慣性行為線索的測量不準(zhǔn)確［50］，此外，它還無法評估環(huán)境的穩(wěn)定性，因此，未來有必要研發(fā)新的測量工具彌補(bǔ)這一缺陷。3）本研究未對習(xí)慣的兩種表現(xiàn)形式習(xí)慣性煽動(dòng)（habitual instigation）和習(xí)慣性執(zhí)行（habitual execution） 進(jìn)行區(qū)分， 兩者的概念于2016 年首次提出，Gardner 等［51］假設(shè)身體活動(dòng)的習(xí)慣性執(zhí)行可能通過自我效能、情感等其他結(jié)構(gòu)促進(jìn)更多的身體活動(dòng)參與，還有學(xué)者認(rèn)為身體活動(dòng)的習(xí)慣性煽動(dòng)可能比習(xí)慣性執(zhí)行行為本身更有價(jià)值［24］，這些都是未來研究值得關(guān)注的焦點(diǎn)。

6 結(jié)論

行動(dòng)計(jì)劃在大學(xué)生鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起中介作用， 鍛煉行為在大學(xué)生鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起中介作用， 行動(dòng)計(jì)劃和鍛煉行為在大學(xué)生鍛煉意向與習(xí)慣強(qiáng)度的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫N中介機(jī)制均不存在性別差異。制定符合自身情況的體育鍛煉計(jì)劃， 克服鍛煉意向形成后面臨的耐久性問題， 合理配置公共體育資源確保擁有長期固定的運(yùn)動(dòng)場地，維持鍛煉行為重復(fù)過程中環(huán)境的穩(wěn)定性，有助于提高大學(xué)生體育鍛煉的習(xí)慣強(qiáng)度。