孫曉東，馮文寬，孫 璞

青少年時期是一個人身心健康發(fā)展的關(guān)鍵時期，政府高度重視青少年的體質(zhì)健康，截止2014年，國家體育總局、教育部先后開展了7次青少年體質(zhì)與健康調(diào)研工作，但目前青少年的體質(zhì)健康形式依然嚴(yán)峻。體育鍛煉能夠讓青少年從繁重的學(xué)習(xí)中得到放松，促進青少年體魄強健，提高青少年對于自身健康的滿意感，間接地促進自身學(xué)習(xí)的效率，提高學(xué)習(xí)滿意感，最終促進青少年的生活滿意感。

主觀幸福感 (subject well-being)指個體對自己生活質(zhì)量的綜合評價[1]，由一般生活滿意度、相對高水平的積極情感和相對低水平的消極情感構(gòu)成[2]。鍛煉動機是青少年參與體育鍛煉的重要動力與保障因素，對于青少年堅持體育鍛煉具有重要影響，而青少年參與體育鍛煉能夠促進其對于身體健康、學(xué)習(xí)效果以及生活的滿意感，因此，探究青少年體育鍛煉動機與主觀幸福感之間的關(guān)系具有十分重要的意義。

1 研究綜述及假設(shè)提出

1.1 鍛煉動機與鍛煉承諾

動機分為內(nèi)部動機和外部動機，其理論基礎(chǔ)主要包括健康信念模型理論[3]、自我效能理論[4]以及自我決定理論[5]，是人們參加體育鍛煉的原因和動力之一。根據(jù) Frederick和Ryan的研究，可將鍛煉動機分為樂趣動機、能力動機、外貌動機、健康動機和社交動機5個維度[6]。鍛煉承諾是指渴望與決心繼續(xù)鍛煉參與的一種心理狀態(tài)。 姜媛[7]研究了鍛煉動機對于大學(xué)生情緒效應(yīng)的影響，結(jié)果表明鍛煉動機對于大學(xué)生情緒效應(yīng)模型的影響是有效的?；谝陨戏治觯岢霰疚牡难芯考僭O(shè)：①初中生鍛煉動機與鍛煉承諾呈正相關(guān)；②初中生鍛煉動機與主觀幸福感呈正相關(guān)。

1.2 主觀幸福感與鍛煉承諾

主觀幸福感作為積極心理學(xué)研究極其關(guān)注的中心之一,它不僅可以評估一個人的生活質(zhì)量,而且可以衡量一個人的心理健康狀況和心理發(fā)展水平[9]。對于體育鍛煉與主觀幸福感的研究主要包括：(1)身體鍛煉與主觀幸福感情感維度的研究，主要集中于身體鍛煉對焦慮和抑郁的作用[10-12]；(2)身體鍛煉與主觀幸福感認(rèn)知維度的研究,集中于身體鍛煉與老年人和特殊人群的一般生活滿意感關(guān)系的研究[13-14]；(3)身體鍛煉與主觀幸福感總貌的研究，兩者之間存在關(guān)系[15]?；谝陨戏治?，提出本研究假設(shè)：③初中生鍛煉承諾與主觀幸福感呈正相關(guān)?；阱憻挸兄Z對于鍛煉動機和主觀幸福感的影響，提出本研究假設(shè)：④初中生鍛煉承諾在鍛煉動機和主觀幸福感之間起中介效應(yīng)。

1.3 運動友誼

運動友誼是促進青少年鍛煉堅持性的外在資源。作為友誼的一種特質(zhì)狀態(tài)，運動友誼折射了主體從同伴獲得的接納與認(rèn)可、親密感與信任感、陪伴與支持等[32]。運動友誼存在著多個包括積極和消極的維度特征[19-20]，影響青少年的運動動機、運動技能學(xué)習(xí)等。高巖[25]的研究表明，同伴運動友誼能夠有效預(yù)測青少年運動動機；張歡等[22]的研究表明運動友誼是鍛煉堅持的前因變量,對鍛煉堅持有直接顯著影響。基于上述分析,提出本研究假設(shè)：⑤初中生運動友誼字鍛煉動機與主觀幸福感之間起調(diào)節(jié)作用。

2 調(diào)查對象與方法

2.1 調(diào)查對象

隨機選取北京市海淀區(qū)、西城區(qū)、東城區(qū)、朝陽區(qū)、大興區(qū)、門頭溝6個城區(qū)各1所學(xué)校作為調(diào)查學(xué)校，每所學(xué)校發(fā)放問卷100份，對身心健康的600名初中生進行問卷調(diào)查，最終有效問卷582份，內(nèi)容主要包括鍛煉動機、主觀幸福感、鍛煉承諾、運動友誼幾個變量。

2.2 研究方法

為降低共同方法偏差，本研究采用程序控制和Harman單因素檢驗考察施測的共同方法偏差。(1)程序控制：設(shè)計問卷時，問卷引導(dǎo)語著重標(biāo)注“調(diào)查僅為科研使用”，跟調(diào)查對象反復(fù)強調(diào)測試數(shù)據(jù)的保密性和匿名性，以減少社會稱許性行為干擾；在各量表中設(shè)計反向題項，施測形式采用現(xiàn)場答疑、當(dāng)場回收；(2)Harman單因素檢驗：對所有題項進行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析，有 21個因子特征根值>1，而且，第1因子解釋變異率為18.462%(<臨界值40%)，表明測量的共同方法偏差可以接受[23]。

2.3 測量工具

2.3.1 鍛煉動機量表 參照陳善平(2006)[32]對Frederick和Ryan 1997年編制的《身體活動動機測量》量表的翻譯與修訂方法，通過探索性因素分析，建立適合初中生的含有樂趣動機、能力動機、外貌動機、健康動機、社交動機5個維度的中文版的“初中生體育鍛煉動機量表”。每個分量表有3個題項，共15個題項。采用Likert 5級評分法，要求調(diào)查者按照感受從“1=沒有”到“5=非常強烈”進行評分，得分越高，說明調(diào)查者的鍛煉動機越強。探索性因素分析表明，測得各題項偏度絕對值 0.115～1.124，峰度絕對值 0.056～1.234，標(biāo)準(zhǔn)差最小值 0.721。總量表的α信度系數(shù)為0.743，分量表的信度系數(shù)α在0.728～0.911之間，說明量表的信度佳。驗證性因素分析顯示，χ2/df=2.45,NNFI=0.94,CFI=0.91,NFI=0.95,RMSEA=0.06。

2.3.2 主觀幸福感量表 參照陳作松(2007)[25]編制的《高中生主觀幸福感量表》，對調(diào)查對象進行研究，通過探索性因素分析，測得各題項偏度絕對值 0.165～1.324，峰度絕對值 0.076～1.574，標(biāo)準(zhǔn)差最小值 0.721?？偭勘淼摩列哦认禂?shù)為0.843，分量表的信度系數(shù)α在0.788～0.921之間，說明量表的信度佳。驗證性因素分析顯示，χ2/df=2.88，NNFI=0.91,CFI=0.92,NFI=0.92,RMSEA=0.05。

2.3.3 鍛煉承諾量表 參照陳善平(2006)[26]修訂的測量工具，編制《初中生鍛煉承諾量表》，通過探索性因素分析，測得各題項偏度絕對值0.236～1.564，峰度絕對值0.086～1.674，標(biāo)準(zhǔn)差最小值 0.821。該量表包括5個維度，總量表的信度系數(shù)α為0.913，各分量表的信度系數(shù)α在0.681～0.922之間，說明量表的信度好。通過驗證性因素分析，χ2/df=2.68,NNFI=0.96,CFI=0.91,NFI=0.94,RMSEA=0.07。

2.3.4 運動友誼量表 參照韓桂鳳(2011)[27]編制的《青少年運動友誼質(zhì)量量表》，對調(diào)查對象進行研究，通過探索性因素分析，測得各題項偏度絕對值 0.221～1.724，峰度絕對值 0.056～1.362，標(biāo)準(zhǔn)差最小值 0.624。該量表包括5個維度，總量表的信度系數(shù)α為0.901，各分量表的信度系數(shù)α在0.761～0.932之間，說明量表的信度好。通過驗證性因素分析，χ2/df=2.89,NNFI=0.92,CFI=0.93,NFI=0.95,RMSEA=0.08。

2.4 數(shù)據(jù)統(tǒng)計及處理

運用SPSS20.0和AMOS20.0對數(shù)據(jù)進行探索性因子分析、信效度檢驗及回歸分析，并進行中介效和調(diào)節(jié)作用檢驗，顯著性水平取α=0.05。

3 結(jié)果與分析

3.1 變量間的相關(guān)分析

從表1可以看出，初中生鍛煉動機與鍛煉承諾呈顯著正相關(guān)(r=0.148，P<0.01)，初中生鍛煉動機與運動友誼呈顯著正相關(guān)(r=0.212，P<0.01)，初中生鍛煉承諾與運動友誼呈顯著正相關(guān)(r=0.414，P<0.01)，滿足進行中介效應(yīng)、調(diào)節(jié)效應(yīng)的前提條件[28]。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析(n=582)

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001

3.2 初中生鍛煉動機、主觀幸福感及鍛煉承諾回歸分析

本研究采用多元復(fù)回歸分析法來研究初中生鍛煉動機、主觀幸福感及鍛煉承諾之間的關(guān)系，可以減少第一型錯誤的發(fā)生概率，并可以采用后續(xù)檢驗對任一預(yù)測變量對任一因變量的獨特貢獻值進行評估[29]。通過計算，本研究所有的方差膨脹系數(shù)均小于4，說明自變量之間無共線性。德賓-沃森檢驗(D-W檢驗)結(jié)果均在1.2～2.4之間，說明自變量之間無自我相關(guān)。

從表2可以看出，鍛煉動機能夠預(yù)測主觀幸福感，但預(yù)測能力較弱，R2僅為0.001，具體看來，外貌動機(β=0.375,P<0.001)>健康動機(β=0.342,P<0.001)>能力動機(β=0.110,P<0.01)；鍛煉承諾能夠預(yù)測主觀幸福感，但預(yù)測能力較弱，R2僅為0.003，具體看來，承諾(β=0.136，P<0.001)>樂趣(β=0.014)；鍛煉動機能夠預(yù)測鍛煉承諾，但預(yù)測能力較弱，R2僅為0.02，具體看來，健康動機(β=0.149,P<0.01)>能力動機(β=0.138,P<0.01)>樂趣動機(β=0.011)。

表2 初中生鍛煉動機、主觀幸福感和鍛煉承諾的回歸分析

注：*表示P<0.05;**表示P<0.01;***表示P<0.001

3.3 鍛煉承諾的中介效應(yīng)分析

本研究采用Hayes[30]編制的SPSS宏(http://www.afhayes.com)，通過抽取2 000個樣本估計中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間，進行中介效應(yīng)檢驗。如果中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間不包括0，表示中介效應(yīng)顯著；反之，則表示中介效應(yīng)不顯著。本研究的中介效應(yīng)檢驗控制了年齡、性別、城區(qū)等人口統(tǒng)計學(xué)變量。

表3 鍛煉承諾在鍛煉動機和主觀幸福感之間的中介效應(yīng)檢驗的回歸分析

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001，以上變量均經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理后帶入回歸方程

3.3.1 中介效應(yīng)檢驗的回歸分析 從表3可以看出，鍛煉動機能夠顯著正向預(yù)測鍛煉承諾(β=0.148,P<0.001)；當(dāng)鍛煉動機和鍛煉承諾同時預(yù)測主觀幸福感時，兩者具有正向預(yù)測作用，鍛煉動機具有顯著正向預(yù)測作用(β=0.036,P<0.001)，鍛煉承諾具有顯著正向預(yù)測作用(β=0.010,P<0.001)；同理，從表3可以看出，鍛煉動機與鍛煉承諾對正性情感、負(fù)性情感、生活滿意感、學(xué)習(xí)滿意感以及身體滿意感的預(yù)測作用，鑒于篇幅原因，在此不再陳述。

3.3.2 中介效應(yīng)檢驗的Bootstrap分析 從表4 可以看出，鍛煉承諾產(chǎn)生的間接總效應(yīng)的Bootstrap 95%置信區(qū)間不含0值，說明，鍛煉承諾的在鍛煉動機和主觀幸福感之間存在顯著的中介效應(yīng)。由于鍛煉動機對于主觀幸福感的直接效應(yīng)顯著，因此，鍛煉承諾在鍛煉動機和鍛煉承諾之間起部分中介作用。

從表5可以看出，鍛煉承諾產(chǎn)生的總間接效應(yīng)地Bootstrap 95%置信區(qū)間不含0值,說明鍛煉承諾在鍛煉動機和正性情感之間存在顯著的中介效應(yīng)，可以解釋正性情感43.1%的變異。同理，從表5可以看出鍛煉承諾對負(fù)性情感、學(xué)習(xí)滿意感起顯著中介作用，而鍛煉承諾對生活滿意感、身體滿意感不起中介作用，鑒于篇幅原因，在此不再陳述。

表4 對鍛煉承諾在鍛煉動機與主觀幸福感之間中介效應(yīng)檢驗的Bootstrap分析

注：*P<0.05;**P<0.01;***P<0.001，以上變量均經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理后帶入回歸方程

表5 鍛煉承諾在鍛煉動機與主觀幸福感(各維度)之間中介效應(yīng)檢驗的Bootstrap分析

續(xù)表5

影響路徑標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)值占總效應(yīng)之比/%Boot標(biāo)準(zhǔn)誤95%置信區(qū)間下限上限顯著性5.總效應(yīng)0.210.050.0130.463?? 直接效應(yīng)-0.05727.140.03-0.0860.241 總間接效應(yīng)-0.15372.860.01-0.2570.235 鍛煉動機…鍛煉承諾…身體滿意感-0.15372.860.01-0.2570.235

3.4 運動友誼的調(diào)節(jié)作用分析

從表6可以看出，初中生的運動友誼與鍛煉動機(ΔR2=0.002,P<0.05)交互項的R2變化量達到了顯著水平，說明初中生運動友誼調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在。具體看來，初中生運動友誼與能力動機(ΔR2=0.029,P<0.01)的交互項的R2變化量達到了顯著水平，說明初中生運動友誼調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在，能力動機每增加1個標(biāo)準(zhǔn)差，運動友誼對主觀滿意感的斜率會增加0.043個標(biāo)準(zhǔn)差。同理，從表6可以看到運動友誼對外貌動機、健康動機、樂趣動機、社交動機的調(diào)節(jié)作用，鑒于篇幅原因，在此不再陳述。說明運動友誼在初中生鍛煉動機與主觀幸福感之間起調(diào)節(jié)作用，且調(diào)節(jié)作用的強度依次為：能力動機>健康動機>外貌動機>樂趣動機>社交動機。

表6 初中生鍛煉動機(各維度)、運動友誼和主觀幸福感的分層回歸分析結(jié)果

續(xù)表6

動機預(yù)測變量BSEβR2ΔR24.樂趣動機第一步0.047??樂趣動機0.511??0.0980.212??運動友誼0.039?0.0170.094?第二步0.050??0.003??樂趣動機0.510???0.0980.212???運動友誼0.037?0.0190.089?樂趣動機×運動友誼0.0030.0130.0115.社交動機第一步0.023??社交動機0.267??0.0760.145??運動友誼0.039?0.0170.093?第二步0.026??0.003??社交動機0.268??0.0760.146??運動友誼0.038?0.0180.092?社交動機×運動友誼0.0010.0090.0056.鍛煉動機第一步0.005?鍛煉動機0.032?0.0240.056?運動友誼0.036?0.0180.086?第二步0.007?0.002?鍛煉動機0.0250.0240.044運動友誼0.045?0.0190.109?鍛煉動機×運動友誼0.004?0.0030.066?

注：*表示P<0.05;**表示P<0.01;***表示P<0.001

4 討 論

4.1 變量間相關(guān)性分析

鍛煉動機是運動員參與體育鍛煉的內(nèi)在動力，對于初中生的鍛煉參與以及鍛煉堅持具有促進作用，進而影響初中生的鍛煉效果，最終促進初中生身體以及心理等方面的健康效益。從表1可以看出，初中生鍛煉動機與鍛煉承諾呈顯著正相關(guān)(r=0.148，P<0.01),證明假設(shè)1成立，與前人研究結(jié)論一致[8]；鍛煉動機與主觀幸福感呈顯著正相關(guān)(r=0.037，P<0.01),證明假設(shè)2成立，與前人研究結(jié)論一致[18]；鍛煉承諾與主觀幸福感呈顯著正相關(guān)(r=0.015，P<0.05),證明假設(shè)3成立，與前人研究結(jié)論一致[16-17]。因此，鍛煉動機、鍛煉承諾、主觀幸福感三個變量之間存在顯著正相關(guān)性，這就為探究變量之間的中介效應(yīng)以及調(diào)節(jié)作用提供了基礎(chǔ)。

4.2 鍛煉承諾的中介效應(yīng)

由前述相關(guān)性分析可知，初中生鍛煉承諾與鍛煉動機以及主觀幸福感之間存在顯著性相關(guān)，為進一步分析鍛煉承諾的中介效應(yīng)提供了基礎(chǔ)，通過運用Bootstrapping法對鍛煉承諾的中介效應(yīng)進行檢驗，結(jié)果表明，鍛煉承諾在鍛煉動機與主觀幸福感之間起部分中介效應(yīng)，證明研究假設(shè)4是正確的。具體看來，鍛煉承諾對初中生主觀幸福感的3個維度起中介效應(yīng)，分別是正性情感、負(fù)性情感以及學(xué)習(xí)滿意感。即鍛煉動機是通過鍛煉承諾這一中介變量來影響主觀幸福感這一變量，促進了學(xué)生主觀幸福感的提高。

4.3 運動友誼的調(diào)節(jié)作用

由表1可知，初中生運動友誼與鍛煉動機以及主觀幸福感之間存在顯著正相關(guān)，為探究運動友誼的調(diào)節(jié)效應(yīng)提供基礎(chǔ)。本研究采用分層回歸分析，對這種調(diào)節(jié)效應(yīng)進行了檢驗，結(jié)果表明，初中生運動友誼在鍛煉動機和主觀幸福感之間起調(diào)節(jié)作用，證明假設(shè)5是正確的。具體看來，運動友誼對于鍛煉動機5個維度都存在調(diào)節(jié)作用，且調(diào)節(jié)作用的強度依次為：能力動機>健康動機>外貌動機>樂趣動機>社交動機。

4.4 本研究的意義與局限

本研究對初中生鍛煉動機與主觀幸福感之間的關(guān)系進行了研究，探討了兩者之間的相關(guān)性問題，并且進一步探究了鍛煉承諾在兩者之間的中介效應(yīng)，明晰了兩者之間的實現(xiàn)路徑，為進一步分析影響兩者關(guān)系的因素，考察了運動友誼的調(diào)節(jié)作用，為提高初中生鍛煉積極性以及鍛煉效果的滿意感提供參考。盡管如此，本研究尚存在一定不足，并未對不同性別、年級的初中生進行分類探究，這需要下一步繼續(xù)研究。

5 結(jié)論及建議

5.1 結(jié) 論

(1)初中生鍛煉動機、鍛煉承諾、運動友誼、主觀幸福感之間存在顯著性正相關(guān)。即鍛煉動機與鍛煉承諾、運動友誼、主觀幸福感之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系；鍛煉承諾與運動友誼、主觀幸福感之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系；運動友誼與主觀幸福感之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，為探究變量的中介效應(yīng)及調(diào)節(jié)作用奠定基礎(chǔ)。

(2)鍛煉承諾在初中生鍛煉動機與主觀幸福感之間起部分中介效應(yīng)，說明鍛煉動機對主觀幸福感的效用部分是通過鍛煉承諾來起作用的，為今后進行干預(yù)提供了新的視角；鍛煉承諾對主觀幸福感起中介作用，其中主要涉及的是主觀幸福感的3個維度，即正性情感、負(fù)性情感以及學(xué)習(xí)滿意感。

(3)運動友誼在初中生鍛煉動機和主觀幸福感之間起調(diào)節(jié)作用，即運動友誼在鍛煉動機影響主觀幸福感的路徑中起到部分調(diào)節(jié)作用，這為今后設(shè)計干預(yù)方案提供了新的思路及視角；運動友誼主要調(diào)節(jié)鍛煉動機的5個維度，各維度調(diào)節(jié)作用的強度依次為：能力動機>健康動機>外貌動機>樂趣動機>社交動機。

5.2 建 議

(1)為提高初中生的主觀幸福感，建議加強初中生的鍛煉動機，促進初中生主觀幸福感的提升；在初中生的鍛煉過程中，注重培養(yǎng)初中生的鍛煉承諾，進一步增強初中生參加健身鍛煉的渴望與決心，有助于初中生主觀幸福感的提升；運動友誼是初中生健身鍛煉的重要動力，對于初中生主觀幸福感的提升具有重要意義，因此，建議在初中生健身鍛煉過程中，進一步開發(fā)初中生的運動友誼，促進初中生主觀幸福感的提升。

(2)鑒于鍛煉承諾對主觀幸福感的中介效應(yīng)，建議通過激發(fā)初中生的健身鍛煉動機、提高初中生的自我效能以及提高初中生的健身鍛煉效果來增強初中生的鍛煉承諾，最終促進初中生的主觀幸福感。

(3)建議學(xué)校及體育教師，針對初中生運動友誼的特點，開展針對性的教學(xué)措施，培養(yǎng)初中生的運動友誼，促進初中生主觀幸福感的提升。