嚴(yán)昌亮

(首爾國(guó)立大學(xué) 體育學(xué)院，韓國(guó) 首爾 08826)

1 前言

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，社會(huì)的進(jìn)步，健康衛(wèi)生成為全世界共同關(guān)注的問(wèn)題。越來(lái)越多的人開(kāi)始重視體育鍛煉，而體育鍛煉為身心健康帶來(lái)的積極效益已成為人們的普遍認(rèn)知。我國(guó)從1995年開(kāi)始提出《全民健身計(jì)劃綱要》[1]，在這個(gè)基礎(chǔ)上，國(guó)務(wù)院先后于2001年8月、2011年3月和2016年6月頒布了《全民健身計(jì)劃綱要(2001-2010年)》《全民健身計(jì)劃(2011-2015年)》和《全民健身計(jì)劃(2016-2020年)》三個(gè)連續(xù)性的文件(引文略)，以保證全民健身工作的持續(xù)不斷地開(kāi)展，這極大地推動(dòng)了我國(guó)體育事業(yè)的發(fā)展，人們的體育鍛煉意識(shí)也因此得到了加強(qiáng)。然而，在實(shí)踐中不難發(fā)現(xiàn)，仍有很多人不參與體育鍛煉，或者出現(xiàn)中途退出的狀況[2-4]。要使體育鍛煉對(duì)個(gè)體產(chǎn)生并維持良好的身心效益，必須通過(guò)有規(guī)律、持續(xù)性的參與才能實(shí)現(xiàn)。

隨著鍛煉心理學(xué)的興起，有關(guān)鍛煉堅(jiān)持性的問(wèn)題已成為該領(lǐng)域的前沿課題，通過(guò)大量的研究發(fā)現(xiàn)，鍛煉堅(jiān)持性的影響因素包括內(nèi)部/個(gè)人因素，外部/環(huán)境因素以及體育活動(dòng)自身因素[5-6]。另外，內(nèi)部動(dòng)機(jī)、凝聚力、自我效能和社會(huì)體格焦慮等因素也會(huì)影響鍛煉堅(jiān)持行為[7]。上述文獻(xiàn)就鍛煉堅(jiān)持性的問(wèn)題做出了理論貢獻(xiàn)，然而，根據(jù)我國(guó)體育鍛煉現(xiàn)狀來(lái)看，在“應(yīng)試教育”體系下的體育教學(xué)，雖暫緩了體育鍛煉參與不足的現(xiàn)狀，但“脫離”了學(xué)校的常規(guī)體育課程以后，自主參與體育鍛煉的動(dòng)力明顯下降[8]。因此，人們對(duì)于體育鍛煉的認(rèn)知無(wú)法直接預(yù)測(cè)其鍛煉堅(jiān)持行為[9]。對(duì)于這種“知而不行”的狀況，有必要進(jìn)一步探討人們參與體育鍛煉和堅(jiān)持的問(wèn)題。計(jì)劃行為理論認(rèn)為，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制決定行為意向，而行為意向是實(shí)際行為的最佳預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)[10]，基于階段變化理論的元分析發(fā)現(xiàn)，參與者的體育鍛煉行為最大的轉(zhuǎn)變發(fā)生在無(wú)意向階段和開(kāi)始思考參與階段之間[11]。另外，鍛煉意向和鍛煉堅(jiān)持意向的之間還是存在本質(zhì)上的區(qū)別[12]，其受到的影響因素也有差[13]，本研究主要探討有關(guān)鍛煉堅(jiān)持意向的問(wèn)題，并考察其影響因素。

基于理論背景和前期研究結(jié)果，本研究以中國(guó)朝鮮族足球運(yùn)動(dòng)參與者為被試，生活滿(mǎn)意度作為中介變量，來(lái)探討社區(qū)感與鍛煉堅(jiān)持意向的影響及作用機(jī)制。

2 研究方法

2.1 調(diào)查對(duì)象

以延邊朝鮮族自治州足球運(yùn)動(dòng)參與者為被試，年齡分布為16歲-50歲之間(24.81±7.11)，被試者均為業(yè)余足球俱樂(lè)部成員或民間業(yè)余球隊(duì)構(gòu)成。共發(fā)放350份問(wèn)卷，剔除無(wú)效問(wèn)卷43份，最終獲得307份有效問(wèn)卷。

2.2 測(cè)量

2.2.1 社區(qū)感量表(SCI)

社區(qū)作為居民生活起居的地方，必然會(huì)有該地區(qū)特有的“文化”屬性，考慮到中國(guó)朝鮮族是跨境民族，其文化也獨(dú)具二重性特點(diǎn)[14]，因此本研究采用了由韓國(guó)學(xué)者Kim(1998)[15]在McMillian和Chavis(1986)開(kāi)發(fā)的量表的基礎(chǔ)上，將其本土化的社區(qū)感指數(shù)量表。本研究中將韓文版量表進(jìn)行了校對(duì)翻譯，翻譯組由兩名體育學(xué)博士和一名韓語(yǔ)教育學(xué)博士組成。該量表由4因子12題項(xiàng)組成：成員資格、影響力、需求的整合與滿(mǎn)足、共同的情感聯(lián)結(jié)。采用李克特五級(jí)評(píng)分方法，1-5分別代表“完全不符合”到“完全符合”。得分越高說(shuō)明社區(qū)感水平越高。量表4因子的內(nèi)部一致性檢驗(yàn)結(jié)果Cronbach'sα系數(shù)各為0.776、0.760、0.694、0.793。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度(N=307,X2=145.425,df=48，CFI=.946, TLI=.926,RMSEA=.081,RMR=.053)。

2.2.2 生活滿(mǎn)意度(SWLS)

該量表由Diener，Emmons和Larsen等人(1985)[16]編制，為評(píng)價(jià)一般人生活滿(mǎn)意度而開(kāi)發(fā)，由單一因子5題項(xiàng)組成。采用李克特五級(jí)評(píng)分方法，1-5分別代表“完全不符合”到“完全符合”。得分越高說(shuō)明生活滿(mǎn)意度水平就越高。該量表是被廣泛應(yīng)用于生活滿(mǎn)意度的測(cè)量，國(guó)內(nèi)有研究顯示，其量表的Cronbach'sα系數(shù)高于0.80[17]，而本研究的內(nèi)部一致性檢驗(yàn)結(jié)果Cronbach'sα系數(shù)為0.839。

2.2.3 鍛煉堅(jiān)持意向

該量表是由McAuley(1993)和Wilson，Rodgers(2004)[18]為測(cè)量行為意圖而編制，本研究在此基礎(chǔ)上加于修改和編制(如即使有重要的事情，我也會(huì)堅(jiān)持參加足球運(yùn)動(dòng)；即使時(shí)間不夠充足，我也有堅(jiān)持參加足球運(yùn)動(dòng)的自信等)，量表由單一因子3題項(xiàng)來(lái)組成。采用李克特五級(jí)評(píng)分方法，1-5分別代表“完全不符合”到“完全符合”。得分越高說(shuō)明鍛煉堅(jiān)持意向就越高。量表的內(nèi)部一致性檢驗(yàn)結(jié)果Cronbach's α系數(shù)為0. 849。

2.3 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用程序控制和Harman單因素檢驗(yàn)考察共同方法偏差。問(wèn)卷引導(dǎo)語(yǔ)中保證“調(diào)查僅為學(xué)術(shù)研究”，強(qiáng)調(diào)了保密性、匿名性；施測(cè)形式采用現(xiàn)場(chǎng)答疑、當(dāng)場(chǎng)回收。Harman單因子檢驗(yàn)結(jié)果顯示，特征根值大于1的共有3個(gè)，且第一個(gè)因子的解釋變異率為29.24%，小于臨界值40%，表明測(cè)量的共同方法偏差可以接受[19]，在研究中沒(méi)有造成嚴(yán)重問(wèn)題。

2.4 數(shù)據(jù)分析

首先對(duì)測(cè)量工具進(jìn)行了信度分析(reliability test)和驗(yàn)證性因子分析(confirmatory factor analysis: CFA)。其次對(duì)量表進(jìn)行了共同方法偏差檢驗(yàn)、正態(tài)性檢驗(yàn)、相關(guān)性檢驗(yàn)和多重共線性檢驗(yàn)。最后采用了建立結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)，并對(duì)其進(jìn)行模型評(píng)價(jià)。運(yùn)用bootstrap方法對(duì)中介效應(yīng)值進(jìn)行檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)處理采用SPSS23.0和AMOS25.0統(tǒng)計(jì)軟件。

3 結(jié)果

3.1 量表的正態(tài)性檢驗(yàn)和Pearson相關(guān)系數(shù)以及多重共線性檢驗(yàn)

由表1可見(jiàn)，正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果，各變量的偏度和峰度均未超過(guò)±2，可以判斷各變量服從正態(tài)分布。Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果，各變量的相關(guān)系數(shù)在0.283～0.744之間，均小于0.80，自變量的VIF值均小于閾值3.33[20]，因此排除變量之間可能存在的多重共線性(Multicollinearity)問(wèn)題。

表1 量表的描述性統(tǒng)計(jì)分析與相關(guān)性分析以及多重共線性檢驗(yàn)

注：**P<.01, M表示平均、SD表示標(biāo)準(zhǔn)差;a：成員資格;b：影響力;c：需求的整合與滿(mǎn)足;d：共同的情感聯(lián)結(jié);y：生活滿(mǎn)意度;x：鍛煉堅(jiān)持意向。

3.2 測(cè)量模型檢驗(yàn)

首先，建立結(jié)構(gòu)方程模型1(圖省略)，社區(qū)感為自變量，生活滿(mǎn)意度為中介變量，鍛煉堅(jiān)持意向?yàn)橐蜃兞?。用Amos 25對(duì)該模型進(jìn)行檢驗(yàn)，模型評(píng)估采用極大似然估計(jì)法(Maximum likelihood，ML) 對(duì)結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行評(píng)估，其結(jié)果無(wú)法滿(mǎn)足擬合標(biāo)準(zhǔn)見(jiàn)表2。通過(guò)修正指標(biāo)(Modification indices，MI)對(duì)模型進(jìn)行了修正，其中e8?e9的MI值最大(45.289)，因此將這兩個(gè)變量建立了關(guān)系，如圖1。然后建立結(jié)構(gòu)方程模型2，采用極大似然估計(jì)法(Maximum likelihood，ML)對(duì)其進(jìn)行評(píng)估，其結(jié)果顯示模型2的擬合值數(shù)要優(yōu)于模型1，并且如表2顯示，模型2的擬合值數(shù)良好，該模型可以接受[21]。中介模型的路徑關(guān)系圖見(jiàn)圖1。

表2 中介模型擬合值數(shù)

3.3 生活滿(mǎn)意度的中介效果

本研究采用Bootstrap法，置信區(qū)間設(shè)為95%，對(duì)模型2進(jìn)行中介效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)，如表2所示。社區(qū)感對(duì)鍛煉堅(jiān)持意向的直接效應(yīng)為0.18，p大于0.05直接效果不顯著，而社區(qū)感通過(guò)生活滿(mǎn)意度影響鍛煉堅(jiān)持意向的中介效果為0.87×0.52=0.44，且Bias-corrected與percentile的95%的置信區(qū)間皆不包含0，P值小于0.05,表明社區(qū)感與鍛煉堅(jiān)持意向的關(guān)系中，生活滿(mǎn)意度具有中介效果。社區(qū)感對(duì)鍛煉堅(jiān)持意向的總效果為0.44+0.18=0.62，且Bias-corrected與percentile的95%置信區(qū)間皆不包含0，P值大于0.05,表明社區(qū)感對(duì)鍛煉堅(jiān)持意向的總效果顯著。由于社區(qū)感對(duì)鍛煉堅(jiān)持意向的直接效應(yīng)并不顯著，因此社區(qū)感與鍛煉堅(jiān)持意向的關(guān)系中，生活滿(mǎn)意度具有中介效果。

圖1 社區(qū)感、生活滿(mǎn)意度和鍛煉堅(jiān)持意向的關(guān)系模型圖

表3 中介效應(yīng)分析結(jié)果

4 討論

本研究通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查和數(shù)據(jù)分析，探討了中國(guó)朝鮮族足球運(yùn)動(dòng)參與者的社區(qū)感，生活滿(mǎn)意度，鍛煉堅(jiān)持意向之間的關(guān)系。研究結(jié)果顯示，社區(qū)感對(duì)生活滿(mǎn)意度，生活滿(mǎn)意度對(duì)鍛煉堅(jiān)持意向均產(chǎn)生直接影響并顯著，這與以往的研究結(jié)果一致，社區(qū)感的有效提高有利于提高居民的生活滿(mǎn)意度[22-23]，生活滿(mǎn)意度水平也可以正向預(yù)測(cè)鍛煉堅(jiān)持行為。但社區(qū)感對(duì)鍛煉堅(jiān)持意向的的直接效果并不顯著，該結(jié)果與Cosimo和Mannarini等人的社區(qū)感可以正向預(yù)測(cè)社區(qū)參與行為的觀點(diǎn)不一致[24]。有研究認(rèn)為，社區(qū)感作為參與行為的“啟動(dòng)器”,與諸多因素存在正相關(guān)，如政治參與、公民參與[25]。但隨著時(shí)代的變化，我國(guó)公民追求社會(huì)價(jià)值的目標(biāo)或者活動(dòng)更為“利益化”，這與為達(dá)到身心效應(yīng)為目的的體育鍛煉有所出入。另外，體育作為文化的一部分，體育參與意識(shí)或態(tài)度的形成取決于人們對(duì)體育活動(dòng)的情感、動(dòng)機(jī)、價(jià)值觀等多種因素的影響。而社區(qū)是指生活在某個(gè)區(qū)域、具有心理和精神的一群人組成的社會(huì)共同體[26]，社區(qū)形成的前提是集聚在某一地區(qū)的居民之間形成的共同的心理[27]。因此，對(duì)于朝鮮族居民而言，歷史經(jīng)歷和文化傳統(tǒng)對(duì)體育參與行為存在“隱蔽”的意識(shí)型態(tài)，無(wú)形之中影響著他們的心理趨向和思維定勢(shì)(Thinking Set)[28]。但本研究結(jié)果顯示朝鮮族足球運(yùn)動(dòng)參與者的社區(qū)感對(duì)鍛煉堅(jiān)持意向的解釋有限。根據(jù)社區(qū)感理論的需求模型與責(zé)任模型，前者強(qiáng)調(diào)社區(qū)對(duì)個(gè)體需求的滿(mǎn)足，而后者強(qiáng)調(diào)的是個(gè)體的理想、信念和價(jià)值觀是影響參與行為的主要因素。就討論該研究結(jié)果而言，鍛煉堅(jiān)持意向由社區(qū)感的哪個(gè)因素來(lái)支配，受到哪個(gè)因素的影響更大？到目前鮮有相關(guān)研究，研究者應(yīng)在今后的研究中更多地進(jìn)行實(shí)證研究，對(duì)其變量之間建立一個(gè)具有整合性的模型。

本研究的模型驗(yàn)證結(jié)果顯示，社區(qū)感可以通過(guò)提升生活滿(mǎn)意度來(lái)間接影響鍛煉堅(jiān)持意向，也就是說(shuō)，生活滿(mǎn)意度在該模型中具有中介效應(yīng)。這表明，對(duì)于中國(guó)朝鮮族足球運(yùn)動(dòng)參與者來(lái)說(shuō)，社區(qū)感的增加，會(huì)提升其生活滿(mǎn)意度水平，從而實(shí)現(xiàn)提升鍛煉堅(jiān)持意向的目的。對(duì)于生活在高節(jié)奏、高壓力下的城市居民而言，參與并堅(jiān)持體育鍛煉能很好地實(shí)現(xiàn)“time-out”效果[4]，擺脫繁忙的工作和家務(wù)，通過(guò)參與體育鍛煉來(lái)緩解精神壓力、培養(yǎng)鍛煉興趣、增強(qiáng)體魄。而持續(xù)性、規(guī)律性的身體活動(dòng)所帶來(lái)的積極體驗(yàn)則會(huì)反作用于居民，這將有助于提高和保持鍛煉堅(jiān)持行為。

此外，隨著積極心理學(xué)的興起，有關(guān)幸福的研究開(kāi)始被諸多學(xué)者關(guān)注，生活滿(mǎn)意度作為該領(lǐng)域的重要組成部分，是評(píng)價(jià)幸福的重要指標(biāo)[29]。而國(guó)內(nèi)的研究主要集中在生活滿(mǎn)意度的影響因素方面，因此有學(xué)者呼吁應(yīng)積極開(kāi)展生活滿(mǎn)意度的心理機(jī)制和干預(yù)性的研究[30]。對(duì)此，本研究對(duì)于生活滿(mǎn)意度的中介效應(yīng)的探討具有理論意義。

5 結(jié)語(yǔ)

本研究通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型考察了社區(qū)感、生活滿(mǎn)意度與鍛煉堅(jiān)持意向間的關(guān)系。其結(jié)果表明，我國(guó)朝鮮族足球運(yùn)動(dòng)參與者的社區(qū)感雖然無(wú)法直接預(yù)測(cè)鍛煉堅(jiān)持意向，但是可以通過(guò)提升參與者的生活滿(mǎn)意度來(lái)有效預(yù)測(cè)。生活滿(mǎn)意度鍛煉堅(jiān)持的影響因素已經(jīng)通過(guò)大量的實(shí)證研究被證實(shí)，但基于民族文化特性對(duì)其進(jìn)行的研究，至今尚未發(fā)現(xiàn)。在五千年的發(fā)展歷程中，豐富多彩的民族文化傳統(tǒng)是中華民族的重要特征。這種文化特征潛移默化地影響著人們的思維和意識(shí)、價(jià)值觀以及生活的方方面面。雖然本研究對(duì)于實(shí)證性的貢獻(xiàn)略顯不足，但具有一定的創(chuàng)新性和參考價(jià)值。