青少年锻炼意向和锻炼行为的关系：中介式调节作用，本文主要内容关键词为：意向论文,青少年论文,调节作用论文,中介论文,关系论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
修回日期：2012-01-17
中图分类号G804．8文献标志码A
文章编号1000-5498(2012)02-0045-05
意向指个体主观评估自己未来从事某项行为的意愿或可能性，以及在计划实施特定行为中愿意付出的努力程度。意向对锻炼行为的预测作用已得到大量研究的验证，然而许多有明确锻炼意向的人常常不能将其转变为锻炼行动[1-3]。自我调控能力的缺乏可能是意向与行为之间鸿沟(intention-behaviour gap)形成的主要原因[4]；自我效能和锻炼计划可有效改善意向与锻炼行为的关系[5-7]。但我们没有充分理解这两个因素在锻炼意向向锻炼行为转变过程中的作用。深入分析这些因素的关系及作用机理，将有助于我们进一步理解锻炼行为转变的心理机制，以便选择更有效的干预技术和策略，促进青少年参与或坚持锻炼。
计划就是将实施或采取相应行为的时间、地点和方式具体化，是一种有效的、便于意识控制加工的自我调节策略[8]。意向表明个体有行动的想法，描述了想实现的目标情形。计划指的是为了完成这一目标情形，响应情境线索而建立具体行为的心理模拟，这些心理模拟唤起目标情境的认知表象，以便更容易察觉情境线索。适合情境的出现更可能引发行动响应，从而激发目标行为的执行[8]。R.Schwarzer等[9]认为，意向通过计划来影响行为的改变过程，并有效提高了健康行为的预测力[5-6，10-11]。这些研究结果显示，计划中介作用的效果量大小迥异，研究结果的类推性还缺少证据的决定性支持[9-10]，这提示计划在意向与行为之间的中介效应可能受到其他因素的调节。这些因素有年龄[12-13]、性别[14]、自我效能[15-16]等，其中自我效能的调节作用最受关注。
自我效能是个体对自己在特定情境下是否有能力完成操作行为的期望，是对自己能力和能力可能产生效能的认知。 A.Bandura[7]指出，效能的自我感知影响思维模式、行动和情绪激活。他的研究表明，在动机作用过程中，起重要作用的不是能力，而是对自己是否胜任的知觉。自我效能作为中介变量已得到许多研究的支持[7]，随着自我效能概念的延伸，自我效能的调节变量作用引起人们的关注。一种行为的启动和行为习惯的维持，主要取决于行为者对自己相关行为技能的预期和信念。高自我效能感将产生足以争取成功的努力，成功的结果将会进一步强化自我成功的期望；反之，低自我效能感可能造成提前停止努力，导致失败的结果，并由此削弱对自己胜任力的期望。自我效能信念决定着投入的努力程度和坚持性，这提示自我效能在锻炼行为转变过程中可能发挥着调节作用。
R.Schwarzer[4]认为，个体需要制订锻炼计划以发起行动，这一过程更多受到自我效能信念的影响，因为锻炼计划的质和量都依赖于人的能力感和经验，同时，个体依据自我效能信念克服行动过程中遇到的困难。由此，高自我效能的个体更可能制订锻炼计划并促使计划的实施，以提高锻炼意向向锻炼行动转变的可能。鉴于此，我们假定锻炼计划在锻炼意向和锻炼行为的关系中起中介作用，同时自我效能又调节着锻炼意向对锻炼计划和锻炼行为的影响，即存在中介式调节效应[17-18]。
虽然许多研究探究了锻炼意向与锻炼行为的关系，以及锻炼计划和自我效能在其中的第三变量作用，然而，现有研究不能包含这些前因变量与锻炼行为之间的复杂关系。本研究的主要目的在于考察锻炼意向、锻炼计划、自我效能对锻炼行为影响的交互作用机制，以满足理论建构的基本原则[18]。根据对已有研究的梳理和分析，本研究假定：1)锻炼计划、自我效能对锻炼意向与锻炼行为的关系起中介作用；2)自我效能对锻炼意向与锻炼行为的关系，以及锻炼计划与锻炼行为的关系起调节作用；3)锻炼计划的中介效应受到自我效能的调节，并且，锻炼计划是自我效能与锻炼行为关系的中介变量，在自我效能对锻炼意向和锻炼行为的调节过程中起中介作用(图1)。
图1 锻炼意向和锻炼行为关系的假定模型
Figure 1.Proposed Model of the Exercise's Intention-Behavior Relationship
1 研究对象与方法
1．1 被试
以年级分层的整群抽样方式，分别抽取初一至高二年级的735名中学生为被试。最后获取有效数据671份，男生317份，女生354份。被试年龄12-20岁，平均年龄(15．8±1．3)岁。
1．2 测量工具
将锻炼定义为课余时间每次超过20min、有出汗、呼吸和心跳明显加快现象的体育活动。规律性锻炼指每周3次以上的锻炼。被测者依据该锻炼标准回答相关测题。
采用I.Ajzen[19]的锻炼意向量表测定锻炼意向。该量表由3个条目组成，旨在评定青少年参加锻炼的意愿和可能性。例如：“今后2周，我打算每周至少进行3次锻炼。”量表采用 Likert7点评分，分数越高，表明参加锻炼的意向越强。本次测量的中文版量表解释方差为83．6％，项目因素负荷为0．89～0．94，Cronbach α值为0．90。
采用F.F.Sniehotta[6]的锻炼计划量表测定锻炼计划。该量表由5个题目组成，以评价实施或采取锻炼行为的时间、地点和方式等。例如，“我已有计划做某项运动(如打篮球)”。采用4点评分，“很不符合=1”，“完全符合=4”，分数越高，表示锻炼者制订的计划越具体。本次测量的中文版量表解释方差为62．6％，项目因素负荷为0．70～0．81，Cronbach α值为0．80。
采用任务自我效能量表[20]测量青少年的锻炼自我效能感水平。该量表由3个题目组成，例如，“我确信我每周至少可以参加一次锻炼”。采用Likert 5点评分，分数越高，表示被试的自我效能感越强。本次测量的中文版量表解释方差为65．2％，项目因素负荷为0．77～0．83，Cronbach α值为0．73。
锻炼行为采用三题项自陈式问卷，包括每周锻炼频率、每周锻炼时间、锻炼变化阶段。每周锻炼频率为：1)几乎没有；2)1～3次／月；3)1～2次／周；4)3～4次／周；5)几乎每天。每周锻炼时间在：1)少于0．5h；2)0．5～1h；3)1～2h；4)2～4h：5)4h以上。锻炼阶段变化由B.H.Marcus[21]问卷改编而来：1)目前我不锻炼，也没有锻炼的想法，今后6个月内也不打算锻炼；2)目前我不锻炼，我想在6个月内进行规律性锻炼；3)现在我偶尔锻炼；4)我已开始规律性锻炼，但持续时间还不到6个月；5)我进行规律性锻炼的时间已超过6个月。本次调查的锻炼行为量表解释方差为72．5％，项目因素负荷为0．84～0．88，Cronbach α值为0．81。本次测试结果显示上述各中文版量表具有较理想的因素效度和一致性信度。
1．3 测试程序与数据分析
问卷的发放与填答：采用班级集体测试的方式，在教室当场发放问卷，用指导语指示被试填答问卷，被试填写好后当场回收。第1次测试要求被试完成锻炼意向、锻炼计划和锻炼自我效能感等3份问卷；2周后，再对他们的锻炼行为进行测量。本研究采用SPSS17．0、Amos17．0和Smart PLS2．0软件，对数据进行统计处理。首先利用结构方程模型进行中介效应分析，然后采用乘积项的PLS模型进行调节效应分析，最后进行整合模型分析。
2 结果与分析
2．1 锻炼计划和自我效能中介效应的检验
采用结构方程模型分析变量之间的关系，其中锻炼意向潜变量为模型中的自变量，锻炼行为潜变量是模型中的因变量。根据中介效应检验程序[22]，先检验锻炼意向对锻炼行为的直接效应，然后检验加入锻炼计划中介变量后模型的拟合情况及各路径系数的显著程度。结构方程模型直接效应分析结果的各项拟合指标分别为：
(8)=19．562；RMSEA=0．046；GFI=0．990；CFI=0．994；TLI=0．989。锻炼意向对锻炼行为的直接作用路径系数显著(y=0．520，SE=0．040，P＜0．01)，解释方差27．0％，模型测量部分的各参数估计在0．61～0．95(P＜0．001)。
在锻炼意向与青少年锻炼行为之间加入锻炼计划中介变量，各项拟合指标分别为(41)=139．608；RMSEA=0．060； GFI=0．962；TLI=0．960；CFI=0．970。锻炼意向与锻炼计划、锻炼计划与锻炼行为之间的路径系数均显著(y=0．453，SE=0．050，P＜0．001；β=0．393，SE=0．049，P＜0．001)，锻炼态度与锻炼行为之间的路径系数由原来的0．520变为0．353(SE=0．045，P＜0．001)。采用Bootstrap方法检验锻炼计划变量的中介效应。设定Bootstrap样本为3000，偏差校正置信区间为95％。结果显示，锻炼意向通过锻炼计划影响锻炼行为的间接效应β=0．175(95％CI为0．125～0．240，SE=0．030，P＜0．001)，锻炼计划的中介效应确立。将锻炼意向与锻炼行为的路径系数约束为0，则约束模型(42)=199．062，较自由估计模型的(41)=139．608，△(1)=59．453(P＜0．001)，两个模型有显著性差异，表明锻炼计划在锻炼意向与青少年锻炼行为之间具有部分中介效应。
采用上述检验程序分析自我效能的中介效应。在锻炼意向与锻炼行为之间加入自我效能变量，各项拟合指标分别为： (24)=94．871；RMSEA=0．066；GFI=0．971；TLI=0．962； CFI=0．975。锻炼意向与自我效能、自我效能与锻炼行为之间的路径系数均显著(y=0．716，SE=0．037，P＜0．001；β=0．674，SE=0．076，P＜0．001)，锻炼态度与锻炼行为之间的路径系数由原来的0．520变为0．023(SE=0．075，P=0．806)。 Bootstrap法检验结果显示，锻炼意向通过自我效能影响锻炼行为的间接效应β=0．321(SE=0．046，P＜0．001)，锻炼计划的中介效应确立。将锻炼意向与锻炼行为的路径系数约束为0，则约束模型与自由估计模型值比较，两个模型无统计学意义的差异，表明自我效能在锻炼意向与青少年锻炼行为之间具有完全中介效应。将两个模型整合形成两因素中介模型(图2)，则整合模型(73)=297．538、RMSEA=0．068、GFI=0．940、 TLI=0．932、CFI=0．946。该模型对锻炼行为的解释方差为47．3％。
图2 锻炼计划、自我效能的中介作用模型
Figure 2.Mediation Model of Exercise Planning and Self-efficacy
2．2 自我效能的调节效应检验
带有乘积项的结构方程模型分析自我效能调节效应[22-23]。将研究变量的观察指标全部中心化处理后，考察锻炼意向和自我效能的交互项、锻炼计划和自我效能的交互项对青少年锻炼行为的预测是否显著，以检验自我效能的调节作用是否显著。交互项的观察指标则是用自变量的观察指标乘以调节变量的观察指标，得到了锻炼意向×自我效能交互项的3×3=9个观察指标、锻炼计划×自我效能交互项的5×3=15个观察指标。分别建立两个模型(图3)检验自我效能的调节作用。结果显示，自我效能×锻炼意向乘积项对锻炼计划和锻炼行为的路径系数影响显著(y=0．14，SE=0．047，P＜0．01)，自我效能×锻炼计划乘积项对锻炼行为的路径系数不显著(y=0．02，SE=0．042， P＞0．10)。这说明自我效能调节了锻炼意向与锻炼行为的关系，而没有调节锻炼计划与锻炼行为的关系。
图3 自我效能调节作用的两个假定模型
Figure 3.Two Proposed Model of Self-Efficacy as Moderator
2．3 锻炼意向与锻炼行为关系的中介式调节模型
以上研究结果显示，锻炼计划、自我效能在锻炼意向和锻炼行为之间具有中介作用，而自我效能对锻炼意向与锻炼行为之间的关系具有调节作用，预示着锻炼意向、锻炼计划、锻炼自我效能与青少年锻炼行为的关系中，锻炼自我效能可能具有中介的调节变量。对此，本文进行模型整合验证。整合模型验证结果的各项拟合指标分别为：(223)=3185．209；RMSEA=0．141；GFI=0．721；TLI=0．655；CFI=0．696。出于对数据拟合程度的考虑，增加模型中意向×自我效能乘积项的观察指标误差项之间的12条相关路径。修改后整合模型各项拟合指标为：(211)=604．328；RMSEA=0．053；GFI=0．930；TLI=0．952；CFI=0．960。模型拟合可以接受。从图4可以看出，除锻炼意向—锻炼计划的路径系数没有统计学意义外，其他各变量问路径的标准回归系数均具有统计学意义(P＜0．05)，模型测量部分各参数估计在0．59～0．92(P＜0．001)。这一结果反映锻炼计划的形成受到自我效能的完全中介作用，并且自我效能的调节效应部分通过锻炼计划的中介变量而起作用，即自我效能起着中介式调节效应[17-18]。整个模型解释锻炼行为52％的方差。
注：实线表示路径系数P＜0．05。
图4 锻炼意向和行为关系的中介式调节模型
Figure 4.Mediated Moderation for the Intention and Exercise Behavior
3 讨论
本文旨在验证锻炼计划和自我效能在锻炼意向与锻炼行为之间的中介关系，以及锻炼计划的中介效应是否受到自我效能的调节作用。这是中介式调节和调节式中介的多层次混合统计模型。本文依K.J.Preacher等[18]提出的检验程序，采用结构方程技术进行中介效应检验、调节效应检验和调节式中介／中介式调节模型检验等3个步骤，对理论假定进行验证。其中前两步骤检验是后续多层次模型检验的前提，如果前两步中任何一项不成立，则表示模型不具有中介式调节效应或调节式中介效应。
本研究结果显示：锻炼计划在锻炼意向和锻炼行为关系中起着重要的中介作用，该结果已经在本同样本、不同情境中反复得到验证；在锻炼意向与锻炼行为的关系中，自我效能是一个重要的调节变量和中介变量。这些结果说明，尽管个体锻炼行为的发生发展是环境、个体、心理等多因素作用的过程，但从锻炼心理认知理论角度来说，自我效能和锻炼计划等自我调控因素对青少年的锻炼行为产生重要的预测作用，这一结果支持了这两者是将锻炼意向转化为锻炼行动非常有效的自我调控策略的观点[1，3-4]，为以后的锻炼干预研究提供了重要的理论依据。
本研究结果支持了有中介的调节效应假定。锻炼意向及自我效能对锻炼意向的调节效应均可通过锻炼计划预测锻炼行为；同时，自我效能可以直接或间接地通过锻炼计划预测青少年的锻炼行为。在此，自我效能和锻炼计划均起到了“桥梁”的中介作用，其中锻炼计划既体现了与自变量(锻炼意向、自我效能及两者交互作用)的关系，又反映了与因变量(锻炼行为)的关系。从检验过程和结果看，我们对锻炼行为的心理认知过程有了进一步的认识。自我效能是锻炼意向和锻炼行为关系中非常重要的中介变量，并且它的调节作用及其与锻炼计划的关系说明，自我效能促进了锻炼意向对锻炼计划和锻炼行为的预测作用，充分表达了自我效能对锻炼意向与锻炼计划关系的调节特点和作用轨迹。个体的锻炼意向可直接通过自我效能信念或借助意向与自我效能的交互作用影响锻炼行为实现，且影响具体锻炼计划的认知建构，即自我效能的调节作用在一定程度上通过锻炼计划的中介作用促成锻炼行动的实施。对于一个有明确锻炼意向的个体来说，当自我效能强烈时，他不仅能够直接作用于锻炼行动的施行，而且能够有效激化个体对外部环境的观察和行动方案的选择，推动锻炼计划的建立和实施，从而更加有效地将他们的锻炼意向转变成锻炼行动。对于那些缺乏自我效能的个体而言，即使有积极的锻炼意向，他们也不大可能设计或实施锻炼计划，其结果是削弱锻炼计划的中介效应，直接或间接降低锻炼意向对锻炼行为的预测效力；因此，这种在个体与外界环境发生连续信息交换过程中形成并不断深化的锻炼计划，是以一定的自我效能感水平为基础的。
本研究结果验证了锻炼意向对青少年锻炼行为的影响有中介的调节效应，但有调节中介效应的假定未得到证实。先前研究认为，自我效能在锻炼计划与锻炼行为关系中起着调节的中介效应[15，24]。这种分歧可能源于自我效能操作定义的不一致。A.Bandura认为，在行动采纳、引发和维持各阶段，自我效能感的概念和作用有所区别，随新信息的获得而发生变化[7]。 A.Luszczynska等[25]将之分别定义为任务／行动自我效能、应对／维持自我效能和恢复自我效能。先前研究中分别采用障碍自我效能量表[26]、维持自我效能量表[15，24]测量被试的自我效能感知，这实则反映锻炼行动发起和锻炼维持过程中自我效能感知，因此，这一感知更可能调节锻炼计划对锻炼行为的影响。在本研究中，自我效能感的测量采用任务自我效能量表。任务自我效能表达的是个体制订锻炼计划、采取行动的信心感知，而非锻炼计划执行或维持行动时，面对困难投入努力和坚持的程度。从操作概念上说，任务自我效能更可能在锻炼意向和锻炼行为的关系中起调节作用，而不是调节锻炼计划和锻炼行为的关系，这可能是调节式中介模型假定未得到验证支持的主要原因。综合本研究和先前相关研究结果分析，中介式调节模式或调节式中介模式的检验应考虑自我效能概念的确切指向。
本研究通过中介调节模型分析，揭示了锻炼意向、自我效能、锻炼计划对青少年锻炼行为的影响过程和模式，对青少年锻炼行为促进的干预措施具有较好的实证价值。激发青少年锻炼动机是提高他们锻炼水平的前提因素[1，3]，但要将他们的动机有效转变成锻炼行动，就必须充分关注锻炼计划和自我效能等心理因素在其间的作用关系。在教育干预实践中，应对青少年学生进行更有针对性的管理与激励。我们不仅要通过教育、媒介、环境等手段提升青少年参与锻炼的动机，还应根据他们在学习生活中遇到的具体问题和需要，帮助他们制订一份适合自己实情的锻炼计划，并教导他们面对锻炼选择困境时如何树立锻炼的信心，掌握应对技能克服锻炼行动各阶段出现的各种阻碍的能力，即动机激发、计划制订和行动控制应与他们的锻炼效能感水平相一致。
4 结束语
自我效能、意向、计划等心理变量对锻炼行为转变的预测效应已得到大量实证研究的支持。分析这些变量的关系及交互影响，有助于深入理解锻炼行为转变过程的机制，为锻炼促进干预提供理论支持。本研究以此为出发点，通过一系列模型探讨这些变量与锻炼行为的关系。研究发现，锻炼计划、自我效能在锻炼意向和锻炼行为关系中起中介作用，锻炼计划的形成及其中介效应的实现受到自我效能的调节。