鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾與大學(xué)生鍛煉行為：鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/h1>
2020-09-07 06:55董寶林毛麗娟
天津體育學(xué)院學(xué)報(bào) 2020年4期
董寶林，毛麗娟
教育部“全國(guó)億萬學(xué)生陽光體育運(yùn)動(dòng)”和中共中央國(guó)務(wù)院《關(guān)于強(qiáng)化學(xué)校體育促進(jìn)學(xué)生身心健康全面發(fā)展的意見》等一系列舉措旨在鼓勵(lì)和敦促青少年走到戶外積極參加體育鍛煉，形成良好的鍛煉行為習(xí)慣[1-3]。誠(chéng)然，在高校，仍有部分學(xué)生對(duì)體育鍛煉活動(dòng)存有抵觸情緒，相當(dāng)數(shù)量大學(xué)生在非強(qiáng)制要求下往往會(huì)逐漸減少鍛煉次數(shù)，甚至完全放棄體育鍛煉[4-5]。引導(dǎo)大學(xué)生踐行體育鍛煉、塑造健康體魄，關(guān)系到公共衛(wèi)生和國(guó)民綜合素質(zhì)的發(fā)展[6-7]。探驪大學(xué)生體育鍛煉行為的前因機(jī)制，既可以幫助大學(xué)生形成并鞏固健康的生活方式、促進(jìn)人格社會(huì)化發(fā)展，還是全民健身國(guó)家戰(zhàn)略背景下，學(xué)校、社會(huì)亟待關(guān)注和解決的重要問題。
1 文獻(xiàn)梳理與研究假設(shè)
國(guó)外鍛煉心理學(xué)者在歸因鍛煉行為的探討中發(fā)現(xiàn)，人們對(duì)“鍛煉者”身份的認(rèn)同心理是促進(jìn)自身鍛煉行為產(chǎn)生、維持、改變和發(fā)展的重要資源[8-9]。身份認(rèn)同，指?jìng)€(gè)體與他人或群體在心理、情感上的一致性，是個(gè)體與特定社會(huì)文化的趨同過程[10]?？v觀國(guó)外心理學(xué)界對(duì)“身份認(rèn)同”的探討，大體匯集了三大理論溯源：認(rèn)同危機(jī)理論認(rèn)為，人的成長(zhǎng)包含了一種注意外界并與之交互的需要——認(rèn)同危機(jī)，人們會(huì)在此交互中逐步健全人格[11]；符號(hào)互動(dòng)論認(rèn)為，“客我”會(huì)通過一種“去中心化”的方式來塑造、完善自我形象，進(jìn)而形成自我認(rèn)同，而那些與“客我”發(fā)生關(guān)聯(lián)的，即為“主體經(jīng)驗(yàn)”[12]；社會(huì)認(rèn)同理論研究者認(rèn)為，人們總傾向于在社會(huì)分類的過程中對(duì)自身所處的群體產(chǎn)生群體內(nèi)部認(rèn)同，進(jìn)而形成內(nèi)群偏好、外群偏見，而人們會(huì)通過內(nèi)外群體之間的有利比較來提升自尊水平和滿足感受[13]。
遵循上述理論，心理學(xué)者發(fā)現(xiàn)，作為一種鍛煉認(rèn)知體系的元素[14]，鍛煉身份認(rèn)同是優(yōu)化個(gè)體鍛煉計(jì)劃、改善鍛煉行為的預(yù)測(cè)源[15]。近期的橫斷面研究表明：鍛煉身份認(rèn)同水平高的人通常能正向的看待體育鍛煉的價(jià)值和功能，并具有合理的鍛煉角色歸屬感和行為自豪感，因此，傾向于在反復(fù)鍛煉實(shí)踐中較易獲得自尊和滿足感[16-17]，而且，能在理解“鍛煉者身份標(biāo)簽”內(nèi)涵的基礎(chǔ)上自我劃分鍛煉集群，并建立群體歸屬感，為反復(fù)從事鍛煉行為提供動(dòng)力和決策依據(jù)[18]；反之，對(duì)體育鍛煉者/愛好者的身份持低度認(rèn)同或非認(rèn)同者，往往缺乏鍛煉成就信念和角色歸屬感，常伴有明顯的鍛煉角色沖突和自我否定心理，對(duì)鍛煉行為存有排斥、抵觸等情緒，亦難于形成積極穩(wěn)定的鍛煉行為。身份認(rèn)同是基于特定文化背景下的個(gè)體認(rèn)知[14]，盡管國(guó)外已證實(shí)，鍛煉身份認(rèn)同可豐富鍛煉情感體驗(yàn)、促進(jìn)鍛煉行為[19]。誠(chéng)然，在我國(guó)，類似的研究尚未得到實(shí)證論證。據(jù)此，提出假設(shè)H1：鍛煉身份認(rèn)同對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的正向影響顯著。
臨床心理學(xué)研究認(rèn)為，在身份認(rèn)同與行為表達(dá)的影響機(jī)制里，個(gè)體內(nèi)部動(dòng)機(jī)具備中介作用[20]。首先，鍛煉身份認(rèn)同是激發(fā)內(nèi)部動(dòng)機(jī)的前導(dǎo)認(rèn)知，認(rèn)同度高的人往往會(huì)在鍛煉實(shí)踐中表現(xiàn)出適宜的動(dòng)機(jī)模式[22]。認(rèn)知發(fā)展理論認(rèn)為，人們?cè)谡J(rèn)識(shí)、理解某一社會(huì)行為時(shí)，會(huì)在既有認(rèn)知系統(tǒng)的基礎(chǔ)上將該行為或從事該行為的人圖式化、符號(hào)化、標(biāo)簽化[21]，如當(dāng)提及“體育鍛煉者”時(shí)，人們往往將參與者與健康、活躍、好動(dòng)、挑戰(zhàn)，或出汗、勞累、失敗等“標(biāo)簽”關(guān)聯(lián)[8]。因而，持有高度鍛煉身份認(rèn)同的人，通常會(huì)以正向的認(rèn)知觀點(diǎn)和自我評(píng)價(jià)來理解體育鍛煉的諸多益處，該認(rèn)知有助于激發(fā)鍛煉興趣，使鍛煉動(dòng)機(jī)的內(nèi)化或整合成為可能[23]。正如鍛煉認(rèn)同模型闡釋的：理性的自我評(píng)價(jià)(即如何自我定義、如何看待自我、如何表現(xiàn)自我等)是激發(fā)內(nèi)部動(dòng)機(jī)的前提[19]。其次，內(nèi)部動(dòng)機(jī)是發(fā)展自身能力、探索學(xué)習(xí)的先天傾向[24]，是鍛煉行為的預(yù)測(cè)源，也是個(gè)體長(zhǎng)期堅(jiān)持鍛煉的有力證據(jù)[25]。該觀點(diǎn)在自我決定理論得到充分闡釋，即內(nèi)部動(dòng)機(jī)代表著自我決定的原型，是促進(jìn)鍛煉行為、避免鍛煉退出的內(nèi)生變量[26-27]。自我決定理論認(rèn)為，個(gè)體對(duì)某一社會(huì)行為從認(rèn)知到立身踐行，離不開行為決策的驅(qū)動(dòng)與激發(fā)[24]。誠(chéng)然，在鍛煉身份認(rèn)同與大學(xué)生鍛煉行為的影響機(jī)制中，考察內(nèi)部動(dòng)機(jī)中介效應(yīng)的研究尚未明晰。據(jù)此，提出假設(shè)H2：在鍛煉身份認(rèn)同影響大學(xué)生鍛煉行為時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)顯著。
國(guó)內(nèi)外鍛煉心理學(xué)者在探討認(rèn)知與行為的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，鍛煉承諾同樣具備中介作用[28]。首先，身份認(rèn)同促使個(gè)體形成行為意向的前因[29]。認(rèn)知行為理論認(rèn)為，既有形成的體驗(yàn)和認(rèn)知會(huì)作為一種記憶線索，進(jìn)而影響個(gè)體對(duì)未來行為事件的評(píng)估，并以此決策是否執(zhí)行該行為事件[30]。也就是說，對(duì)鍛煉身份的認(rèn)同度越高，自身鍛煉承諾越堅(jiān)定[21]，而認(rèn)同度低者往往缺乏運(yùn)動(dòng)責(zé)任感，常因偏倚的體育價(jià)值認(rèn)知而缺乏鍛煉承諾感[31]?？梢?，鍛煉身份認(rèn)同是激發(fā)鍛煉決心和欲望的前導(dǎo)認(rèn)知，可使個(gè)體鍛煉行為更具堅(jiān)持性、持久性。其次，鍛煉承諾是鍛煉行為的一個(gè)決定性因素[32-33]。承諾理論認(rèn)為，承諾是個(gè)體對(duì)目標(biāo)行為的一種意向或意圖，它會(huì)引導(dǎo)個(gè)體選擇未來行為的執(zhí)行方式[34-35]。而作為一種認(rèn)知傾向，身份認(rèn)同會(huì)指導(dǎo)個(gè)體目標(biāo)行為向積極、健康的方向發(fā)展，并成為個(gè)體理性、正向分析鍛煉行為的積極心理資源[15,28]，誠(chéng)然，綜合探討鍛煉身份認(rèn)同、鍛煉承諾對(duì)大學(xué)生鍛煉行為影響的研究相對(duì)薄弱。據(jù)此，提出假設(shè)H3：在鍛煉身份認(rèn)同影響鍛煉行為時(shí)，鍛煉承諾的中介效應(yīng)顯著。
此外，學(xué)者在實(shí)證探討鍛煉行為的心理機(jī)制時(shí)發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)還是鍛煉承諾的激勵(lì)源[4]，它能夠在激發(fā)鍛煉承諾的基礎(chǔ)上，使個(gè)體更傾向于堅(jiān)持參加體育鍛煉[36]，而缺乏內(nèi)部動(dòng)機(jī)不僅會(huì)引發(fā)退縮傾向，還會(huì)使鍛煉者情緒耗竭、心感疲勞而動(dòng)搖鍛煉承諾[37]，該觀點(diǎn)在鍛煉堅(jiān)持機(jī)制模型中得到具體詮釋。認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為，個(gè)體認(rèn)知可以通過作用于心理決策而影響目標(biāo)行為[38-39]，誠(chéng)然，在鍛煉身份認(rèn)同與大學(xué)生鍛煉行為的影響鏈條上，綜合探討“內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾”鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)的研究暫付闕如。據(jù)此，提出假設(shè)H4：在鍛煉身份認(rèn)同影響鍛煉行為時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。
基于既有理論、文獻(xiàn)和研究假設(shè)，研究構(gòu)架觀念并建立鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?見圖1)，旨為豐富大學(xué)生體育鍛煉行為研究有所裨益，亦為制定大學(xué)生體育與健康指導(dǎo)方案提供參考。
2 研究對(duì)象與方法
2.1 被 試
依據(jù)分層整群隨機(jī)抽樣原則，以浙江、上海、江蘇三省/直轄市2 250 名大學(xué)生為被試，調(diào)查共回收2 237 份量表。以“反向題檢驗(yàn)”“應(yīng)答條目率不足85%”“填答明顯與事實(shí)不符”等為無效量表的篩查依據(jù)，以最終保留的2 052 份有效量表為分析樣本。其中，年齡（20.64±2.255）歲；男961人，女1 091人；大一520人，大二671人，大三488人，大四373人。
2.2 測(cè)量工具
為最大限度提升測(cè)量工具的跨語言等值性，采用雙盲、并行的“翻譯-回譯”程序漢化問卷中所有的英文分量表。
2.2.1 鍛煉身份認(rèn)同量表 采用D.F.ANDERSON《鍛煉身份認(rèn)同量表》[14]。量表共含9個(gè)題項(xiàng)，其中，設(shè)計(jì)1個(gè)反向題“作為一個(gè)體育鍛煉者，我并不感覺很自豪”。采用Likert5 點(diǎn)法，從“完全不符合”(1)到“完全符合”(5)計(jì)分，以總分表示被試鍛煉身份的認(rèn)同水平。本次測(cè)量得知：9 個(gè)題項(xiàng)的偏度絕對(duì)值0.241～1.086，峰度絕對(duì)值0.036～1.143，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.273，K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)不顯著(P(df=1989)=0.362＞0.05)；單因素模型x2=86.490，df=27，x2/df=3.220，SRMR=0.0390，GFI=0.968，NFI=0.946，NNFI=0.932，IFI=0.957，CFI=0.956，RMSEA=0.065；總量表Cronbach's α為0.936，分半信度0.885；題總相關(guān)0.440～0.788(P＜0.01)。
2.2.2 內(nèi)部動(dòng)機(jī)量表 采用F.GUAY《情境動(dòng)機(jī)量表》中的內(nèi)部動(dòng)機(jī)分量表[40]。共4 個(gè)題項(xiàng)，采用Likert5 點(diǎn)法以“完全不符合”(1)到“完全符合”(5)計(jì)分，以總分表示被試內(nèi)部動(dòng)機(jī)強(qiáng)度。本次測(cè)量得知：4 個(gè)題項(xiàng)的偏度絕對(duì)值0.088～0.718，峰度絕對(duì)值0.040～0.710，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.037，K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)不顯著(P(df=1989)=0.170＞0.05)；單因素模型x2=5.077，df=2，x2/df=2.539，SRMR=0.0298，GFI=0.986，NFI=0.976，NNFI=0.979，TLI=0.936，RMSEA=0.051；Cronbach's α 為0.947，分半信度0.931；題總相關(guān)0.405～0.873(P＜0.01)。
2.2.3 大學(xué)生鍛煉承諾量表 采用陳善平《運(yùn)動(dòng)承諾模型量表》的鍛煉承諾分量表[41]。共3個(gè)題項(xiàng)，采用Likert5點(diǎn)法，從“非常不同意”(1)到“非常同意”(5)計(jì)分，以總分表示被試鍛煉承諾水平。本次測(cè)量得知：3個(gè)題項(xiàng)的偏度絕對(duì)值0.027～0.422，峰度絕對(duì)值0.505～0.774，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.125，K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)不顯著(P(df=1989)=0.574＞0.05)；單因素3 變量模型(由于3 個(gè)觀測(cè)變量模型趨于飽和，因此固定e1=0.001)得x2=3.071，df=1，x2/df=3.071，SRMR=0.0346，GFI=0.931，NFI=0.927，NNFI=0.924，IFI=0.927，CFI=0.927，RMSEA=0.034；量表Cronbach's α 為0.958，分半信度0.964；題總相關(guān)0.887～0.906(P＜0.01)。
2.2.4 體育活動(dòng)等級(jí)量表 采用梁德清《體育活動(dòng)等級(jí)量表》[42]。量表從參加體育活動(dòng)的強(qiáng)度、持續(xù)時(shí)間、每周的參與頻率等三個(gè)方面來測(cè)評(píng)被試運(yùn)動(dòng)量水平，并以此變量來評(píng)估被試鍛煉行為，運(yùn)動(dòng)量水平的計(jì)算公式，即運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度×持續(xù)時(shí)間×周頻率(最高分為100分、最低分為0分)，3個(gè)指標(biāo)皆按照5個(gè)等級(jí)進(jìn)行劃分，其中，強(qiáng)度與周頻率從1～5 等級(jí)分別計(jì)為1～5 分，持續(xù)時(shí)間從1～5等級(jí)分別按0～4分計(jì)。本次測(cè)量得知：3個(gè)題項(xiàng)的偏度絕對(duì)值0.014～0.276，峰度絕對(duì)值0.388～1.110，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.096；三變量模型(固定e1=0.001)，得x2=2.174，df=1，x2/df=2.174，SRMR=0.0207，GFI=0.973，NFI=0.937，NNFI=0.966，IFI=0.939，CFI=0.939，RMSEA=0.033；量表Cronbach's α 為0.863，分半信度0.857，題總相關(guān)0.645～0.776(P＜0.01)。
2.3 施測(cè)過程
采用紙筆調(diào)查法，于2018年4月15～30日和5月7～22日，分兩次采用集體與個(gè)別單獨(dú)測(cè)試相結(jié)合的方式采集數(shù)據(jù)。施測(cè)前解釋指導(dǎo)語，告知調(diào)查匿名性、保密性，并在保證被試自愿的基礎(chǔ)上完成問卷填答，填答時(shí)間10 min，填寫完畢當(dāng)場(chǎng)回收。同時(shí)，在調(diào)查中獲取被試性別(男=1，女=2)、年齡、年級(jí)等一般人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料。
2.4 數(shù)據(jù)采集與分析
將所得數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS25.0 和AMOS25.0 統(tǒng)計(jì)軟件。經(jīng)反向題、相關(guān)潛變量得分計(jì)算等處理后，利用可靠性分析、探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析等，考察測(cè)試工具的信度、效度等。經(jīng)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理后，通過一系列統(tǒng)計(jì)分析，如相關(guān)性分析、回歸分析等實(shí)現(xiàn)研究所需。鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)的檢驗(yàn)步驟，遵循溫忠麟、侯杰泰、方杰等人的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序和方法，先檢驗(yàn)內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾分別在身份認(rèn)同影響鍛煉行為時(shí)的中介效應(yīng)，再利用序列層次回歸分析檢驗(yàn)內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)[43-44]。利用AMOS25.0構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型，從結(jié)構(gòu)層面詮釋各變量的內(nèi)在機(jī)制。
3 結(jié) 果
3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)
采用施測(cè)程序控制和哈曼(HANMAN)單因素檢驗(yàn)法，考察施測(cè)的共同方法偏差情況。程序控制：在國(guó)內(nèi)外一流期刊選用成熟且被國(guó)內(nèi)證實(shí)較高信效度的測(cè)量工具；在問卷設(shè)計(jì)時(shí)，引導(dǎo)語里著重標(biāo)注了“本次問卷調(diào)查僅為科研使用”，并告知被試本次測(cè)試的數(shù)據(jù)將嚴(yán)格保密性，施測(cè)的全過程采取匿名填答；適當(dāng)調(diào)整各分量表中題項(xiàng)的排序，并設(shè)計(jì)1項(xiàng)反向題；施測(cè)形式采用現(xiàn)場(chǎng)答疑、當(dāng)場(chǎng)填寫完畢當(dāng)場(chǎng)回收。哈曼單因素檢驗(yàn)法：對(duì)各個(gè)題項(xiàng)(人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量除外)進(jìn)行單因素、未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，結(jié)果有5個(gè)因子特征根值＞1，且第1因子解釋變異率28.525%(＜臨界值40%)，表明測(cè)量共同方法偏差可接受。
3.2 鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的直接影響
Pearson 雙變量雙側(cè)相關(guān)性檢驗(yàn)顯示(見表1)：鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾與鍛煉行為(包括各指標(biāo))顯著正相關(guān)(P＜0.01)，其中，鍛煉身份認(rèn)同與鍛煉強(qiáng)度(r=0.443)、內(nèi)部動(dòng)機(jī)與鍛煉頻率(r=0.306)、鍛煉承諾與鍛煉頻率(r=0.464)的正相關(guān)較密切。
表1 Pearson相關(guān)系數(shù)結(jié)果(雙變量雙側(cè))Table1 Statistics of Pearson Correlation Coefficient
以鍛煉行為為因變量，分別以鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾、性別、年級(jí)、“性別×鍛煉身份認(rèn)同”為自變量，采用強(qiáng)行進(jìn)入法進(jìn)行若干組回歸分析(見表2)。結(jié)果顯示：鍛煉身份認(rèn)同(F(12050)=204.111，β=0.480)、內(nèi)部動(dòng)機(jī)(F(12050)=100.883，β=0.359)、鍛煉承諾(F(12050)=236.382，β=0.507)分別對(duì)鍛煉行為的影響顯著(P＜0.001)，并且，分別解釋了22.9%、12.8%和25.6%的變異；此外，性別對(duì)鍛煉行為的影響顯著(F(12050)=69.945，β=-0.305)，解釋了9.2%的變異，年齡、年級(jí)、性別×鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的影響皆不顯著(P＞0.05)。
表2 鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾分別對(duì)鍛煉行為的回歸分析Table2 Regression Analysis of EI,IM,and EC on PEB,Respectively
3.3 內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)
為考察鍛煉身份認(rèn)同與鍛煉行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，首先，考察自變量分別對(duì)2 個(gè)中介變量的影響，即考察鍛煉身份認(rèn)同分別對(duì)內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的回歸效應(yīng)。
結(jié)果顯示(見表3)：鍛煉身份認(rèn)同對(duì)內(nèi)部動(dòng)機(jī)的回歸效應(yīng)顯著(F(12050)=277.389，β=0.538，P＜0.001)，解釋了28.9%的變異；鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉承諾的回歸效應(yīng)顯著(F(12050)=700.948，β=0.712，P＜0.001)，解釋了50.7%的變異。此外，還需考察2 個(gè)中介變量間的內(nèi)部效應(yīng)，即以內(nèi)部動(dòng)機(jī)為自變量，鍛煉承諾為因變量的回歸分析顯示(見表4)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)鍛煉承諾回歸效應(yīng)顯著(F(12050)=211.007，β=0.486，P＜0.001)，解釋了23.6%的變異。
表3 鍛煉身份認(rèn)同分別對(duì)內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的回歸分析Table3 Regression Analysis of EI on IM and EC,Respectively
表4 內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)鍛煉承諾的回歸分析Table4 Regression Analysis of IM on EC
接下來，為檢驗(yàn)“內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾”的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，先檢驗(yàn)內(nèi)部動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)，再檢驗(yàn)鍛煉承諾的中介效應(yīng)，最后檢驗(yàn)“內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾”的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。
(1)采用序列層次回歸分析考察內(nèi)部動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)(見表5)。第1 步：從表2 已得出，鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的回歸顯著(F(12050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因內(nèi)部動(dòng)機(jī)加入，由“鍛煉身份認(rèn)同”和“內(nèi)部動(dòng)機(jī)”為自變量的回歸方程模型F(22048)=110.295，R2=0.242(P＜0.001)，證實(shí)模型解釋力的具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，此時(shí)，鍛煉身份認(rèn)同(β=0.404，T=10.218)和內(nèi)部動(dòng)機(jī)(β=0.142，T=3.593)對(duì)鍛煉行為的回歸效應(yīng)皆達(dá)顯著水平(P＜0.001)。綜合上述數(shù)據(jù)：因內(nèi)部動(dòng)機(jī)的介入自變量，鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的回歸系數(shù)β值由0.480降低至0.404(但≠0)，并且，ΔF=93.816，ΔR2=0.013，說明在鍛煉身份認(rèn)同影響鍛煉行為時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)的部分中介效應(yīng)顯著。
表5 鍛煉身份認(rèn)同與內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)鍛煉行為的序列層次回歸分析Table5 Hierarchical Regression Analysis of EI and IM,EI and EC on PEB
(2)采用上述相同分析方法考察鍛煉承諾的中介效應(yīng)(見表6)。第1 步：在表2 中已得出，鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的回歸顯著(F(12050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因鍛煉承諾加入，由“鍛煉身份認(rèn)同”和“鍛煉承諾”為自變量的回歸方程模型F(22048)=136.381，R2=0.284(P＜0.001)，證實(shí)模型解釋力的具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，此時(shí)，鍛煉身份認(rèn)同(β=0.241，T=5.222)和鍛煉承諾(β=0.336，T=7.285)對(duì)鍛煉行為的回歸效應(yīng)皆達(dá)顯著水平(P＜0.001)。綜合上述數(shù)據(jù)：因鍛煉承諾介入自變量，鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的回歸系數(shù)β值由0.480 降低至0.241(但≠0)，并且，ΔF=67.73，ΔR2=0.055，說明在鍛煉身份認(rèn)同影響鍛煉行為時(shí)，鍛煉承諾的部分中介效應(yīng)也顯著。
表6 鍛煉身份認(rèn)同與鍛煉承諾對(duì)鍛煉行為的序列層次回歸分析Table6 Hierarchical Regression Analysis of EI and EC on PEB
(3)最后，進(jìn)行如下步驟的序列層次回歸分析(見表7)。第1 步：鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的回歸顯著(F(1,2050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因內(nèi)部動(dòng)機(jī)介入，由“鍛煉身份認(rèn)同”和“內(nèi)部動(dòng)機(jī)”為自變量的回歸方程模型F(22048)=110.295，R2=0.242(P＜0.001)，證實(shí)模型解釋力的具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，此時(shí)，鍛煉身份認(rèn)同(β=0.404，T=10.218)和內(nèi)部動(dòng)機(jī)(β=0.142，T=3.593)對(duì)鍛煉行為的回歸效應(yīng)皆達(dá)顯著水平(P＜0.001)，并且，ΔF=93.816，ΔR2=0.013。第3 步：因鍛煉承諾介入，由“鍛煉身份認(rèn)同”“內(nèi)部動(dòng)機(jī)”和“鍛煉承諾”為自變量的回歸方程模型F(32046)=93.641，R2=0.289(P＜0.001)，證實(shí)模型解釋力的具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，此時(shí)，鍛煉身份認(rèn)同(β=0.203，T=4.208，P＜0.001)、內(nèi)部動(dòng)機(jī)(β=0.096，T=2.472，P＜0.05)、鍛煉承諾(β=0.316，T=6.769，P＜0.001)對(duì)鍛煉行為的回歸效應(yīng)皆達(dá)顯著水平，并且，ΔF=16.654，ΔR2=0.047。由此說明，在鍛煉身份認(rèn)同影響大學(xué)生鍛煉行為時(shí)，“內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾”的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。
表7 鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾對(duì)鍛煉行為的序列層次回歸分析Table7 Hierarchical Regression Analysis of EI,IM,and EC on PEB
從鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的多種影響路徑及其效應(yīng)看(見表8)：鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的直接影響效應(yīng)為0.203，間接效應(yīng)(中介效應(yīng)之和[44])為0.282，總效應(yīng)(直接效應(yīng)與間接效應(yīng)之和)為0.480，3 條中介效應(yīng)路徑的效果量(中介效應(yīng)值與總效應(yīng)之比)分別為10.63%、41.67%和5.42%。
表8 鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的影響路徑及效應(yīng)值Table8 Influence Path and Effect Decomposition of EI on PEB
基于此，構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型（見圖2），旨從直觀結(jié)構(gòu)層面揭示各前因變量對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的綜合影響。模型指標(biāo)：x2=630.282，df=146，x2/df=4.317＜5，擬合優(yōu)度指標(biāo)：GFI=0.927，NFI=0.925，NNFI=0.929，IFI=0.923，CFI=0.928(均＞0.9)，近似誤差均方根RMSEA=0.068＜0.08，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR=0.0477＜0.05，說明所構(gòu)模型具有較好的適配性和簡(jiǎn)潔性。
圖2 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ虵igure2 Model of Chain Mediating Effect
4 討 論
4.1 鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的直接影響討論
分析表明，大學(xué)生鍛煉身份認(rèn)同度越高，鍛煉行為越合理，而且，鍛煉身份認(rèn)同能夠解釋鍛煉行為22.9%的變異。證實(shí)了鍛煉身份認(rèn)同對(duì)大學(xué)生鍛煉行為具有積極的促進(jìn)功效。身份認(rèn)同是主體對(duì)社會(huì)形態(tài)價(jià)值和意義的認(rèn)可和共識(shí)[45]。對(duì)鍛煉者身份持有認(rèn)同態(tài)度的大學(xué)生能夠正性看待體育鍛煉的社會(huì)價(jià)值、功效，對(duì)鍛煉者身份存有慣性的趨同心理，其鍛煉行為也會(huì)相對(duì)規(guī)范、適宜(β=0.480)，這種正性的趨同過程使鍛煉習(xí)慣建立成為可能。身份認(rèn)同是個(gè)體心靈意義上的歸屬[46]。對(duì)鍛煉者身份持認(rèn)同觀點(diǎn)者能從“身份標(biāo)簽”的角度理解鍛煉者的特征和屬性，對(duì)鍛煉群體存有一定的歸屬感，較易將體育鍛煉視為一種正?；?、非威脅性的生活事件，并在集群的鍛煉氛圍下使行為更積極、自覺。正如自我認(rèn)同理論所言：身份認(rèn)同提供了自我在特定身份中的定義，決定著個(gè)體特定行為的判斷、執(zhí)行、改變[47]。身份認(rèn)同還是一種行為控制認(rèn)知[7]。高身份認(rèn)同者總伴隨著運(yùn)動(dòng)勝任感[14]，在鍛煉中能將行為調(diào)控得更活躍、專注、投入。分析證實(shí)了自我圖式理論在體育鍛煉領(lǐng)域的適用性，即既有經(jīng)驗(yàn)形成的自我概括性認(rèn)識(shí)有助于自我信息加工，使其行為表達(dá)更有意義、更符合自我發(fā)展[48]。研究所得結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[49]。
分析還證實(shí)，大學(xué)生鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)或鍛煉承諾越強(qiáng)烈，鍛煉行為越合理，二者分別解釋了鍛煉行為12.8%和25.6%的變異。內(nèi)部動(dòng)機(jī)是促進(jìn)自主鍛煉行為的前因要素(β=0.359)，它反映了個(gè)體好奇、好勝、互惠的內(nèi)驅(qū)力，折射了個(gè)體對(duì)體育鍛煉的求知欲望、成就欲望、求和諧欲望等[50]。通常情況下，一個(gè)具有強(qiáng)烈鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)的人，通常會(huì)有強(qiáng)烈的鍛煉興趣、參與樂趣和挑戰(zhàn)欲，往往會(huì)利用反復(fù)的鍛煉實(shí)踐來不斷滿足自身多維度、多層次的需求，獲得身體自尊和整體自尊，因此，其鍛煉行為也會(huì)表現(xiàn)得越發(fā)自覺而頻繁，并具有一定規(guī)律性。眾所周知，周頻率，即每周參與體育鍛煉的次數(shù)，是衡量個(gè)體鍛煉的規(guī)律性、自主性、習(xí)慣性、生活化的重要指標(biāo)，在鍛煉行為學(xué)領(lǐng)域被視為“評(píng)定體育鍛煉效果的前提條件和保證”[51]。因此，結(jié)合分析所得，研究認(rèn)為，激發(fā)參與體育鍛煉的內(nèi)部動(dòng)機(jī)，可能有助于提升大學(xué)生的體育鍛煉效果，建立或鞏固參與體育鍛煉的習(xí)慣。鍛煉承諾對(duì)鍛煉行為同樣具有積極的促進(jìn)功效(β=0.507)。承諾是一種高層次的行為態(tài)度，是主體與行為間的心理契約和心靈紐帶。一般來說，對(duì)參與體育鍛煉存有強(qiáng)烈渴望和決心的人(即鍛煉承諾強(qiáng)的人)，通常具備較為明確的鍛煉目標(biāo)、清晰的鍛煉意向、強(qiáng)烈的成就信念、和正性的鍛煉體驗(yàn)，更愿意將身心投入于每次鍛煉活動(dòng)中，因此，會(huì)在體育鍛煉中表現(xiàn)得更為積極、主動(dòng)、頻繁、有序；反觀之，若個(gè)體缺乏鍛煉承諾，即鍛煉意圖和決心不強(qiáng)，在面對(duì)體育鍛煉活動(dòng)時(shí)總會(huì)表現(xiàn)出退縮、拖延等不當(dāng)行為傾向，甚至對(duì)體育鍛煉產(chǎn)生放棄心理。正如鍛煉認(rèn)知決策模型闡釋的：鍛煉承諾是個(gè)體持續(xù)參與體育鍛煉的最直接動(dòng)力，是激發(fā)鍛煉行為、保持鍛煉堅(jiān)持性的有力證據(jù)[41]。
4.2 內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)討論
研究采用序列層次回歸分析分別證實(shí)了，內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的中介效應(yīng)，以及內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)皆具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。
首先，分析證實(shí)，在鍛煉身份認(rèn)同影響大學(xué)生鍛煉行為時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的部分中介效應(yīng)皆顯著，其效果量分別為總效應(yīng)量的10.63%、41.67%。這一系列結(jié)果說明，鍛煉身份認(rèn)同既可以直接促進(jìn)鍛煉行為，還可以在鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)或鍛煉承諾的中介作用下間接促進(jìn)大學(xué)生鍛煉行為。在日常生活中，個(gè)體行為表達(dá)的差異化特征不僅源于其認(rèn)知系統(tǒng)，還在于其自主傾向上的差異[52]。從認(rèn)知角度講，身份認(rèn)同決定著個(gè)體對(duì)鍛煉參與者或愛好者“身份標(biāo)簽”的認(rèn)知態(tài)度，它可以有效激發(fā)大學(xué)生參與鍛煉的內(nèi)部動(dòng)機(jī)，而表現(xiàn)出強(qiáng)烈的熱衷度、挑戰(zhàn)欲和興趣，使個(gè)體傾向于以積極、活躍、勇于探索的心態(tài)從事體育鍛煉活動(dòng)。正如動(dòng)機(jī)-分化理論闡釋的：人類從認(rèn)知到行為的激活過程，離不開自主動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)和控制[53]。身份認(rèn)同是主體在既有經(jīng)驗(yàn)或體驗(yàn)基礎(chǔ)上，形成的一種鍛煉自我概念或自我圖式。對(duì)鍛煉參與者或愛好者的身份持認(rèn)同態(tài)度者，對(duì)體育鍛煉本身賦予了積極、正向的價(jià)值認(rèn)知，會(huì)自然地、潛移默化地將體育鍛煉視為一種積極、利己、非威脅的社會(huì)活動(dòng)，因此，持高度鍛煉身份認(rèn)同的人具備靈活的鍛煉認(rèn)知、清晰的思維活動(dòng)序列，其日常鍛煉行為的自我決策(鍛煉承諾)會(huì)表現(xiàn)得更細(xì)致、全面、具體，鍛煉行為也會(huì)向更積極、健康、符合自我的方向發(fā)展。正如Bandura 社會(huì)認(rèn)知理論闡釋的：人們?cè)谡J(rèn)識(shí)和理解社會(huì)性刺激意義的基礎(chǔ)上，會(huì)產(chǎn)生一系列可供自我選擇的決策反應(yīng)，并能夠從中選擇出最為適宜的決策來指導(dǎo)或改變未來行為[54]?？傊?，鍛煉身份認(rèn)同是內(nèi)部動(dòng)機(jī)和鍛煉承諾的一個(gè)前導(dǎo)認(rèn)知，它可以通過作用于內(nèi)部動(dòng)機(jī)或鍛煉承諾而間接促進(jìn)大學(xué)生鍛煉行為，所得結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致[4]。
其次，在身份認(rèn)同影響大學(xué)生鍛煉行為時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)也顯著，其效果量為5.42%。身份認(rèn)同具有社會(huì)性質(zhì)，屬于非個(gè)體意識(shí)范疇，它體現(xiàn)了個(gè)體對(duì)群體內(nèi)部的偏好[13]。對(duì)鍛煉參與/愛好者身份持認(rèn)同態(tài)度者，能夠正性看待體育鍛煉本身具有的功效和意義(如促進(jìn)身心健康發(fā)展、提高生活樂趣)，即在合理認(rèn)知的基礎(chǔ)上自我激發(fā)鍛煉的探索欲、挑戰(zhàn)欲、興趣等內(nèi)部動(dòng)機(jī)，進(jìn)而使鍛煉意向和目標(biāo)更明確、承諾和決心更強(qiáng)烈，從而在體育鍛煉中往往會(huì)表現(xiàn)得更積極、自覺、頻繁、有序；鍛煉身份認(rèn)同度高者能夠理性識(shí)別鍛煉者“身份標(biāo)簽”的內(nèi)涵，較易形成鍛煉群體的趨同感和歸屬感，在建立或發(fā)展鍛煉人際氛圍的基礎(chǔ)上促進(jìn)外部動(dòng)機(jī)內(nèi)化，進(jìn)而形成積極、穩(wěn)定的鍛煉決策和意向，從而在體育鍛煉活動(dòng)中常表現(xiàn)得更活躍、專注、投入、充滿熱情?？傊?，作為社會(huì)文化形成的身份認(rèn)知規(guī)范，鍛煉身份認(rèn)同不僅決定著大學(xué)生鍛煉參與的注意偏好和行為模式，還會(huì)通過作用于主體內(nèi)在的行為傾向或認(rèn)知決策而間接影響鍛煉行為。換言之，鍛煉身份認(rèn)同是大學(xué)生在社會(huì)文化影響下形成對(duì)鍛煉者的角色認(rèn)知，該認(rèn)知可以作為一種信息源，通過激發(fā)內(nèi)部動(dòng)機(jī)來提升鍛煉承諾等心理決策，進(jìn)而促進(jìn)、改善、優(yōu)化既有的鍛煉行為。
認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為，個(gè)體既有的認(rèn)知系統(tǒng)會(huì)經(jīng)過信息加工和決策機(jī)制對(duì)行為產(chǎn)生影響、促使行為改變[31]。研究通過橫斷面調(diào)查研究，實(shí)證考察并證實(shí)了鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的綜合影響，揭示了大學(xué)生鍛煉行為前因機(jī)制等問題，而且，鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷慕?gòu)，在一定程度上解釋了大學(xué)生鍛煉身份認(rèn)同與鍛煉行為的內(nèi)在影響機(jī)制，具有一定現(xiàn)實(shí)意義。誠(chéng)然，研究?jī)H側(cè)重于考察了激勵(lì)因素(身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾)對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的促進(jìn)功效，未來應(yīng)著眼于大學(xué)生鍛煉行為保護(hù)性機(jī)制(社會(huì)支持、自我同情、整體自尊)的綜合考量，為完善大學(xué)生體育鍛煉促進(jìn)模型提供實(shí)證參考。
5 結(jié) 論
鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾是大學(xué)生鍛煉行為的激勵(lì)因素，鍛煉身份認(rèn)同既可以直接影響大學(xué)生鍛煉行為，還能通過內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的中介作用而間接影響大學(xué)生的鍛煉行為，并且，該中介效應(yīng)包含三條路徑，即內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的單獨(dú)中介效應(yīng)以及內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷慕?gòu)，在一定程度上解釋了大學(xué)生鍛煉身份認(rèn)同與鍛煉行為的內(nèi)在機(jī)制，可為制定大學(xué)生鍛煉決策提供理論參考和實(shí)踐啟示。
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教育部“全國(guó)億萬學(xué)生陽光體育運(yùn)動(dòng)”和中共中央國(guó)務(wù)院《關(guān)于強(qiáng)化學(xué)校體育促進(jìn)學(xué)生身心健康全面發(fā)展的意見》等一系列舉措旨在鼓勵(lì)和敦促青少年走到戶外積極參加體育鍛煉，形成良好的鍛煉行為習(xí)慣[1-3]。誠(chéng)然，在高校，仍有部分學(xué)生對(duì)體育鍛煉活動(dòng)存有抵觸情緒，相當(dāng)數(shù)量大學(xué)生在非強(qiáng)制要求下往往會(huì)逐漸減少鍛煉次數(shù)，甚至完全放棄體育鍛煉[4-5]。引導(dǎo)大學(xué)生踐行體育鍛煉、塑造健康體魄，關(guān)系到公共衛(wèi)生和國(guó)民綜合素質(zhì)的發(fā)展[6-7]。探驪大學(xué)生體育鍛煉行為的前因機(jī)制，既可以幫助大學(xué)生形成并鞏固健康的生活方式、促進(jìn)人格社會(huì)化發(fā)展，還是全民健身國(guó)家戰(zhàn)略背景下，學(xué)校、社會(huì)亟待關(guān)注和解決的重要問題。
1 文獻(xiàn)梳理與研究假設(shè)
國(guó)外鍛煉心理學(xué)者在歸因鍛煉行為的探討中發(fā)現(xiàn)，人們對(duì)“鍛煉者”身份的認(rèn)同心理是促進(jìn)自身鍛煉行為產(chǎn)生、維持、改變和發(fā)展的重要資源[8-9]。身份認(rèn)同，指?jìng)€(gè)體與他人或群體在心理、情感上的一致性，是個(gè)體與特定社會(huì)文化的趨同過程[10]?？v觀國(guó)外心理學(xué)界對(duì)“身份認(rèn)同”的探討，大體匯集了三大理論溯源：認(rèn)同危機(jī)理論認(rèn)為，人的成長(zhǎng)包含了一種注意外界并與之交互的需要——認(rèn)同危機(jī)，人們會(huì)在此交互中逐步健全人格[11]；符號(hào)互動(dòng)論認(rèn)為，“客我”會(huì)通過一種“去中心化”的方式來塑造、完善自我形象，進(jìn)而形成自我認(rèn)同，而那些與“客我”發(fā)生關(guān)聯(lián)的，即為“主體經(jīng)驗(yàn)”[12]；社會(huì)認(rèn)同理論研究者認(rèn)為，人們總傾向于在社會(huì)分類的過程中對(duì)自身所處的群體產(chǎn)生群體內(nèi)部認(rèn)同，進(jìn)而形成內(nèi)群偏好、外群偏見，而人們會(huì)通過內(nèi)外群體之間的有利比較來提升自尊水平和滿足感受[13]。
遵循上述理論，心理學(xué)者發(fā)現(xiàn)，作為一種鍛煉認(rèn)知體系的元素[14]，鍛煉身份認(rèn)同是優(yōu)化個(gè)體鍛煉計(jì)劃、改善鍛煉行為的預(yù)測(cè)源[15]。近期的橫斷面研究表明：鍛煉身份認(rèn)同水平高的人通常能正向的看待體育鍛煉的價(jià)值和功能，并具有合理的鍛煉角色歸屬感和行為自豪感，因此，傾向于在反復(fù)鍛煉實(shí)踐中較易獲得自尊和滿足感[16-17]，而且，能在理解“鍛煉者身份標(biāo)簽”內(nèi)涵的基礎(chǔ)上自我劃分鍛煉集群，并建立群體歸屬感，為反復(fù)從事鍛煉行為提供動(dòng)力和決策依據(jù)[18]；反之，對(duì)體育鍛煉者/愛好者的身份持低度認(rèn)同或非認(rèn)同者，往往缺乏鍛煉成就信念和角色歸屬感，常伴有明顯的鍛煉角色沖突和自我否定心理，對(duì)鍛煉行為存有排斥、抵觸等情緒，亦難于形成積極穩(wěn)定的鍛煉行為。身份認(rèn)同是基于特定文化背景下的個(gè)體認(rèn)知[14]，盡管國(guó)外已證實(shí)，鍛煉身份認(rèn)同可豐富鍛煉情感體驗(yàn)、促進(jìn)鍛煉行為[19]。誠(chéng)然，在我國(guó)，類似的研究尚未得到實(shí)證論證。據(jù)此，提出假設(shè)H1：鍛煉身份認(rèn)同對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的正向影響顯著。
臨床心理學(xué)研究認(rèn)為，在身份認(rèn)同與行為表達(dá)的影響機(jī)制里，個(gè)體內(nèi)部動(dòng)機(jī)具備中介作用[20]。首先，鍛煉身份認(rèn)同是激發(fā)內(nèi)部動(dòng)機(jī)的前導(dǎo)認(rèn)知，認(rèn)同度高的人往往會(huì)在鍛煉實(shí)踐中表現(xiàn)出適宜的動(dòng)機(jī)模式[22]。認(rèn)知發(fā)展理論認(rèn)為，人們?cè)谡J(rèn)識(shí)、理解某一社會(huì)行為時(shí)，會(huì)在既有認(rèn)知系統(tǒng)的基礎(chǔ)上將該行為或從事該行為的人圖式化、符號(hào)化、標(biāo)簽化[21]，如當(dāng)提及“體育鍛煉者”時(shí)，人們往往將參與者與健康、活躍、好動(dòng)、挑戰(zhàn)，或出汗、勞累、失敗等“標(biāo)簽”關(guān)聯(lián)[8]。因而，持有高度鍛煉身份認(rèn)同的人，通常會(huì)以正向的認(rèn)知觀點(diǎn)和自我評(píng)價(jià)來理解體育鍛煉的諸多益處，該認(rèn)知有助于激發(fā)鍛煉興趣，使鍛煉動(dòng)機(jī)的內(nèi)化或整合成為可能[23]。正如鍛煉認(rèn)同模型闡釋的：理性的自我評(píng)價(jià)(即如何自我定義、如何看待自我、如何表現(xiàn)自我等)是激發(fā)內(nèi)部動(dòng)機(jī)的前提[19]。其次，內(nèi)部動(dòng)機(jī)是發(fā)展自身能力、探索學(xué)習(xí)的先天傾向[24]，是鍛煉行為的預(yù)測(cè)源，也是個(gè)體長(zhǎng)期堅(jiān)持鍛煉的有力證據(jù)[25]。該觀點(diǎn)在自我決定理論得到充分闡釋，即內(nèi)部動(dòng)機(jī)代表著自我決定的原型，是促進(jìn)鍛煉行為、避免鍛煉退出的內(nèi)生變量[26-27]。自我決定理論認(rèn)為，個(gè)體對(duì)某一社會(huì)行為從認(rèn)知到立身踐行，離不開行為決策的驅(qū)動(dòng)與激發(fā)[24]。誠(chéng)然，在鍛煉身份認(rèn)同與大學(xué)生鍛煉行為的影響機(jī)制中，考察內(nèi)部動(dòng)機(jī)中介效應(yīng)的研究尚未明晰。據(jù)此，提出假設(shè)H2：在鍛煉身份認(rèn)同影響大學(xué)生鍛煉行為時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)顯著。
國(guó)內(nèi)外鍛煉心理學(xué)者在探討認(rèn)知與行為的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，鍛煉承諾同樣具備中介作用[28]。首先，身份認(rèn)同促使個(gè)體形成行為意向的前因[29]。認(rèn)知行為理論認(rèn)為，既有形成的體驗(yàn)和認(rèn)知會(huì)作為一種記憶線索，進(jìn)而影響個(gè)體對(duì)未來行為事件的評(píng)估，并以此決策是否執(zhí)行該行為事件[30]。也就是說，對(duì)鍛煉身份的認(rèn)同度越高，自身鍛煉承諾越堅(jiān)定[21]，而認(rèn)同度低者往往缺乏運(yùn)動(dòng)責(zé)任感，常因偏倚的體育價(jià)值認(rèn)知而缺乏鍛煉承諾感[31]?？梢?，鍛煉身份認(rèn)同是激發(fā)鍛煉決心和欲望的前導(dǎo)認(rèn)知，可使個(gè)體鍛煉行為更具堅(jiān)持性、持久性。其次，鍛煉承諾是鍛煉行為的一個(gè)決定性因素[32-33]。承諾理論認(rèn)為，承諾是個(gè)體對(duì)目標(biāo)行為的一種意向或意圖，它會(huì)引導(dǎo)個(gè)體選擇未來行為的執(zhí)行方式[34-35]。而作為一種認(rèn)知傾向，身份認(rèn)同會(huì)指導(dǎo)個(gè)體目標(biāo)行為向積極、健康的方向發(fā)展，并成為個(gè)體理性、正向分析鍛煉行為的積極心理資源[15,28]，誠(chéng)然，綜合探討鍛煉身份認(rèn)同、鍛煉承諾對(duì)大學(xué)生鍛煉行為影響的研究相對(duì)薄弱。據(jù)此，提出假設(shè)H3：在鍛煉身份認(rèn)同影響鍛煉行為時(shí)，鍛煉承諾的中介效應(yīng)顯著。
此外，學(xué)者在實(shí)證探討鍛煉行為的心理機(jī)制時(shí)發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)還是鍛煉承諾的激勵(lì)源[4]，它能夠在激發(fā)鍛煉承諾的基礎(chǔ)上，使個(gè)體更傾向于堅(jiān)持參加體育鍛煉[36]，而缺乏內(nèi)部動(dòng)機(jī)不僅會(huì)引發(fā)退縮傾向，還會(huì)使鍛煉者情緒耗竭、心感疲勞而動(dòng)搖鍛煉承諾[37]，該觀點(diǎn)在鍛煉堅(jiān)持機(jī)制模型中得到具體詮釋。認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為，個(gè)體認(rèn)知可以通過作用于心理決策而影響目標(biāo)行為[38-39]，誠(chéng)然，在鍛煉身份認(rèn)同與大學(xué)生鍛煉行為的影響鏈條上，綜合探討“內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾”鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)的研究暫付闕如。據(jù)此，提出假設(shè)H4：在鍛煉身份認(rèn)同影響鍛煉行為時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。
基于既有理論、文獻(xiàn)和研究假設(shè)，研究構(gòu)架觀念并建立鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?見圖1)，旨為豐富大學(xué)生體育鍛煉行為研究有所裨益，亦為制定大學(xué)生體育與健康指導(dǎo)方案提供參考。
2 研究對(duì)象與方法
2.1 被 試
依據(jù)分層整群隨機(jī)抽樣原則，以浙江、上海、江蘇三省/直轄市2 250 名大學(xué)生為被試，調(diào)查共回收2 237 份量表。以“反向題檢驗(yàn)”“應(yīng)答條目率不足85%”“填答明顯與事實(shí)不符”等為無效量表的篩查依據(jù)，以最終保留的2 052 份有效量表為分析樣本。其中，年齡（20.64±2.255）歲；男961人，女1 091人；大一520人，大二671人，大三488人，大四373人。
2.2 測(cè)量工具
為最大限度提升測(cè)量工具的跨語言等值性，采用雙盲、并行的“翻譯-回譯”程序漢化問卷中所有的英文分量表。
2.2.1 鍛煉身份認(rèn)同量表 采用D.F.ANDERSON《鍛煉身份認(rèn)同量表》[14]。量表共含9個(gè)題項(xiàng)，其中，設(shè)計(jì)1個(gè)反向題“作為一個(gè)體育鍛煉者，我并不感覺很自豪”。采用Likert5 點(diǎn)法，從“完全不符合”(1)到“完全符合”(5)計(jì)分，以總分表示被試鍛煉身份的認(rèn)同水平。本次測(cè)量得知：9 個(gè)題項(xiàng)的偏度絕對(duì)值0.241～1.086，峰度絕對(duì)值0.036～1.143，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.273，K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)不顯著(P(df=1989)=0.362＞0.05)；單因素模型x2=86.490，df=27，x2/df=3.220，SRMR=0.0390，GFI=0.968，NFI=0.946，NNFI=0.932，IFI=0.957，CFI=0.956，RMSEA=0.065；總量表Cronbach's α為0.936，分半信度0.885；題總相關(guān)0.440～0.788(P＜0.01)。
2.2.2 內(nèi)部動(dòng)機(jī)量表 采用F.GUAY《情境動(dòng)機(jī)量表》中的內(nèi)部動(dòng)機(jī)分量表[40]。共4 個(gè)題項(xiàng)，采用Likert5 點(diǎn)法以“完全不符合”(1)到“完全符合”(5)計(jì)分，以總分表示被試內(nèi)部動(dòng)機(jī)強(qiáng)度。本次測(cè)量得知：4 個(gè)題項(xiàng)的偏度絕對(duì)值0.088～0.718，峰度絕對(duì)值0.040～0.710，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.037，K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)不顯著(P(df=1989)=0.170＞0.05)；單因素模型x2=5.077，df=2，x2/df=2.539，SRMR=0.0298，GFI=0.986，NFI=0.976，NNFI=0.979，TLI=0.936，RMSEA=0.051；Cronbach's α 為0.947，分半信度0.931；題總相關(guān)0.405～0.873(P＜0.01)。
2.2.3 大學(xué)生鍛煉承諾量表 采用陳善平《運(yùn)動(dòng)承諾模型量表》的鍛煉承諾分量表[41]。共3個(gè)題項(xiàng)，采用Likert5點(diǎn)法，從“非常不同意”(1)到“非常同意”(5)計(jì)分，以總分表示被試鍛煉承諾水平。本次測(cè)量得知：3個(gè)題項(xiàng)的偏度絕對(duì)值0.027～0.422，峰度絕對(duì)值0.505～0.774，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.125，K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)不顯著(P(df=1989)=0.574＞0.05)；單因素3 變量模型(由于3 個(gè)觀測(cè)變量模型趨于飽和，因此固定e1=0.001)得x2=3.071，df=1，x2/df=3.071，SRMR=0.0346，GFI=0.931，NFI=0.927，NNFI=0.924，IFI=0.927，CFI=0.927，RMSEA=0.034；量表Cronbach's α 為0.958，分半信度0.964；題總相關(guān)0.887～0.906(P＜0.01)。
2.2.4 體育活動(dòng)等級(jí)量表 采用梁德清《體育活動(dòng)等級(jí)量表》[42]。量表從參加體育活動(dòng)的強(qiáng)度、持續(xù)時(shí)間、每周的參與頻率等三個(gè)方面來測(cè)評(píng)被試運(yùn)動(dòng)量水平，并以此變量來評(píng)估被試鍛煉行為，運(yùn)動(dòng)量水平的計(jì)算公式，即運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度×持續(xù)時(shí)間×周頻率(最高分為100分、最低分為0分)，3個(gè)指標(biāo)皆按照5個(gè)等級(jí)進(jìn)行劃分，其中，強(qiáng)度與周頻率從1～5 等級(jí)分別計(jì)為1～5 分，持續(xù)時(shí)間從1～5等級(jí)分別按0～4分計(jì)。本次測(cè)量得知：3個(gè)題項(xiàng)的偏度絕對(duì)值0.014～0.276，峰度絕對(duì)值0.388～1.110，標(biāo)準(zhǔn)差最小值1.096；三變量模型(固定e1=0.001)，得x2=2.174，df=1，x2/df=2.174，SRMR=0.0207，GFI=0.973，NFI=0.937，NNFI=0.966，IFI=0.939，CFI=0.939，RMSEA=0.033；量表Cronbach's α 為0.863，分半信度0.857，題總相關(guān)0.645～0.776(P＜0.01)。
2.3 施測(cè)過程
采用紙筆調(diào)查法，于2018年4月15～30日和5月7～22日，分兩次采用集體與個(gè)別單獨(dú)測(cè)試相結(jié)合的方式采集數(shù)據(jù)。施測(cè)前解釋指導(dǎo)語，告知調(diào)查匿名性、保密性，并在保證被試自愿的基礎(chǔ)上完成問卷填答，填答時(shí)間10 min，填寫完畢當(dāng)場(chǎng)回收。同時(shí)，在調(diào)查中獲取被試性別(男=1，女=2)、年齡、年級(jí)等一般人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料。
2.4 數(shù)據(jù)采集與分析
將所得數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS25.0 和AMOS25.0 統(tǒng)計(jì)軟件。經(jīng)反向題、相關(guān)潛變量得分計(jì)算等處理后，利用可靠性分析、探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析等，考察測(cè)試工具的信度、效度等。經(jīng)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理后，通過一系列統(tǒng)計(jì)分析，如相關(guān)性分析、回歸分析等實(shí)現(xiàn)研究所需。鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)的檢驗(yàn)步驟，遵循溫忠麟、侯杰泰、方杰等人的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序和方法，先檢驗(yàn)內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾分別在身份認(rèn)同影響鍛煉行為時(shí)的中介效應(yīng)，再利用序列層次回歸分析檢驗(yàn)內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)[43-44]。利用AMOS25.0構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型，從結(jié)構(gòu)層面詮釋各變量的內(nèi)在機(jī)制。
3 結(jié) 果
3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)
采用施測(cè)程序控制和哈曼(HANMAN)單因素檢驗(yàn)法，考察施測(cè)的共同方法偏差情況。程序控制：在國(guó)內(nèi)外一流期刊選用成熟且被國(guó)內(nèi)證實(shí)較高信效度的測(cè)量工具；在問卷設(shè)計(jì)時(shí)，引導(dǎo)語里著重標(biāo)注了“本次問卷調(diào)查僅為科研使用”，并告知被試本次測(cè)試的數(shù)據(jù)將嚴(yán)格保密性，施測(cè)的全過程采取匿名填答；適當(dāng)調(diào)整各分量表中題項(xiàng)的排序，并設(shè)計(jì)1項(xiàng)反向題；施測(cè)形式采用現(xiàn)場(chǎng)答疑、當(dāng)場(chǎng)填寫完畢當(dāng)場(chǎng)回收。哈曼單因素檢驗(yàn)法：對(duì)各個(gè)題項(xiàng)(人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量除外)進(jìn)行單因素、未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，結(jié)果有5個(gè)因子特征根值＞1，且第1因子解釋變異率28.525%(＜臨界值40%)，表明測(cè)量共同方法偏差可接受。
3.2 鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的直接影響
Pearson 雙變量雙側(cè)相關(guān)性檢驗(yàn)顯示(見表1)：鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾與鍛煉行為(包括各指標(biāo))顯著正相關(guān)(P＜0.01)，其中，鍛煉身份認(rèn)同與鍛煉強(qiáng)度(r=0.443)、內(nèi)部動(dòng)機(jī)與鍛煉頻率(r=0.306)、鍛煉承諾與鍛煉頻率(r=0.464)的正相關(guān)較密切。
表1 Pearson相關(guān)系數(shù)結(jié)果(雙變量雙側(cè))Table1 Statistics of Pearson Correlation Coefficient
以鍛煉行為為因變量，分別以鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾、性別、年級(jí)、“性別×鍛煉身份認(rèn)同”為自變量，采用強(qiáng)行進(jìn)入法進(jìn)行若干組回歸分析(見表2)。結(jié)果顯示：鍛煉身份認(rèn)同(F(12050)=204.111，β=0.480)、內(nèi)部動(dòng)機(jī)(F(12050)=100.883，β=0.359)、鍛煉承諾(F(12050)=236.382，β=0.507)分別對(duì)鍛煉行為的影響顯著(P＜0.001)，并且，分別解釋了22.9%、12.8%和25.6%的變異；此外，性別對(duì)鍛煉行為的影響顯著(F(12050)=69.945，β=-0.305)，解釋了9.2%的變異，年齡、年級(jí)、性別×鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的影響皆不顯著(P＞0.05)。
表2 鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾分別對(duì)鍛煉行為的回歸分析Table2 Regression Analysis of EI,IM,and EC on PEB,Respectively
3.3 內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)
為考察鍛煉身份認(rèn)同與鍛煉行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，首先，考察自變量分別對(duì)2 個(gè)中介變量的影響，即考察鍛煉身份認(rèn)同分別對(duì)內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的回歸效應(yīng)。
結(jié)果顯示(見表3)：鍛煉身份認(rèn)同對(duì)內(nèi)部動(dòng)機(jī)的回歸效應(yīng)顯著(F(12050)=277.389，β=0.538，P＜0.001)，解釋了28.9%的變異；鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉承諾的回歸效應(yīng)顯著(F(12050)=700.948，β=0.712，P＜0.001)，解釋了50.7%的變異。此外，還需考察2 個(gè)中介變量間的內(nèi)部效應(yīng)，即以內(nèi)部動(dòng)機(jī)為自變量，鍛煉承諾為因變量的回歸分析顯示(見表4)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)鍛煉承諾回歸效應(yīng)顯著(F(12050)=211.007，β=0.486，P＜0.001)，解釋了23.6%的變異。
表3 鍛煉身份認(rèn)同分別對(duì)內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的回歸分析Table3 Regression Analysis of EI on IM and EC,Respectively
表4 內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)鍛煉承諾的回歸分析Table4 Regression Analysis of IM on EC
接下來，為檢驗(yàn)“內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾”的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，先檢驗(yàn)內(nèi)部動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)，再檢驗(yàn)鍛煉承諾的中介效應(yīng)，最后檢驗(yàn)“內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾”的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。
(1)采用序列層次回歸分析考察內(nèi)部動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)(見表5)。第1 步：從表2 已得出，鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的回歸顯著(F(12050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因內(nèi)部動(dòng)機(jī)加入，由“鍛煉身份認(rèn)同”和“內(nèi)部動(dòng)機(jī)”為自變量的回歸方程模型F(22048)=110.295，R2=0.242(P＜0.001)，證實(shí)模型解釋力的具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，此時(shí)，鍛煉身份認(rèn)同(β=0.404，T=10.218)和內(nèi)部動(dòng)機(jī)(β=0.142，T=3.593)對(duì)鍛煉行為的回歸效應(yīng)皆達(dá)顯著水平(P＜0.001)。綜合上述數(shù)據(jù)：因內(nèi)部動(dòng)機(jī)的介入自變量，鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的回歸系數(shù)β值由0.480降低至0.404(但≠0)，并且，ΔF=93.816，ΔR2=0.013，說明在鍛煉身份認(rèn)同影響鍛煉行為時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)的部分中介效應(yīng)顯著。
表5 鍛煉身份認(rèn)同與內(nèi)部動(dòng)機(jī)對(duì)鍛煉行為的序列層次回歸分析Table5 Hierarchical Regression Analysis of EI and IM,EI and EC on PEB
(2)采用上述相同分析方法考察鍛煉承諾的中介效應(yīng)(見表6)。第1 步：在表2 中已得出，鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的回歸顯著(F(12050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因鍛煉承諾加入，由“鍛煉身份認(rèn)同”和“鍛煉承諾”為自變量的回歸方程模型F(22048)=136.381，R2=0.284(P＜0.001)，證實(shí)模型解釋力的具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，此時(shí)，鍛煉身份認(rèn)同(β=0.241，T=5.222)和鍛煉承諾(β=0.336，T=7.285)對(duì)鍛煉行為的回歸效應(yīng)皆達(dá)顯著水平(P＜0.001)。綜合上述數(shù)據(jù)：因鍛煉承諾介入自變量，鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的回歸系數(shù)β值由0.480 降低至0.241(但≠0)，并且，ΔF=67.73，ΔR2=0.055，說明在鍛煉身份認(rèn)同影響鍛煉行為時(shí)，鍛煉承諾的部分中介效應(yīng)也顯著。
表6 鍛煉身份認(rèn)同與鍛煉承諾對(duì)鍛煉行為的序列層次回歸分析Table6 Hierarchical Regression Analysis of EI and EC on PEB
(3)最后，進(jìn)行如下步驟的序列層次回歸分析(見表7)。第1 步：鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的回歸顯著(F(1,2050)=204.111，β=0.480，R2=0.229，P＜0.001)。第2 步：因內(nèi)部動(dòng)機(jī)介入，由“鍛煉身份認(rèn)同”和“內(nèi)部動(dòng)機(jī)”為自變量的回歸方程模型F(22048)=110.295，R2=0.242(P＜0.001)，證實(shí)模型解釋力的具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，此時(shí)，鍛煉身份認(rèn)同(β=0.404，T=10.218)和內(nèi)部動(dòng)機(jī)(β=0.142，T=3.593)對(duì)鍛煉行為的回歸效應(yīng)皆達(dá)顯著水平(P＜0.001)，并且，ΔF=93.816，ΔR2=0.013。第3 步：因鍛煉承諾介入，由“鍛煉身份認(rèn)同”“內(nèi)部動(dòng)機(jī)”和“鍛煉承諾”為自變量的回歸方程模型F(32046)=93.641，R2=0.289(P＜0.001)，證實(shí)模型解釋力的具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，此時(shí)，鍛煉身份認(rèn)同(β=0.203，T=4.208，P＜0.001)、內(nèi)部動(dòng)機(jī)(β=0.096，T=2.472，P＜0.05)、鍛煉承諾(β=0.316，T=6.769，P＜0.001)對(duì)鍛煉行為的回歸效應(yīng)皆達(dá)顯著水平，并且，ΔF=16.654，ΔR2=0.047。由此說明，在鍛煉身份認(rèn)同影響大學(xué)生鍛煉行為時(shí)，“內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾”的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。
表7 鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾對(duì)鍛煉行為的序列層次回歸分析Table7 Hierarchical Regression Analysis of EI,IM,and EC on PEB
從鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的多種影響路徑及其效應(yīng)看(見表8)：鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的直接影響效應(yīng)為0.203，間接效應(yīng)(中介效應(yīng)之和[44])為0.282，總效應(yīng)(直接效應(yīng)與間接效應(yīng)之和)為0.480，3 條中介效應(yīng)路徑的效果量(中介效應(yīng)值與總效應(yīng)之比)分別為10.63%、41.67%和5.42%。
表8 鍛煉身份認(rèn)同對(duì)鍛煉行為的影響路徑及效應(yīng)值Table8 Influence Path and Effect Decomposition of EI on PEB
基于此，構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型（見圖2），旨從直觀結(jié)構(gòu)層面揭示各前因變量對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的綜合影響。模型指標(biāo)：x2=630.282，df=146，x2/df=4.317＜5，擬合優(yōu)度指標(biāo)：GFI=0.927，NFI=0.925，NNFI=0.929，IFI=0.923，CFI=0.928(均＞0.9)，近似誤差均方根RMSEA=0.068＜0.08，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR=0.0477＜0.05，說明所構(gòu)模型具有較好的適配性和簡(jiǎn)潔性。
圖2 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ虵igure2 Model of Chain Mediating Effect
4 討 論
4.1 鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的直接影響討論
分析表明，大學(xué)生鍛煉身份認(rèn)同度越高，鍛煉行為越合理，而且，鍛煉身份認(rèn)同能夠解釋鍛煉行為22.9%的變異。證實(shí)了鍛煉身份認(rèn)同對(duì)大學(xué)生鍛煉行為具有積極的促進(jìn)功效。身份認(rèn)同是主體對(duì)社會(huì)形態(tài)價(jià)值和意義的認(rèn)可和共識(shí)[45]。對(duì)鍛煉者身份持有認(rèn)同態(tài)度的大學(xué)生能夠正性看待體育鍛煉的社會(huì)價(jià)值、功效，對(duì)鍛煉者身份存有慣性的趨同心理，其鍛煉行為也會(huì)相對(duì)規(guī)范、適宜(β=0.480)，這種正性的趨同過程使鍛煉習(xí)慣建立成為可能。身份認(rèn)同是個(gè)體心靈意義上的歸屬[46]。對(duì)鍛煉者身份持認(rèn)同觀點(diǎn)者能從“身份標(biāo)簽”的角度理解鍛煉者的特征和屬性，對(duì)鍛煉群體存有一定的歸屬感，較易將體育鍛煉視為一種正?；?、非威脅性的生活事件，并在集群的鍛煉氛圍下使行為更積極、自覺。正如自我認(rèn)同理論所言：身份認(rèn)同提供了自我在特定身份中的定義，決定著個(gè)體特定行為的判斷、執(zhí)行、改變[47]。身份認(rèn)同還是一種行為控制認(rèn)知[7]。高身份認(rèn)同者總伴隨著運(yùn)動(dòng)勝任感[14]，在鍛煉中能將行為調(diào)控得更活躍、專注、投入。分析證實(shí)了自我圖式理論在體育鍛煉領(lǐng)域的適用性，即既有經(jīng)驗(yàn)形成的自我概括性認(rèn)識(shí)有助于自我信息加工，使其行為表達(dá)更有意義、更符合自我發(fā)展[48]。研究所得結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[49]。
分析還證實(shí)，大學(xué)生鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)或鍛煉承諾越強(qiáng)烈，鍛煉行為越合理，二者分別解釋了鍛煉行為12.8%和25.6%的變異。內(nèi)部動(dòng)機(jī)是促進(jìn)自主鍛煉行為的前因要素(β=0.359)，它反映了個(gè)體好奇、好勝、互惠的內(nèi)驅(qū)力，折射了個(gè)體對(duì)體育鍛煉的求知欲望、成就欲望、求和諧欲望等[50]。通常情況下，一個(gè)具有強(qiáng)烈鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)的人，通常會(huì)有強(qiáng)烈的鍛煉興趣、參與樂趣和挑戰(zhàn)欲，往往會(huì)利用反復(fù)的鍛煉實(shí)踐來不斷滿足自身多維度、多層次的需求，獲得身體自尊和整體自尊，因此，其鍛煉行為也會(huì)表現(xiàn)得越發(fā)自覺而頻繁，并具有一定規(guī)律性。眾所周知，周頻率，即每周參與體育鍛煉的次數(shù)，是衡量個(gè)體鍛煉的規(guī)律性、自主性、習(xí)慣性、生活化的重要指標(biāo)，在鍛煉行為學(xué)領(lǐng)域被視為“評(píng)定體育鍛煉效果的前提條件和保證”[51]。因此，結(jié)合分析所得，研究認(rèn)為，激發(fā)參與體育鍛煉的內(nèi)部動(dòng)機(jī)，可能有助于提升大學(xué)生的體育鍛煉效果，建立或鞏固參與體育鍛煉的習(xí)慣。鍛煉承諾對(duì)鍛煉行為同樣具有積極的促進(jìn)功效(β=0.507)。承諾是一種高層次的行為態(tài)度，是主體與行為間的心理契約和心靈紐帶。一般來說，對(duì)參與體育鍛煉存有強(qiáng)烈渴望和決心的人(即鍛煉承諾強(qiáng)的人)，通常具備較為明確的鍛煉目標(biāo)、清晰的鍛煉意向、強(qiáng)烈的成就信念、和正性的鍛煉體驗(yàn)，更愿意將身心投入于每次鍛煉活動(dòng)中，因此，會(huì)在體育鍛煉中表現(xiàn)得更為積極、主動(dòng)、頻繁、有序；反觀之，若個(gè)體缺乏鍛煉承諾，即鍛煉意圖和決心不強(qiáng)，在面對(duì)體育鍛煉活動(dòng)時(shí)總會(huì)表現(xiàn)出退縮、拖延等不當(dāng)行為傾向，甚至對(duì)體育鍛煉產(chǎn)生放棄心理。正如鍛煉認(rèn)知決策模型闡釋的：鍛煉承諾是個(gè)體持續(xù)參與體育鍛煉的最直接動(dòng)力，是激發(fā)鍛煉行為、保持鍛煉堅(jiān)持性的有力證據(jù)[41]。
4.2 內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)討論
研究采用序列層次回歸分析分別證實(shí)了，內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的中介效應(yīng)，以及內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)皆具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。
首先，分析證實(shí)，在鍛煉身份認(rèn)同影響大學(xué)生鍛煉行為時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的部分中介效應(yīng)皆顯著，其效果量分別為總效應(yīng)量的10.63%、41.67%。這一系列結(jié)果說明，鍛煉身份認(rèn)同既可以直接促進(jìn)鍛煉行為，還可以在鍛煉內(nèi)部動(dòng)機(jī)或鍛煉承諾的中介作用下間接促進(jìn)大學(xué)生鍛煉行為。在日常生活中，個(gè)體行為表達(dá)的差異化特征不僅源于其認(rèn)知系統(tǒng)，還在于其自主傾向上的差異[52]。從認(rèn)知角度講，身份認(rèn)同決定著個(gè)體對(duì)鍛煉參與者或愛好者“身份標(biāo)簽”的認(rèn)知態(tài)度，它可以有效激發(fā)大學(xué)生參與鍛煉的內(nèi)部動(dòng)機(jī)，而表現(xiàn)出強(qiáng)烈的熱衷度、挑戰(zhàn)欲和興趣，使個(gè)體傾向于以積極、活躍、勇于探索的心態(tài)從事體育鍛煉活動(dòng)。正如動(dòng)機(jī)-分化理論闡釋的：人類從認(rèn)知到行為的激活過程，離不開自主動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)和控制[53]。身份認(rèn)同是主體在既有經(jīng)驗(yàn)或體驗(yàn)基礎(chǔ)上，形成的一種鍛煉自我概念或自我圖式。對(duì)鍛煉參與者或愛好者的身份持認(rèn)同態(tài)度者，對(duì)體育鍛煉本身賦予了積極、正向的價(jià)值認(rèn)知，會(huì)自然地、潛移默化地將體育鍛煉視為一種積極、利己、非威脅的社會(huì)活動(dòng)，因此，持高度鍛煉身份認(rèn)同的人具備靈活的鍛煉認(rèn)知、清晰的思維活動(dòng)序列，其日常鍛煉行為的自我決策(鍛煉承諾)會(huì)表現(xiàn)得更細(xì)致、全面、具體，鍛煉行為也會(huì)向更積極、健康、符合自我的方向發(fā)展。正如Bandura 社會(huì)認(rèn)知理論闡釋的：人們?cè)谡J(rèn)識(shí)和理解社會(huì)性刺激意義的基礎(chǔ)上，會(huì)產(chǎn)生一系列可供自我選擇的決策反應(yīng)，并能夠從中選擇出最為適宜的決策來指導(dǎo)或改變未來行為[54]?？傊?，鍛煉身份認(rèn)同是內(nèi)部動(dòng)機(jī)和鍛煉承諾的一個(gè)前導(dǎo)認(rèn)知，它可以通過作用于內(nèi)部動(dòng)機(jī)或鍛煉承諾而間接促進(jìn)大學(xué)生鍛煉行為，所得結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致[4]。
其次，在身份認(rèn)同影響大學(xué)生鍛煉行為時(shí)，內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)也顯著，其效果量為5.42%。身份認(rèn)同具有社會(huì)性質(zhì)，屬于非個(gè)體意識(shí)范疇，它體現(xiàn)了個(gè)體對(duì)群體內(nèi)部的偏好[13]。對(duì)鍛煉參與/愛好者身份持認(rèn)同態(tài)度者，能夠正性看待體育鍛煉本身具有的功效和意義(如促進(jìn)身心健康發(fā)展、提高生活樂趣)，即在合理認(rèn)知的基礎(chǔ)上自我激發(fā)鍛煉的探索欲、挑戰(zhàn)欲、興趣等內(nèi)部動(dòng)機(jī)，進(jìn)而使鍛煉意向和目標(biāo)更明確、承諾和決心更強(qiáng)烈，從而在體育鍛煉中往往會(huì)表現(xiàn)得更積極、自覺、頻繁、有序；鍛煉身份認(rèn)同度高者能夠理性識(shí)別鍛煉者“身份標(biāo)簽”的內(nèi)涵，較易形成鍛煉群體的趨同感和歸屬感，在建立或發(fā)展鍛煉人際氛圍的基礎(chǔ)上促進(jìn)外部動(dòng)機(jī)內(nèi)化，進(jìn)而形成積極、穩(wěn)定的鍛煉決策和意向，從而在體育鍛煉活動(dòng)中常表現(xiàn)得更活躍、專注、投入、充滿熱情?？傊?，作為社會(huì)文化形成的身份認(rèn)知規(guī)范，鍛煉身份認(rèn)同不僅決定著大學(xué)生鍛煉參與的注意偏好和行為模式，還會(huì)通過作用于主體內(nèi)在的行為傾向或認(rèn)知決策而間接影響鍛煉行為。換言之，鍛煉身份認(rèn)同是大學(xué)生在社會(huì)文化影響下形成對(duì)鍛煉者的角色認(rèn)知，該認(rèn)知可以作為一種信息源，通過激發(fā)內(nèi)部動(dòng)機(jī)來提升鍛煉承諾等心理決策，進(jìn)而促進(jìn)、改善、優(yōu)化既有的鍛煉行為。
認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為，個(gè)體既有的認(rèn)知系統(tǒng)會(huì)經(jīng)過信息加工和決策機(jī)制對(duì)行為產(chǎn)生影響、促使行為改變[31]。研究通過橫斷面調(diào)查研究，實(shí)證考察并證實(shí)了鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的綜合影響，揭示了大學(xué)生鍛煉行為前因機(jī)制等問題，而且，鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷慕?gòu)，在一定程度上解釋了大學(xué)生鍛煉身份認(rèn)同與鍛煉行為的內(nèi)在影響機(jī)制，具有一定現(xiàn)實(shí)意義。誠(chéng)然，研究?jī)H側(cè)重于考察了激勵(lì)因素(身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾)對(duì)大學(xué)生鍛煉行為的促進(jìn)功效，未來應(yīng)著眼于大學(xué)生鍛煉行為保護(hù)性機(jī)制(社會(huì)支持、自我同情、整體自尊)的綜合考量，為完善大學(xué)生體育鍛煉促進(jìn)模型提供實(shí)證參考。
5 結(jié) 論
鍛煉身份認(rèn)同、內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾是大學(xué)生鍛煉行為的激勵(lì)因素，鍛煉身份認(rèn)同既可以直接影響大學(xué)生鍛煉行為，還能通過內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的中介作用而間接影響大學(xué)生的鍛煉行為，并且，該中介效應(yīng)包含三條路徑，即內(nèi)部動(dòng)機(jī)、鍛煉承諾的單獨(dú)中介效應(yīng)以及內(nèi)部動(dòng)機(jī)-鍛煉承諾的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷慕?gòu)，在一定程度上解釋了大學(xué)生鍛煉身份認(rèn)同與鍛煉行為的內(nèi)在機(jī)制，可為制定大學(xué)生鍛煉決策提供理論參考和實(shí)踐啟示。
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