影響弱體質(zhì)大學(xué)生體育鍛煉投入的因素研究

唐 磊，張 沙，*，浦 娟

（1.楚雄師范學(xué)院 體育與健康學(xué)院，云南 楚雄 675000；2.楚雄師范學(xué)院 語言文化學(xué)院，云南 楚雄 675000）

在過去十年中，學(xué)生體質(zhì)健康問題已經(jīng)成為一個(gè)主要問題，國家先后出臺(tái)了一系列促進(jìn)學(xué)生體質(zhì)健康的辦法、措施［1，2］。2010世界衛(wèi)生組織將“體力活動(dòng)不足”作為了21世紀(jì)的全球公共衛(wèi)生問題，成為慢性非傳染性疾病的致病因素和全球?qū)е隆斑^早死亡”的第四獨(dú)立因素［3］。因此，全國各高校近年來對(duì)大學(xué)體育課程進(jìn)行了改革，豐富特色、具有創(chuàng)新性的體育課程相繼推出，但大學(xué)生的體質(zhì)健康狀況仍然不容樂觀個(gè)。目前，部分大學(xué)生的體育鍛煉活動(dòng)僅限于大學(xué)公共體育課，課程學(xué)習(xí)后的自主鍛煉次數(shù)并不多，部分學(xué)生形成了課余時(shí)間寧愿在宿舍玩手機(jī)也不愿參與到體育鍛煉活動(dòng)中［4］。由此可見，如何引導(dǎo)大學(xué)生養(yǎng)成良好的體育鍛煉習(xí)慣成為亟待解決的問題。

鍛煉認(rèn)同是個(gè)體對(duì)鍛煉價(jià)值認(rèn)知情況的重要組成部分。鍛煉投入是反映個(gè)體面對(duì)即將參與鍛煉實(shí)踐活動(dòng)時(shí)所表現(xiàn)出來的態(tài)度及堅(jiān)持度。鍛煉投入的研究以學(xué)者董寶林［5］為主，研究大多是基于個(gè)體主觀鍛煉體驗(yàn)、情緒、鍛煉習(xí)慣為主。長期以來，先前的實(shí)證研究學(xué)者在探討堅(jiān)持度的影響機(jī)制時(shí)發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的理性心理會(huì)決定行為習(xí)慣的鞏固與穩(wěn)定［6］。這一發(fā)現(xiàn)表明，鍛煉認(rèn)同作為個(gè)體的理性心理因素可能在鍛煉投入中扮演重要角色，然后，在鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入的關(guān)系中的中介機(jī)制仍需不斷探索。確認(rèn)其中介機(jī)制可以增進(jìn)對(duì)鍛煉投入的理解，以及制定出更加有效的干預(yù)手段來促使鍛煉習(xí)慣的養(yǎng)成。此外，考慮到弱體質(zhì)大學(xué)生（瘦弱、肥胖）是我國提升國民體質(zhì)健康水平亟待解決的對(duì)象目標(biāo)，因此，我們的研究應(yīng)該更加去關(guān)注弱體質(zhì)大學(xué)生。

主觀體驗(yàn)是個(gè)體對(duì)曾經(jīng)參與鍛煉時(shí)的感受所留有的印象。眾所周知，個(gè)體的主觀體驗(yàn)與鍛煉認(rèn)同有著密切的關(guān)系，個(gè)體的主觀體驗(yàn)往往會(huì)影響對(duì)事物的認(rèn)同，即擁有負(fù)面的鍛煉體驗(yàn)者，在面對(duì)體育鍛煉活動(dòng)時(shí)會(huì)產(chǎn)生排斥、退縮的消極傾向，從而影響對(duì)鍛煉價(jià)值的認(rèn)知；而在過去的鍛煉活動(dòng)中擁有積極的體驗(yàn)經(jīng)歷的個(gè)體，會(huì)有較強(qiáng)的參與欲望，視自己為一名鍛煉者，從而擁有較高的鍛煉認(rèn)同水平。另外，學(xué)者們?cè)谘芯恐饔^體驗(yàn)這一非理性心理因素時(shí)會(huì)加入理性認(rèn)知，通過意識(shí)思維的推理讓決策發(fā)生變化。領(lǐng)悟社會(huì)支持是個(gè)體在社會(huì)關(guān)系中，對(duì)理解、支持、尊重、幫助等行為的一種情感體驗(yàn)［7］，建立良好的社會(huì)支持系統(tǒng)有助于緩解個(gè)體的心理壓力，提升個(gè)體鍛煉投入水平。因此，探討主觀鍛煉、領(lǐng)悟社會(huì)支持在鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入之間的中介作用具有理論依據(jù)。

本研究中，通過鍛煉認(rèn)同可能成為鍛煉投入的一個(gè)促進(jìn)因素來檢驗(yàn)這個(gè)過程的概念模型。具體來說，本研究的目的有三個(gè)方面：第一，研究主觀體驗(yàn)是否中介了鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入之間的關(guān)系；第二，研究社會(huì)支持是否在鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入之間起中介作用；第三，研究主觀體驗(yàn)、社會(huì)支持在鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入的關(guān)系中呈鏈?zhǔn)街薪?。圖1為所提議的研究模型，通過以上的綜述，提出假設(shè)：可以通過提升弱體質(zhì)大學(xué)生對(duì)鍛煉價(jià)值的認(rèn)知（鍛煉認(rèn)同）來增進(jìn)個(gè)體正性鍛煉體驗(yàn)，從而提升鍛煉投入水平，其次，還可以通過提升弱體質(zhì)大學(xué)生對(duì)鍛煉價(jià)值的認(rèn)知（鍛煉認(rèn)同）來增強(qiáng)社會(huì)支持，構(gòu)建學(xué)校支持系統(tǒng)，從而提升鍛煉投入水平，養(yǎng)成良好的鍛煉習(xí)慣，提升體質(zhì)健康水平。

圖1 假設(shè)模型圖Fig.1 Hypothetical model diagram

1 研究對(duì)象與方法

1.1 被試與施測程序依據(jù)整群隨機(jī)抽樣原則，選取云南省、貴州省、四川省三個(gè)省份，分別在各省份隨機(jī)抽取2所大學(xué)，共6所大學(xué)，每所大學(xué)選取100名大學(xué)生為測試對(duì)象，共600名，選取對(duì)象均為2019年國家體質(zhì)健康測試中總評(píng)成績低于60分，且BMI值小于18.5的瘦弱體質(zhì)和BMI值大于28的肥胖大學(xué)生。問卷發(fā)放采用現(xiàn)場發(fā)放測試并及時(shí)回收的方式，通過當(dāng)?shù)亟處熢诠搀w育課堂中完成問卷的發(fā)放與回收，發(fā)放過程嚴(yán)格按照程序手冊(cè)管理，以確保數(shù)據(jù)收集過程的標(biāo)準(zhǔn)化。最終，回收整理得到有效問卷545份（有效率為90.83%）。其中，被試者年齡為18－24歲，男生259人，占比47.52%，女生286人，占比52.48%。

1.2 研究工具

1.2.1 鍛煉認(rèn)同量表（EIS）選用由Anderson與Cychosz編制［8］的鍛煉認(rèn)同量表（Exercise Identity Scale，EIS），經(jīng)過李夢龍［9］等學(xué)者的驗(yàn)證，翻譯出適用于中文版的鍛煉認(rèn)同量表，該量表共9個(gè)題目，通過因子分析顯示為單位結(jié)構(gòu)，所有項(xiàng)目采用李克特的7點(diǎn)計(jì)分方式，從非常不符合（1）到非常符合（7），中間得分為4分，總分在9-63分之間，通過分值大小來評(píng)價(jià)被試者是否為體育鍛煉者的程度，分值越高視自己為體育鍛煉者的程度越高。在本研究中，該問卷的內(nèi)部一致性Cronbach’sα系數(shù)為0.93，分半信度為0.89。探索性因子分析結(jié)果顯示，KMO=0.924，Chi-Square=2703.193，df=36，P＜0.001；驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示，x2/df=2.236，GFI=0.945，CFI=0.910，AGFI=0.924，RMSEA=0.071。

1.2.2 鍛煉投入量表（PEIS）選用由國內(nèi)學(xué)者董寶林［10，11］編制的大學(xué)生體育鍛煉投入自評(píng)量表（Physical Exercise Involve．ment Scale for College Students，PEIS）。該量表共有17個(gè)題項(xiàng)，分三個(gè)維度，所有題項(xiàng)采用李克特的5點(diǎn)計(jì)分方式，從“完全不符合”到“完全符合”分別計(jì)1～5分，總分在17～85分內(nèi)，分值大小反映被試在各維度強(qiáng)弱，來評(píng)價(jià)被試者鍛煉投入的程度，分值越高鍛煉投入的越多。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性Cronbach’sα系數(shù)為0.89，分半信度為0.86。探索性因子分析結(jié)果顯示，KMO=0.915，Chi-Square=3885.248，df=126，P＜0.001；驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示，x2/df=3.202，GFI=0.899，CFI=0.904，AGFI=0.911，RMSEA=0.032。

1.2.3 領(lǐng)悟社會(huì)支持量表（PSSS）選用由Zimet等編制的領(lǐng)悟社會(huì)支持量表（Perceived Social SuppoIt Scale，PSSS），該量表共有12個(gè)項(xiàng)目，分為家庭支持、朋友支持和其他支持三個(gè)維度，所有項(xiàng)目均采用七級(jí)計(jì)分法。在本研究中，結(jié)合大學(xué)生的實(shí)際，參照嚴(yán)標(biāo)賓［12］的做法，由于原量表中的表述“領(lǐng)導(dǎo)、親戚、同事”不符合被測者實(shí)際，將其改為“老師、同學(xué)、家人”。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性Cronbach’sα系數(shù)為0.91，分半信度為0.89。探索性因子分析結(jié)果顯示，KMO=0.920，Chi-Square=2794.893，df=66，P＜0.001；驗(yàn)證性因子分 析 結(jié) 果 顯 示，x2/df=3.895，GFI=0.911，CFI=0.925，AGFI=0.901，RMSEA=0.044。

1.2.4 主觀鍛煉體驗(yàn)量表（SEES）研究選用MCAULEY E［13］的主觀鍛煉體驗(yàn)量表（Subjective Exercise Experience Scale，SEES），該量表有積極幸福感、心理煩惱和疲勞3個(gè)維度，共12個(gè)條目，采用李克特的七級(jí)計(jì)分方法：從非常不符合（1）到非常符合（7），中間得分為4分，由于心理煩惱和疲勞兩個(gè)維度同積極幸福感相反，因此需對(duì)心理煩惱和疲勞兩個(gè)維度的各題項(xiàng)進(jìn)行反向處理，從而與積極幸福感相加后的得分來評(píng)估被試者的主觀鍛煉體驗(yàn)水平，即分值越高鍛煉體驗(yàn)越好。在本研究中，該量表的內(nèi)部一致性Cronbach’sα系數(shù)為0.88，分半信度為0.88。探索性因子分析結(jié)果顯 示，KMO=0.892，Chi-Square=2975.621，df=66，P＜0.001；驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示，x2/df=3.248，GFI=0.924，CFI=0.914，AGFI=0.934，RMSEA=0.049。

1.3 統(tǒng)計(jì)方法使用SPSS 23.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，將所得的數(shù)據(jù)導(dǎo)入統(tǒng)計(jì)軟件，首先，對(duì)問卷結(jié)果進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析。其次，由于原始數(shù)據(jù)不同維度上的特征的尺度（單位）不一致時(shí)，需要標(biāo)準(zhǔn)化步驟對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理。然后，根據(jù)理論研究假設(shè)建立中介模型，采用Hayes（2013）編制的PROCESS插件中的Model（6）進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蜋z驗(yàn)，所有參數(shù)統(tǒng)計(jì)均已P＜0.05有顯著意義。此外，采用bootstrap方法檢驗(yàn)所有影響的顯著性，以獲得參數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差（Hayes，2013），本研究中Bootstrap方法選用5000個(gè)重復(fù)采樣數(shù)據(jù)中95%偏差校正置信區(qū)間，不包括零的置信區(qū)間表示顯著的影響。

2 研究結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)為避免共同方法偏差的問題，研究采用周浩和龍立榮（2004）建議的程序控制與統(tǒng)計(jì)控制方法。本研究采用不同來源的樣本，通過控制測量時(shí)間、測量空間，采取匿名訪問，設(shè)計(jì)反向題等方面進(jìn)行程序控制。統(tǒng)計(jì)控制方面，使用Harman單因素檢驗(yàn)，將全部量表中的所有題項(xiàng)加載在一起，進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，所有題項(xiàng)自動(dòng)聚合，共提取出10個(gè)特征根大于1的因子，其中，第一特征根對(duì)應(yīng)方差貢獻(xiàn)率為30.29%，小于總解釋變量的40%，從而可以得出本研究數(shù)據(jù)不存在共同方法偏差的影響。

2.2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析通過對(duì)各量表得分的描述性統(tǒng)計(jì)及各變量Pearson雙變量雙側(cè)相關(guān)性如表1所示，鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入存在顯著的正相關(guān)（r=0.597），鍛煉認(rèn)同、社會(huì)支持、主觀體驗(yàn)和鍛煉投入兩兩之間均存在顯著的正相關(guān)，研究發(fā)現(xiàn)，鍛煉認(rèn)同、社會(huì)支持、主觀體驗(yàn)三個(gè)變量與鍛煉投入的相關(guān)系數(shù)均顯示很高（r=0.597，r=0.689，r=0.654），表明鍛煉認(rèn)同、社會(huì)支持和主觀體驗(yàn)均能夠促進(jìn)個(gè)體對(duì)鍛煉的投入。由此可見，鍛煉認(rèn)同程度高或視自己為一名鍛煉者的個(gè)體對(duì)鍛煉的投入必然高；老師、同學(xué)和家人的支持也能促使個(gè)體對(duì)鍛煉的投入；良好的鍛煉體驗(yàn)可以促使個(gè)體對(duì)鍛煉的投入。

表1 各量表得分的描述性統(tǒng)計(jì)及Pearson雙變量雙側(cè)相關(guān)系數(shù)表（n=545）Table 1 Descriptive statistics of scores of each scale and Pearson's bivariate biphasic relational scale（n=545）

值得注意的是，主觀體驗(yàn)與其他各變量之間均存在顯著的負(fù)相關(guān)，即未對(duì)主觀鍛煉體驗(yàn)中心理煩惱和疲勞兩個(gè)維度各題項(xiàng)進(jìn)行反向處理的總得分與其他變量存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且主觀體驗(yàn)的均值（M=62.488）高于反向處理后主觀體驗(yàn)的均值（M=43.506）。由此可見，不良的鍛煉體驗(yàn)會(huì)影響個(gè)體對(duì)鍛煉的認(rèn)同程度，從而減少對(duì)健身鍛煉的投入。

2.3 中介效應(yīng)分析根據(jù)理論假設(shè)，領(lǐng)悟社會(huì)支持與主觀鍛煉體驗(yàn)會(huì)協(xié)調(diào)鍛煉認(rèn)同和鍛煉投入之間的聯(lián)系，為了研究這一觀點(diǎn)，本研究建立了中介效應(yīng)的四個(gè)步驟，第一，鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入之間存在顯著相關(guān)關(guān)系；第二，鍛煉認(rèn)同分別與主觀體驗(yàn)、社會(huì)支持之間存在顯著相關(guān)關(guān)系，且主觀體驗(yàn)與社會(huì)支持之間存在顯著相關(guān)關(guān)系；第三，在控制鍛煉認(rèn)同的同時(shí)，主觀體驗(yàn)、社會(huì)支持分別與鍛煉投入仍然有顯著相關(guān)關(guān)系；第四，在鍛煉認(rèn)同和鍛煉投入之間的三條中介路徑上存在顯著效果。

通過多元回歸分析表明（表2），鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入存在顯著關(guān)系，β=0.597，p＜0.001，即總效應(yīng)顯著。鍛煉認(rèn)同分別與社會(huì)支持、主觀體驗(yàn)存在顯著的回歸關(guān)系，β=0.352，p＜0.001，β=0.260，p＜0.001，主觀體驗(yàn)與社會(huì)支持之間也存在顯著的回歸關(guān)系，β=0.291，p＜0.001。在控制鍛煉認(rèn)同時(shí)，主觀體驗(yàn)、社會(huì)支持分別與鍛煉投入存在顯著關(guān)系，β=0.375，p＜0.001，β=0.438，p＜0.001。

表2 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ头治鼋Y(jié)果（標(biāo)準(zhǔn)化）Table 2 Analysis results of chain mediation model（standardized）

2.4 中介效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)根據(jù)上述建立的中介效應(yīng)四個(gè)步驟，現(xiàn)進(jìn)行第四步中介效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)，采用偏差校正的百分位數(shù)的Bootstrap方法決定了是否滿足鍛煉認(rèn)同和鍛煉投入之間的三條中介路徑上存在顯著效果。

如表3所示，從鍛煉認(rèn)同到鍛煉投入存在的三條路徑：“鍛煉認(rèn)同→主觀體驗(yàn)→鍛煉投入”中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間為［0.058，0.140］，占總效應(yīng)的16.248%；“鍛煉認(rèn)同→社會(huì)支持→鍛煉投入”中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間為［0.111，0.201］，占總效應(yīng)的25.795%；“鍛煉認(rèn)同→主觀體驗(yàn)→社會(huì)支持→鍛煉投入”中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間為［0.022，0.059］，占總效應(yīng)的6.533%；三個(gè)置信區(qū)間均不包括0，總中介效應(yīng)占總效應(yīng)的48.576%。結(jié)合表2所述，中介效果的四個(gè)建立標(biāo)準(zhǔn)完全滿足。因此，研究假設(shè)得到支持。

表3 Bootstrap的中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)及效應(yīng)值Table 3 Significance test and effect value of the mediating effect of Bootstrap

3 討論

3.1 問卷統(tǒng)計(jì)結(jié)果討論從對(duì)弱體質(zhì)大學(xué)生的調(diào)查描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，鍛煉認(rèn)同分值區(qū)間為［9，63］，被試者均值M=41.630，SD=10.225，說明大部分弱體質(zhì)大學(xué)生對(duì)健身鍛煉具有較高的認(rèn)同感，將健身鍛煉自然地認(rèn)為是一種有益于自身的社會(huì)行為，然而，從鍛煉投入的描述性統(tǒng)計(jì)來看，鍛煉投入的分值區(qū)間為［17，85］，被試者均值M=38.276，SD=8.114，各題項(xiàng)的均值為2.252，介于“不符合”與“一般”之間，偏向不符合，說明弱體質(zhì)大學(xué)生鍛煉投入程度較低。通過結(jié)合社會(huì)支持、主觀體驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，未進(jìn)行反向處理的主觀體驗(yàn)*均值（M=62.488）高于反向處理過的主觀體驗(yàn)均值（M=43.506），說明大部分弱體質(zhì)大學(xué)生在進(jìn)行健身鍛煉的過程中心理煩惱與疲勞的負(fù)面感受程度較深，從而造成了弱體質(zhì)大學(xué)生從心理層面對(duì)鍛煉實(shí)踐行為的抵觸，雖然對(duì)鍛煉行為有較高的價(jià)值認(rèn)同，但負(fù)面的鍛煉感受直接影響了鍛煉投入的程度。

3.2 鍛煉認(rèn)同對(duì)鍛煉投入的直接效應(yīng)討論鍛煉認(rèn)同對(duì)鍛煉投入的影響在社會(huì)上得到了廣泛的認(rèn)可，然而，鍛煉認(rèn)同在國內(nèi)的研究僅限于對(duì)概念的介紹及單個(gè)量表的驗(yàn)證［9，14］，關(guān)于鍛煉認(rèn)同的深入研究，底層中介的問題在很大程度上是未知的。本研究結(jié)合弱體質(zhì)大學(xué)生對(duì)鍛煉認(rèn)知心理發(fā)展特點(diǎn)建立了一個(gè)多重的中介模型，以檢驗(yàn)鍛煉認(rèn)同是否會(huì)以主觀體驗(yàn)、社會(huì)支持為中介與鍛煉投入產(chǎn)生練習(xí)。結(jié)果表明，主觀體驗(yàn)和社會(huì)支持在鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入的關(guān)系中存在部分中介，鍛煉認(rèn)同可以正向預(yù)測主觀體驗(yàn)、社會(huì)支持，并且，主觀體驗(yàn)和社會(huì)支持也能正向預(yù)測鍛煉投入。

鍛煉認(rèn)同作為個(gè)體的健身鍛煉行為的重要影響因素之一，它能夠促在個(gè)體身體活動(dòng)方面，起著重要的積極作用［15］。同時(shí)，鍛煉認(rèn)同程度高的個(gè)體對(duì)自身健身鍛煉活動(dòng)的時(shí)間、頻次投入較高，即使在退出鍛煉一段時(shí)間后，也更容易重啟鍛煉計(jì)劃和執(zhí)行鍛煉意向［16］。鍛煉投入作為個(gè)體參與體育鍛煉時(shí)間活動(dòng)的心理反應(yīng)，它很好的反映了個(gè)體對(duì)鍛煉的價(jià)值認(rèn)知、復(fù)雜體驗(yàn)、滿足感等心理活動(dòng)［17］，即鍛煉投入程度受到鍛煉認(rèn)同程度、主觀鍛煉體驗(yàn)、鍛煉價(jià)值認(rèn)知的影響。從Pearson雙變量雙側(cè)相關(guān)系數(shù)表中可以看出，除主觀體驗(yàn)與其他變量呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系外，其余變量之間兩兩呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。對(duì)假設(shè)模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明，鍛煉認(rèn)同對(duì)鍛煉投入具有顯著的正向預(yù)測作用，從而印證了鍛煉投入受到個(gè)體對(duì)鍛煉價(jià)值認(rèn)知程度的影響，個(gè)體對(duì)鍛煉認(rèn)知程度越高其鍛煉投入越高。由此說明，在目前大學(xué)體育教育過程中，應(yīng)進(jìn)行正確的健身鍛煉價(jià)值認(rèn)知方面的引導(dǎo)來提升鍛煉投入水平，促使弱體質(zhì)大學(xué)生積極參與到體育鍛煉中，增強(qiáng)體質(zhì)。

3.3 主觀體驗(yàn)、社會(huì)支持的中介效應(yīng)討論研究結(jié)果表明，鍛煉認(rèn)同增強(qiáng)了弱體質(zhì)大學(xué)生的主觀體驗(yàn)水平，而主觀體驗(yàn)水平也能夠增強(qiáng)鍛煉投入水平，通過Bootstrap的中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)，“鍛煉認(rèn)同→主觀體驗(yàn)→鍛煉投入”中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間為［0.058，0.140］，占總效應(yīng)的16.248%，說明主觀體驗(yàn)中介了鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入。良好的鍛煉體驗(yàn)記憶可以促使弱體質(zhì)大學(xué)生積極地參與到體育鍛煉中，主觀體驗(yàn)?zāi)軌蛟鰪?qiáng)鍛煉投入水平。

領(lǐng)悟社會(huì)支持是指個(gè)體感受到在社會(huì)中被尊重、被支持和被理解的情緒體驗(yàn)或滿意程度，是一種主觀體驗(yàn)到的支持［18］。隨著社會(huì)支持水平的提升，高校建立了以師生關(guān)系和學(xué)生關(guān)系為核心的學(xué)校支持系統(tǒng)［19］，通過學(xué)校、教師、同學(xué)之間的相互影響有效地促進(jìn)個(gè)體對(duì)事物的認(rèn)知［20］。研究發(fā)現(xiàn)，鍛煉認(rèn)同增強(qiáng)了弱體質(zhì)大學(xué)生的社會(huì)支持水平，而社會(huì)支持水平也能夠增強(qiáng)鍛煉投入水平，社會(huì)支持在鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入之間存在中介作用。該模型表明，來自教師、同學(xué)和家人的支持或創(chuàng)造了一個(gè)良好的健身鍛煉分為能夠提升弱體質(zhì)大學(xué)生鍛煉投入水平，積極地參與體育鍛煉中，從鍛煉中獲得滿足感。

從相關(guān)性分析來看（表1），主觀體驗(yàn)與鍛煉認(rèn)同、鍛煉投入呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，但未反向處理的主觀體驗(yàn)*與鍛煉認(rèn)同、鍛煉投入呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。主觀鍛煉體驗(yàn)作為一種非理性因素，具有較強(qiáng)的主觀臆斷，對(duì)即將進(jìn)行的鍛煉實(shí)踐活動(dòng)，個(gè)體只憑借主觀直接來決定是否參與，這一決策過程受到主體經(jīng)驗(yàn)和體驗(yàn)記憶的影響［21］。因此，需要理性認(rèn)知系統(tǒng)介入其中，通過意識(shí)思維的推理讓決策發(fā)生變化。通過加入社會(huì)支持對(duì)主觀體驗(yàn)水平產(chǎn)生影響，從而讓個(gè)體參與到鍛煉實(shí)踐活動(dòng)中，提升個(gè)體鍛煉投入水平。研究證實(shí)，主觀體驗(yàn)和社會(huì)支持在鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入之間具有中介作用，“鍛煉認(rèn)同→主觀體驗(yàn)→社會(huì)支持→鍛煉投入”中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間為［0.022，0.059］，占總效應(yīng)的6.533%。

4 結(jié)論

綜上所述，本研究表明，鍛煉認(rèn)同水平能夠正向預(yù)測弱體質(zhì)大學(xué)生鍛煉投入水平，此外，中介分析表明主觀體驗(yàn)和社會(huì)支持可能是這種關(guān)系的一種可能機(jī)制。鍛煉認(rèn)同即可以直接影響鍛煉投入，也可以通過主觀體驗(yàn)與社會(huì)支持的中介作用對(duì)鍛煉投入產(chǎn)生間接影響。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，弱體質(zhì)大學(xué)生具有正確的鍛煉價(jià)值認(rèn)知，但由于曾經(jīng)參與體育鍛煉中的不良鍛煉體驗(yàn)，主觀經(jīng)驗(yàn)和體驗(yàn)記憶造成了弱體質(zhì)大學(xué)生不愿參與到體育鍛煉中。通過研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)支持不僅在鍛煉認(rèn)同與鍛煉投入的關(guān)系中起中介作用，還能夠間接影響主觀體驗(yàn)與鍛煉投入的關(guān)系，即通過介入理性認(rèn)知系統(tǒng)，讓決策發(fā)生變化，從而促使個(gè)體參與到體育鍛煉活動(dòng)中。本研究結(jié)論為解決體質(zhì)健康水平低的大學(xué)生如何主動(dòng)參與到體育鍛煉中的決策提供了重要的實(shí)踐啟示。