體育鍛煉對大學生一般自我效能感的影響：動機的中介效應

朱從先

(南京農業大學 體育部，江蘇 南京 210095)

1 理論綜述與研究目的

一般自我效能感(General Self-Efficacy，GSE)是班杜拉社會認知理論的核心概念[1]，指的是個體對自己在組織、執行行動、達到目標的過程中的能力的判斷和信念，主要作用是調控個體的行為，具體表現為個體的自信心強弱[2]。高水平的GSE促使人在各種活動中做出更多的努力并持之以恒，直到達到活動的目標；而低水平的GSE的人在活動中遇到失敗和挫折時，更易產生懷疑、顧慮等情緒，普遍滿足于平庸的成就[3]。體育鍛煉的自我效能感和GSE存在明顯的正向關系，而提升體育鍛煉的自我效能會增加青少年學生的身體活動量。近年來，隨著體育鍛煉積極心理學的發展，提升個體的GSE成為促進個體健康發展的重要途徑[4-5]。大學時期是心理發展的敏感時期，大學生的心理健康工作也是大學教育的一項重要工作，探討提升GSE對于大學生心理健康教育具有重要意義。一項最新的研究證實，提高青春期的女生參與體育鍛煉自我效能感水平，會增加她們參與正規體育鍛煉活動的比率，并能全面提高她們的體育鍛煉水平，從而提升提高她們的健康水平[6]。

GSE能通過動機的過程對個體發生作用[3]，個體動機的強弱也會影響GSE[7]。動機是激發并維持一個人進行活動的心理動因或內部動力。既往研究中也顯示，動機和GSE兩者存在較為密切的關系[8- 9]。體育鍛煉動機是指推動人們進行體育鍛煉的心理動因[10]。鍛煉內部動機和外部動機共存狀態可以更好地促進體育鍛煉，激發個體從事體育鍛煉，從而對個體的運動情緒體驗、心理健康產生深遠的影響[11-13]。鍛煉動機相關的議題也是當前我國鍛煉心理學領域研究的熱點[14]。

前期研究中發現體育鍛煉對幸福感[15]、自尊水平[16-17]、自我觀念和生活滿意度[18]、人際信任[19]、國家認同[19]等個體和社會心態指標具有促進作用?？梢钥闯?，體育鍛煉是培育積極個體和社會心態的重要手段和措施[20]。早期的一項準實驗研究探討了不同時間、不同強度的健美操鍛煉對女大學生GSE的影響，發現60分鐘中等強度的健美操運動對提升GSE的效果最佳[21]。已有研究對認識體育鍛煉和GSE的關系具有重大意義。但尚存在如下不足：1)缺乏人口統計學變量控制，已有研究較多籠統探討2個核心變量間的關系，較少對人口統計學變量(如性別)加以控制，致使結論概括化，如從流行病學視角探討GSE與身體活動(Physical Activity，PA)的關系[22]；2)GSE影響因素眾多[2]，忽視了體育鍛煉和GSE的關系會因外界變量的介入而復雜化，即體育鍛煉可以通過調節某種外界變量達到間接提升GSE的目的。

鑒于上述情況，本研究以橫斷面研究范式探究體育鍛煉對GSE的影響，并引入第三變量體育鍛煉動機和性別，試圖構建以體育鍛煉行為為自變量，以一般自我效能感為因變量，嘗試分析鍛煉動機在自變量和因變量間的中介效應，分析性別在兩變量間的調節效應(如圖1)，試圖從結構層面揭示體育鍛煉對GSE的影響機制?；诖?，研究構建假設模型并提出如下假設：H1：體育鍛煉與鍛煉動機顯著正相關；H2：體育鍛煉與GSE顯著正相關；H3：鍛煉動機與GSE顯著正相關；H4：鍛煉動機是體育鍛煉和GSE的一個中介變量；H5：性別是體育鍛煉和GSE的一個調節變量。本研究的目的是驗證體育鍛煉對GSE的正向影響，探究動機和性別的不同影響機制，進而為大學生的心理健康教育提供理論依據。

圖1 研究假設模型圖

2 對象與方法

2.1 研究對象

采用整群抽樣的方法，2018年3月份對南京市三所大學大一、大二本科生(南京農業大學、南京體育學院、三江學院)進行問卷調查，共調查1088份，其中有效問卷數據樣本量為1049名，問卷有效率為96.4%。詳見表1。

表1 問卷收錄情況

2.2 工具

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

體育鍛煉等級量表(PARS-3)是由日本學者橋本公雄編制，梁清德等人修訂，從體育鍛煉的強度、頻率及一次鍛煉的時間3個方面來考察體育鍛煉量，并以此來衡量體育鍛煉參與水平。體育鍛煉量得分=強度×(時間-1)×頻率，每個方面分5個等級，以1～5記分。等級標準為：小鍛煉量≤19分，中等鍛煉量20～42分，大鍛煉量≥43分[23]。其結果為體育鍛煉量的度量，一定程度上反映了大學生的體育參與行為現狀。

2.2.2 體育鍛煉動機量表(Motives for Physical Activities Measure-Revised，MPAM-R)

Ryan等[24]編制的《體育鍛煉動機量表》是研究鍛煉動機的常用量具。該量表是以認知評價理論和自我決定理論為基礎設計的鍛煉動機量表，共包括5個動機維度：促進健康、改善外貌，獲得樂趣、提升能力和增進社交[12]。為了更簡便地測量鍛煉動機，陳善平[25]等把MPAM-R中文版精簡為15個題項的簡化量表，本研究中運用的是動機量表的簡化版。

2.2.3 一般自我效能感量表(General Self-Efficacy Scale - Schwarzer，GSES)

一般自我效能感量表由Schwarzer等人編制[26]。中文版由王才康等人進行漢化翻譯修訂，并對其信效度進行檢測，結果顯示GSES具有良好的信度，其內部一致性系數Cronbachɑ=0.87，重測信度為r=0.83(p<0.001)，折半信度為r=0.82(n=401，p<0.001)[27]。

內部一致性信度檢測顯示，總量表中的Cronbach's α系數0.894，系數值越大提示內在一致性越強。既往研究認為，Cronbach's α系數大于0.7，可認為條目之間的一致性較好[28]。折半信度系數為0.674。為保證單個測量工具和總量表的效度，對上述3個測量工具及其總量表分別進行探索性因子分析和驗證性因子分析，分析數據結果具體見表2、表3。

表2 分量表和總量表的探索性因子分析結果

表3 分量表和總量表的驗證性因子分析結果

2.3 數據分析

采用SPSS23.0及Process宏程序進行數據處理。(1)運用相關分析探討體育鍛煉、鍛煉動機及GSE的相關性。(2)運用線性回歸探討體育鍛煉對鍛煉動機、GSE的預測作用和鍛煉動機對GSE的預測作用。(3)采用方杰[29]等的觀點，利用Bootstrap法分析體育鍛煉對GSE的間接影響效應，采用Process模型4檢驗中介效應[30]，將自變量(X)、因變量(Y)、中介變量(M)依次選入相應選項框，設定Bootstrap Samples=5000(即樣本量=5000)，取樣方法為Bias Corrected(即偏差校正的非參數百分位法)，置信區間為95%，分組條件為Mean and +SD from Mean(即均值和均值加減1個標準差)，檢驗水準α=0.05。(4)運用多元方差分析探討性別的主效應，采用溫忠麟等的觀點[31]，對性別的調節效應進行驗證。

3 研究結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用程序控制和Harman單因素檢驗控制施測存在的共同方法偏差[32]。程序控制：采用經典量具，量具經過語言體系漢化和信效度監測工作；問卷設計，利用加粗、著重標注等方式，在填寫過程中強調“調查只為科研使用，問卷結果只有研究者本人看到”；測量者為學生的體育教師，采用現場答疑、當場回收的方式收集數據。Harman單因素檢驗：對所有題項(除人口統計學變量外)進行單因素未旋轉探索性因子分析，結果提取了6個特征根值大于1的因子，最大因子的解釋變異量為23.42%，小于標準臨界值40%。證實共同方法偏差不顯著。

3.2 體育鍛煉、鍛煉動機對一般自我效能感的影響

3.2.1 相關性分析

對體育鍛煉、鍛煉動機和GSE進行Pearson雙變量雙側相關檢驗。結果見表4，體育鍛煉與GSE顯著正相關(r=0.248)，體育鍛煉與鍛煉動機顯著正相關(r=0.112)，鍛煉動機與GSE顯著正相關(r=0.324)，由此驗證假設H1、H2和H3不被拒絕。

表4 Pearson雙變量雙側相關系數表

表5 各方程回歸分析指數

3.2.2 回歸分析

回歸分析中方差檢驗顯示，P值均顯示小于0.05，回歸模型有效。方程(1)回歸結果顯示：體育鍛煉能顯著正向預測GSE(F=42.005，P<0.001，解釋了GSE變異的6.2%)。方程(2)回歸結果顯示：體育鍛煉能顯著正向預測鍛煉動機(F=8.184，P=0.040，解釋了鍛煉動機變異的1.3%)。方程(3)回歸結果顯示：自變量包括體育鍛煉和鍛煉動機，二者共同解釋了GSE變異的15.1%(F=56.554，P < 0.001)?？傮w來看，鍛煉行為和動機均對GSE的預測達到顯著水平，從方程(1)發現，體育鍛煉解釋GSE變異的6.2%，當方程(3)中鍛煉動機介入后，體育鍛煉對GSE的變異增加到15.1%，而此時體育鍛煉對GSE的回歸系數有方程(1)的0.248降至0.215(β值)，一方面說明鍛煉動機能顯著的預測GSE，另一方面可以看出鍛煉動機在體育鍛煉與GSE之間存在部分中介效應，但中介效應值需要進一步計算，將在3.3部分計算討論。

表6 總效應、直接效應及中介效應分解表

3.3 鍛煉動機中介效應檢驗

采用Hayes編制的SPSS宏中的Model4(簡單中介模型)[30]，在控制諸如性別和年級等調節變量的情況下對鍛煉動機在體育鍛煉與GSE之間的中介效應進行檢驗。結果表明，體育鍛煉對GSE影響的直接效應及鍛煉動機的中介效應的Bootstrap 95%置信區間的上下限內不包括0，這表明體育鍛煉不僅可以直接預測GSE，而且能夠通過鍛煉動機的中介作用預測GSE。直接效應(0.110)和中介效應(0.018)分別占總效應(0.128)的85.9%、14.1%。

3.4 性別的調節效應驗證

3.4.1 主效應檢驗

表7 性別變量的主效應檢驗

為驗證H5，將性別設為自變量，以體育鍛煉，鍛煉動機和GSE為因變量進行多元方差分析(MANOVA)。性別組間方差分析顯示見表7。體育鍛煉的性別主效應顯著(F=37.019，p=0.000)，可以解釋變異的5.5%；鍛煉動機的性別主效應不顯著(p>0.05)，因此無法構建以性別變量為主的有調節的中介效應模型；GSE的性別主效應顯著(F=10.827，p=0.001)，并解釋變異的1.7%。多重比較顯示：男生的體育鍛煉(M=25.43)和GSE(M=38.26)均顯著高于女生(M體育鍛煉=17.15，MGSE=35.74)。

表8 以性別分組回歸分析表

3.4.2 調節效應檢驗

根據溫忠麟等的觀點[31]，調節效應檢驗時，如果自變量是連續變量，調節變量是分類變量，則在驗證調節效應時應采取分組回歸的方法，若回歸系數的差異顯著，則調節效應顯著，回歸分析如表8。利用fisher Z檢驗回歸系數的差異，具體公式如下：

其中b為回歸方程中自變量所對應的系數，即回歸方程中的β值。使用公式輔助以回歸計算數據得出|Z|=0.205<1.96，故拒絕原假設，認為回歸系數差異顯著，即性別的調節效應顯著。

4 討論

本研究探究了體育鍛煉、鍛煉動機和GSE三者之間的作用機制，并引入調節變量性別，以探求體育鍛煉對大學生GSE的影響。相關性分析和回歸分析驗證了研究假設H1、H2和H3不被拒絕。1)體育鍛煉可以顯著預測鍛煉動機。該結果也進一步驗證了體育鍛煉的動機理論，鍛煉動機理論的核心觀點之一就在于激發和鼓勵更多人的參與體育鍛煉[33]。2)鍛煉動機可以顯著預測GSE。該結果與前期的結果一致，一項最新的研究發現，盡管不同性別的大學生主要鍛煉動機側向(內部動機和外部動機)不同，但無論男女大學生其鍛煉動機越高，GSE較高[34]。上述結果產生的原因可能是由于自我效能的作用機制產生的，自我效能的提出者班杜拉認為，自我效能通過動機的過程對個體發生作用[2-3]，當人們在某項工作中有較強的動機時，就會表現出更強的自我效能，就會促成對工作的認真程度；反之則會出現負面的情況[35]。

相關性分析和回歸分析以及鍛煉動機的中介效應檢驗結果顯示，研究假設H4不被拒絕。體育鍛煉不僅可以直接預測GSE，而且能夠通過鍛煉動機的中介作用預測GSE，直接效應(0.110)和中介效應(0.018)分別占總效應(0.128)的85.9%、14.1%。結果可以表明，可以通過體育鍛煉來提升GSE，這也為體育的功能“增強個體的自信心”提供基礎證據[36]。此外，GSE和體育鍛煉自我效能感之間高度正相關，換言之，GSE越高，體育鍛煉自我效能感越高[4]。體育鍛煉自我效能感被認為是個體參與體育鍛煉的重要內部動機來源，相應的研究也證實，大學生的體育鍛煉自我效能感對體育鍛煉的活動量也可以起到顯著的預測作用[37-38]。參與體育鍛煉自我效能感與動機性準備狀態、步行的數量和消耗熱量之間存在顯著的正相關關系[39]。同時提高大學生參與鍛煉的自我效能感可以增加學生參與體育鍛煉的頻率，從而在正向上提高學生的身體素質[6]。

方差分析表明，性別在體育鍛煉和GSE的差異顯著，分別解釋變異的5.5%和1.7%。分組回歸并fisher Z檢驗結果顯示，男生的體育鍛煉和GSE水平明顯高于女生，驗證了性別在體育鍛煉解釋GSE時的調節效應顯著。換言之，對于被試而言，體育鍛煉對CSE的影響效應可能表現出性別上的不同特征，驗證了研究假設H5不被拒絕。既往研究中，性別作為體育鍛煉與自我效能與人格特質或社會人際中的調節效應研究較多。如陳章源的研究從橫截面的范式探究了體育鍛煉對大學生主觀幸福感的影響，結果表明性別是體育鍛煉和大學生主觀幸福感的一個調節變量[15]。本研究以及上述研究的結果可以為體育教學中“分性別教學”教學模式提供理論基礎。體育教學植根于教育，但又不同于其他學科教育，其中同樣的教學模式因為男女身體條件和人格特質的不同可能產生不同的教學效果[40]，該研究結果也對此進行了佐證。

該研究尚有部分不足，需要在后續的研究中進一步完善。首先、體育鍛煉、鍛煉動機和GSE都涉及到多個維度，不同維度的作用機制可能存在差異，后續研究應重視對各維度進行檢驗。其次，該研究僅探討了體育鍛煉、鍛煉動機和GSE三者之間的簡單傳遞機制和性別的調節效應，實踐當中發現GSE可能存在較多第三變量的影響，未來研究應進一步納入其他的變量，以揭示體育鍛煉影響GSE提升的復雜過程。此外，體育鍛煉的形式多樣，不同形式的運動強度高低不一，還需要通過相應的實驗設計進一步探討體育鍛煉促進GSE的量效關系。

5 結論

體育鍛煉、鍛煉動機和GSE兩兩間均存在顯著正相關?；貧w分析表明：體育鍛煉對鍛煉動機和GSE的回歸效應顯著，并分別解釋了變異的3.1%和4.4%；鍛煉動機在體育鍛煉的基礎上對GSE的回歸效應顯著，在體育鍛煉解釋GSE具備部分中介效應，其效應值占總效應值的13.91%。

性別在體育鍛煉和一般自我效能感中的差異顯著，調節效應檢驗顯示性別也是體育鍛煉和GSE關系中的一個調節變量，男生的體育鍛煉和一般自我效能感均顯著高于女生。