大学生自我效能感与体育锻炼的关系：有调节的中介效应分析

The Correlation between College Students’ Self-Efficacy and the Physical Activity: Moderated Mediating Effect Analysis

摘要: 目的：本研究考察成就动机在自我效能感与体育锻炼间的中介作用，以及负面情绪的调节作用，并进一步探索如何利用心理学知识促进大学生主动加强体育锻炼。方法：选取389名大学生作为被试，使用成就动机量表、体育活动等级量表、一般自我效能感量表、抑郁–焦虑–压力自评量表进行调查。以Harman单因素检验进行共同方法偏差的检验，发现本研究不存在严重的共同方法偏差。结果：(1) 自我效能感与锻炼强度和时长的相关性显著(p < 0.001, r₁ = 0.22, r₂ = 0.31)，与锻炼频率的相关性不显著(p > 0.05)；(2) 成就动机在自我效能感与锻炼时长之间起完全中介作用；(3) 负面情绪在成就动机的中介路径的前半段起到调节作用。结论：自我效能感通过成就动机预测大学生锻炼时长，负面情绪调节了自我效能感与锻炼时长的关系。

Abstract: Objective: This study inspects the mediating contribution of achievement motivation in the correlation between the sense of self-efficacy and the physical activity, as well as the moderating impact of negative emotions, exploring how to use psychology knowledge to promote college students to actively strengthen physical exercise. Methods: A total of 389 college students were selected as subjects. We used the Achievement Motive Scale, Physical Activity Rating Scale-3, the Depression-Anxiety-Stress Scale and General Self-Efficacy Scale. Harman single factor test was used to test the common method bias, and it was found that there was no serious common method bias in this study. Results: (1) Self-efficacy was significantly positively correlated with exercise intensity and duration (p < 0.001, r₁ = 0.22, r₂ = 0.314) and there was no significant correlation with exercise frequency (p > 0.05). (2) Achievement motivation plays a complete mediating role between self-efficacy and the physical activity on duration. (3) Passive emotion has a moderating impact in the first half of the mediating path of achievement motivation. Conclusion: Self-efficacy predicted the time of physical exercise through achievement motivation, and negative emotions regulated the relationship between self-efficacy and the time of physical exercise.

1. 引言

自我效能感(Self-efficacy)：指个体在某一任务或行为上，评估自己是否能完成的可能性。Bandura提出自我效能感理论，并且他认为个体自我效能感影响个体行为动机(Bandura, 1977)，这种动机最终将影响个体行动的落实，这一理论得到研究支撑，如锻炼自我效能高的大学生，更可能积极参与体育锻炼(于可红，卢依娟，吴一卓，2021)。这一关系模式也符合认知行为疗法中的“认知三角”模型，即可以通过改变个体对自我的不良认知，从而激发行动的可能，认知行为疗法的理念也在实践中得到检验(佟歌，2015)。所以无论是从理论上还是实践中，我们发现：自我效能感与体育锻炼关系密切，自我效能感在一定程度上可以预测体育锻炼行为。那么更进一步地，什么因素会影响个体自我效能感的水平？这关系到更好地发挥个体的自我效能感，值得进行深入探究。

成就动机(Achievement motivation)：追求成功的趋向和避免失败的趋向二者相互作用、影响下形成个体总的成就动机(Atkinson, 1964)。王茹新，胡瑜的研究发现，追求成功的动机能正向预测大学生的锻炼行为，避免失败的动机相反(王茹新，胡瑜，2015)。国外该方面研究对象多为学生或患有某一疾病的患者。Sali等人发现，学生的自我效能感与成就，以及他们的动机和成就之间存在正相关关系(Hammad et al., 2020)；NamSin和MiHwa发现，社会支持和身体活动之间的正相关关系部分是由较高水平的自我效能和自主动机来解释的，以及要促进CAD患者的身体活动，第一步应该是建立自我效能感(Han & Won, 2022)。综上，本研究假设成就动机在自我效能感和体育锻炼之间起中介作用。

负性情绪：是一种主观体验，个体处于低落以及不愉快情绪(陈作松，徐霞，2015)。新冠疫情影响下，大学生的情绪健康问题更加值得关注。董晗钰，周洁等人研究发现：新冠疫情期间大学生总体自评健康状况良好，但是负性情绪较高，且普遍缺乏体育锻炼(董晗钰，周洁，刘柱等，2023)。根据袁文萍，马磊等人的研究结果，消极情绪不仅直接影响在生活方面的满意度，还会通过影响自我效能感、自尊及自我效能感、自尊等方式，间接地使个体的生活满意度发生变化(袁文萍，马磊，2020)。因此，本研究假设负面情绪在自我效能感和成就动机中起调节作用。

综上所述，本研究以大学生为研究对象，探索自我效能感影响体育锻炼的机制，构建并验证一个有调节的中介模型，见图1。

Figure 1. Relationship between self-efficacy and physical exercise: moderated mediating role model

图1. 自我效能感与体育锻炼的关系：有调节的中介作用模型

2. 对象与方法

被试采用随机抽样对大学生进行问卷调查，共回收问卷450份，剔除填写时间低于四分钟和未通过测谎题的问卷61份，得到有效问卷389份，问卷有效率为86.40%。被试年龄的均值为21.10，标准差为1.76。其中男生216人(占52.9%)，女生173人(占47.1%)；大一46人(占11.8%)，大二107人(占27.5%)，大三100人(占25.7%)，大四129人(占33.2%)，大五7人(占1.8%)；城市人口259人(占66.6%)，农村人口130人(占33.4%)。

3. 工具

1) 成就动机量表挪威心理学家Nygrd和Gjesme编制，中文版由叶仁敏和挪威Hagtvet合作翻译、编制。该量表有三十个项目，每个项目得分为1~4分，从“完全不符合”到“完全符合”，量表总分是个体追求成功倾向的分数减去避免失败倾向的分数。该量表的分半信度0.77，效度0.58，内部一致性系数0.68 (叶仁敏, 1992)。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.66。

2) 体育活动等级量表包含锻炼强度、时长、频率三方面。持续时间以0~4的等级计分。频率和强度以1~5的等级计分；个体体育锻炼量 = 锻炼强度等级 × 锻炼频率等级 × 锻炼时长等级。该量表的重测信度：0.82 (陈善平，潘秀刚，张平等，2008)。在本次研究中，该量表的Cronbach’s α为0.54。

3) 一般自我效能感量表总计10个项目，采用李克特4点计分，从“完全不正确”到“完全正确”对应数字1~4，总分等于各项目之和。王才康等人研究证明其中文版具有良好信效度：内部一致性系数0.87，10个项目和总分的相关均高于0.60 (王才康，胡中锋，刘勇，2001)。本研究中，该量表的Cronbach’s α为0.93。

4) 抑郁–焦虑–压力自评量表Lovibond等人编制，用于界定、区分抑郁、焦虑和压力等常见的情绪障碍，辅助临床诊断，还能作为快速、精确的筛选被试的手段。DASS-21是简单版的DASS，保留原量表三个维度，并分别保留7个项目(Lovibond & Lovibond, 1995)。本研究中，该量表的Cronbach’s α为0.96。

统计方法使用SPSS 26.0进行数据分析。计数数据采用例数和百分率表示，正态分布计量数据以$\overline{x}\pm s$ 表示。相关分析，采用Pearson法。用SPSS软件的插件Process计算有调节的中介效应模型，计算前对数据进行标准化。采用Bootstrap法(抽5000次)得到的95%置信区间对直接效应、中介效应、调节效应进行显著性检验，检验水准为α = 0.05。

4. 结果

共同方法偏差检验数据收集整理后，采用Harman单因素检验进行共同方法偏差的检验，未旋转的探索性因子分析结果提取出特征根大于1的因子共10个，最大因子方差解释率为33.07% (小于40%)，因此，本研究不存在严重的共同方法偏差。

相关分析由表1可知，自我效能感与锻炼强度和锻炼时间的相关性显著(p < 0.01, r₁ =0.22, r₂ = 0.31)；与锻炼频率的相关性不显著(p > 0.05)；自我效能感、成就动机显著正相关(p < 0.01, r = 0.68)，属于中等程度的相关；成就动机与锻炼强度和锻炼时长的相关性显著(p < 0.01, r₁ = 0.29, r₂ = 0.40)，成就动机与锻炼时长的相关性更高；而成就动机与锻炼频率的相关性不显著(p > 0.05)。

Table 1. Correlation analysis of each variable

表1. 各变量相关分析

	自我效能感	成就动机	锻炼强度	锻炼时长	锻炼频率
自我效能感	1
成就动机	0.68^**	1
锻炼强度	0.22^**	0.29^**	1
锻炼时长	0.31^**	0.40^**	0.63^**	1
锻炼频率	−0.02	−0.02	0.10	0.17^**	1

自我效能感与大学生体育锻炼的关系：有调节的中介模型检验只有锻炼时长与自我效能感和成就动机具有中等程度的相关且显著，因此选择锻炼时长进行中介效应检验。

Table 2. Moderated mediation model tests

表2. 有调节的中介模型检验

回归方程(N = 389)		拟合指标		系数显著性
结果变量	预测变量	R^2	F	β	t
成就动机		0.55	77.56^**
	自我效能感			0.46	10.55^**
	负面情绪			−0.34	−7.45^**
	自我效能感 × 负面情绪			−0.26	−6.25^**
	性别			−0.24	−3.20^**
	专业			0.10	1.33
	生源			−0.14	−1.79
锻炼时长		0.18	16.94
	自我效能感			0.06	1.00
	成就动机			0.32	5.09^**
	性别			−0.23	−2.32
	专业			−0.10	−1.03
	生源			−0.06	−0.63

Table 3. Breakdown table of total effect, direct effect and intermediate effect

表3. 总效应、直接效应及中介效应分解表

	效应值	Boot标准误	Boot CI下限	Boot CI上限	相对效应值
总效应	0.27	0.05	0.17	0.37
直接效应	0.06	0.06	−0.06	0.19	23.31%
成就动机的中介效应	0.21	0.05	0.12	0.30	76.69%

Table 4. Mediating effects at different levels of negative emotion

表4. 在负面情绪的不同水平上的中介效应

	指标	效应值	Boot标准误	Boot CI下限	Boot CI上限
有调节的中介效应	−0.89 (M − 1SD)	0.22	0.05	0.13	0.32
	0 (M)	0.15	0.03	0.08	0.22
	1 (M + 1SD)	0.07	0.03	0.01	0.13
有调节的中介效应对比	eff2 − eff1	−0.08	0.02	−0.12	−0.04
	eff3 − eff1	−0.16	0.05	−0.26	−0.08
	eff3 − eff2	−0.08	0.02	−0.14	−0.04

注：eff1= M − 1SD，eff2 = M，eff3 = M + 1SD。

根据温忠麟和叶宝娟提出的有调节的中介模型检验程序(温忠麟，叶宝娟，2014)，选用SPSS宏中的Model 7 (Hayes编制)，控制性别、专业、地区等变量，检验有调节的中介模型(Hayes, 2015)。分析结果(见表2、表3、表4)：自我效能感对大学生锻炼时长的预测作用不显著(β = 0.06, t =1.00, p > 0.01)。自我效能感对成就动机的预测作用显著(β = 0. 46, t = 10.55, p < 0.01)。此外，检验自我效能感直接效应的指标Boot-strap 95%置信区间上、下限范围包含零点；检验成就动机中介效应的指标Boot-strap 95%置信区间上、下限范围不包含零点。所以大学生的自我效能感不能直接影响其锻炼时长，但是能以成就动机影响锻炼时长，是完全中介作用。中介模型中的直接效应(0.06)和中介效应(0.21)分别占总效应的23.31%、76.69%。

Figure 2. The moderating effect of negative emotions on the relationship between self-efficacy and achievement motivation

图2. 负面情绪在自我效能感与成就动机之间关系中的调节作用

负面情绪作为调节变量，自我效能感与负面情绪的乘积项对成就动机的预测作用显著(β = −0.26, t = −6.25, p < 0.01)，说明负面情绪能够在自我效能感对成就动机的直接预测中起调节作用。图2是关于负面情绪调节作用的简单斜率图，负面情绪水平较低的被试，他们的自我效能感水平对成就动机具有正向预测作用(simple slope = 0.69, t = 14.54, p < 0.001)；而负面情绪水平较高的被试，其自我效能感的正向预测作用很小(simple slope = 0.2, t = 2.92, p < 0.01)。此外，在负面情绪的三个水平上，随着负面情绪水平的提高，成就动机在自我效能感与锻炼强度关系中的中介效应呈降低趋势(最终模型的数据结果见图3)。

Figure 3. Mediated effect model with adjustment

图3. 有调节的中介效应模型

5. 讨论

研究结果表明，提升自我效能感有助于增强成就动机，从而加大学生在体育锻炼强度和时长方面的投入。这可能是因为自我效能感的来源之一是关于某一方面的成功经验(康江辉，付志铭，黄志剑，2021)。杨尚剑发现，青少年自我效能感对体育锻炼的影响程度主要与同伴及学校的支持度有关，支持度越高，学生主动、坚持参与体育活动的意愿更强。这既符合当下各大高校推行阳光运动项目的趋势，也提示在阳光运动项目中要注重发挥同伴作用，同伴之间的陪伴、相互鼓励等支持资源具有重要影响(杨尚剑，2016)。

根据于可红等人的研究，在大学生中，锻炼自我效能对锻炼行为的影响是正向的(于可红，卢依娟，吴一卓，2021)，而数据结果不同于以往研究的是：尽管自我效能感和成就动机与锻炼强度和锻炼时间两两相关，但是本研究所构建的有调节的中介模型中，自我效能感对锻炼时长的直接效应不显著，表明存在完全中介作用。这说明自我效能感对体育锻炼作用并不以直接的方式产生，而是通过成就动机间接地发挥作用。这提示，要想坚持锻炼，不能只靠自我效能感，也需要激发自身的成就动机，才能有助于增加体育锻炼的强度和时长，在体育锻炼中不断增强身体素质，从而提升自我效能感、体验成就感，然后继续投身于体育锻炼，形成良性循环。薛涛以垫球入筐游戏激发学生成就动机进行研究，发现：在刚开始时降低游戏难度，成功的愉悦感便容易获得，从而激发学生投入到体育游戏中。当游戏难度逐渐增大，学生的失败次数增加，容易认为自己能力不足。在实验中，对照班与实验班在垫球入筐成绩上存在显著性差异(t = 3.25, p < 0.05) (薛涛，2020)。在教学过程中，要帮助学生树立适当的目标，增加正反馈，培养学生的自我效能感，倾向于肯定自己的能力，而不是妄自菲薄。

数据分析结果显示：负面情绪对“自我效能感–成就动机–体育锻炼(时长)”这一中介链条起调节作用。同时，随着负面情绪水平的提高，成就动机在自我效能感与锻炼时长关系中的中介效应呈降低趋势。具体而言，与高负面情绪个体相比，成就动机对体育锻炼的中介作用对低负面情绪个体更强，说明负面情绪越强，大学生的成就动机越容易受到挫折，从而导致体育活动减少。除此之外，负面情绪过大时，大学生的自我效能感也会降低，导致对自己的负性评价增加，相应地削弱对成就感的体验。本研究以负面情绪揭示个体差异的存在原因，回答了成就动机的中介作用在何种条件下效应更强的问题。

当负面情绪的发生较为严重且频繁时，大学生应该及时寻求专业的心理服务。曲立新应用正念减压法护理抑郁症患者。最终，实验组的消极情绪与自我效能感指标均优于对照组患者，差异均具有统计学意义(p < 0.05)，说明正念减压法具有降低负面情绪，提高自我效能感水平的功效(曲立新，2021)。

本研究也存在一些不足，希望未来的研究中可以改进。首先，本研究采用的是横断研究设计，该设计的研究结果不能以因果推论，未来可以考虑通过纵向设计或者实验研究来操纵变量探索自我效能感和体育锻炼的关系。其次，本研究选取的被试均为大学生，未来也可以考虑扩大研究对象的范围，深化自我效能感与体育锻炼之间关系的研究。

6. 结论

本研究旨在探索在校大学生的自我效能感与体育锻炼之间的关系。发现：在校大学生自我效能感的性别差异显著(p < 0.01)；在校大学生成就动机的性别差异显著(p < 0.01)，男生的成就动机比女生强烈；在校大学生体育锻炼量的性别差异显著(p < 0.01)。以锻炼时长作为因变量，在自我效能感对体育锻炼的有调节的中介模型中，中介效应显著，而自我效能感对体育锻炼的直接效应不显著，说明存在完全中介；以锻炼时长作为因变量，在自我效能感对体育锻炼的有调节的中介模型中，负面情绪的调节效应显著，在负面情绪的三个得分水平上，随着负面情绪水平得分的提高，成就动机的中介作用呈降低趋势。综上，在校大学生的自我效能感与锻炼时长的关系中，负面情绪对自我效能感和成就动机有调节作用，成就动机在自我效能感和锻炼时长中起完全中介作用，提示我们在鼓励大学生参与体育锻炼的过程中，要关注大学生的情绪状态以及注重激发大学生的成就动机。

附 录

基本信息性别(男、女)、年龄、专业(医学类或非医学类)、年级(大一至大五)、生源地(城市、农村)。

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

题项	完全不正确	有点正确	多数正确	完全正确
1. 如果我尽力去做的话，我总是能够解决问题的	1	2	3	4
2. 即使别人反对我，我仍有办法取得我所要的	1	2	3	4
3. 对我来说，坚持理想和达成目标是轻而易举的	1	2	3	4
4. 我自信能有效地应付任何突如其来的事情	1	2	3	4
5. 以我的才智，我定能应付意料之外的情况	1	2	3	4
6. 如果我付出必要的努力，我一定能解决大多数的难题	1	2	3	4
7. 我能冷静地面对困难，因为我可信赖自己处理问题的能力	1	2	3	4
8. 面对一个难题时，我通常能找到几个解决方法	1	2	3	4
9. 有麻烦的时候，我通常能想到一些应付的方法	1	2	3	4
10. 无论什么事在我身上发生，我都能够应付自如	1	2	3	4

成就动机量表(The Achievement Motive Scale, AMS)

题项	完全不符合	比较不符合	比较符合	完全符合
1. 我喜欢新奇的、有困难的任务，甚至不惜冒风险	1	2	3	4
2. 我讨厌在完全不能确定会不会失败的情境中工作	1	2	3	4
3. 我在完成有困难的任务时，感到快乐	1	2	3	4
4. 在结果不明的情况下，我担心失败	1	2	3	4
5. 我会被那些能了解自己有多大才智的工作所吸引	1	2	3	4
6. 在完成我认为是困难的任务时，我担心失败	1	2	3	4
7. 我喜欢尽了最大努力能完成的工作	1	2	3	4
8. 一想到要去做那些新奇的、有困难的工作，我就感到不安	1	2	3	4
9. 我喜欢对我没有把握解决的问题坚持不懈地努力	1	2	3	4
10. 我不喜欢那些测量我能力的场面	1	2	3	4
11. 对于困难的任务，即使没有什么意义，我也很容易卷进去	1	2	3	4
12. 我对那些没有把握能胜任的工作感到忧虑	1	2	3	4
13. 面对能测量我能力的机会，我感到是一种鞭策和挑战	1	2	3	4
14. 我不喜欢做我不知道能否完成的事，即使别人不知道也一样	1	2	3	4
15. 我会被有困难的任务所吸引	1	2	3	4
16. 在那些测量我能力的情境中，我感到不安	1	2	3	4
17. 对于那些我不能确定是否能成功的工作，最能吸引我	1	2	3	4
18. 对需要有特定机会才能解决的事，我会害怕失败	1	2	3	4

续表

19. 给我的任务即使有充裕的时间，我也喜欢立即开始工作	1	2	3	4
20. 那些看起来相当困难的事，我做时很担心	1	2	3	4
21. 能够测量我能力的机会，对我是有吸引力的	1	2	3	4
22. 我不喜欢在不熟悉的环境下工作，即使无人知道也一样	1	2	3	4
23. 面临我没有把握克服的难题时，我会非常兴奋、快乐	1	2	3	4
24. 如果有困难的工作要做，我希望不要分配给我	1	2	3	4
25. 如果有些事不能立刻理解，我会很快对它产生兴趣	1	2	3	4
26. 我不希望做那些要发挥我能力的工作	1	2	3	4
27. 对我来说，重要的是做有困难的事，即使无人知道也无关重要	1	2	3	4
28. 我不喜欢做那些我不知道我能否胜任的事	1	2	3	4
29. 我希望把有困难的工作分配给我	1	2	3	4
30. 当我遇到我不能立即弄懂的问题，我会焦虑不安	1	2	3	4

体育活动等级量表(Physical Activity Rating Scale-3)

题项	选项1	选项2	选项3	选项4	选项5
1、您进行体育锻炼的强度怎样？	轻微运动(如散步、做广播体操、打门球等)	小强度的不太紧张的运动(如消遣娱乐性的打排球、乒乓球、慢跑、打太极拳等)	中等强度的较激烈持久的运动(如骑自行车、跑步、打乒乓球等)	呼吸急促、出汗很多的大强度的，但不持久的运动(如打羽毛球、篮球、网球、足球等)	呼吸急促，出汗很多的大强度的持久的运动(如赛跑、成套健美操练习、游泳等)
2、您在进行上述强度体育活动时，一次多少分钟？	10分钟以下	11至20分钟	21至30分钟	31至59分钟	60分钟以上
3、您一个月进行几次上述体育活动？	一个月1次以下	每周3至5次	一个月2至3次	大约每天1次	每周1到2次
4、您喜欢什么项目的体育锻炼？	散步、跑步	旅游、郊游	体育舞蹈	球类	⑤跳绳⑥太极拳、养生术⑦健身器活动⑧游泳⑨其他

抑郁–焦虑–压力自评量表(The Depression Anxiety Stress Scale, DASS-21)

题项	完全不符合	有些符合	很符合	非常符合
1. 我很难平静下来	1	2	3	4
2. 我很容易口干	1	2	3	4
3. 我完全体验不到任何积极正面的情感	1	2	3	4
4. 我感到呼吸困难(呼吸过快，在没有进行运动的情况下呼吸急促)	1	2	3	4

续表

5. 我很难主动自发地做事	1	2	3	4
6. 我有过度反应的倾向	1	2	3	4
7. 我有发抖的现象(例如，手)	1	2	3	4
8. 我很容易焦虑	1	2	3	4
9. 我担心我会因为恐慌而出丑	1	2	3	4
10. 我没有任何值得期待的事情	1	2	3	4
11. 我发觉自己容易被激怒	1	2	3	4
12. 我很难放松	1	2	3	4
13. 我感到忧虑	1	2	3	4
14. 我无法容忍任何使我分心的事物	1	2	3	4
15. 我觉得自己近乎恐慌	1	2	3	4
16. 我对任何事情都不能产生热情	1	2	3	4
17. 我觉得自己很没用	1	2	3	4
18. 我很暴躁易怒	1	2	3	4
19. 我可以在没有进行运动的情况下感受到心跳(心跳无故加速、心律不整)	1	2	3	4
20. 我无故感到恐惧	1	2	3	4
21. 我觉得我的生命没有意义	1	2	3	4