大學生體育鍛煉的推-拉-阻動機結構方程模型研究

簡美霞 歐文浩 簡志發 林長地

摘 要：從推拉理論的視角深入分析大學生體育鍛煉參與動機與需求規律，基于文獻綜述編制大學生參與體育鍛煉的推-拉-阻量表;采用分層隨機抽樣對福州大學城5所高校的908名大學生進行了問卷調查，建立結構方程模型并對其進行實證探討。研究結果表明：（1）大學生體育鍛煉參與動機的推力包含“健身健美”“社交與學習”;拉力包含“舒壓放松”“鍛煉特質與服務”和“外部效應”;阻力包含“個人阻礙”和“設施與能力阻礙”。（2）兩個推力動機公因子和拉力動機中的“鍛煉特質與服務”“外部效應”與體育鍛煉行為之間有顯著的正向關聯性，阻力方面的“個人阻礙”和“設施與能力阻礙”與體育鍛煉行為則存在反向顯著性相關。促進策略：（1）高校要明確大學生的多元內部需求，增強鍛煉驅動力。轉變傳統的教學理念，關注學生的體質健康，創建高效的課堂教學模式，刺激鍛煉動機，驅動大學生體育鍛煉的積極參與。（2）加大體育鍛煉在大學生群體中的拉力，提供高質量的教學服務，在體育教學服務中體現教育的“拉”動性，既可強化學生的體育欲望，又能保持體育鍛煉的外部引力。（3）從執行和鼓勵雙重角度消除大學生參與體育鍛煉的阻礙，喚醒大學生對運動參與的興趣，將“要我做”的態度扭轉為“我要做”的勇氣，給自己增加運動推力。

關鍵詞：大學生;體育鍛煉;鍛煉動機;體育鍛煉行為;推拉理論

中圖分類號：G807.4

文獻標識碼：A

DOI：10.3969/j.issn.1006-1487.2021.05.017

收稿日期：2021-06-17

作者簡介：簡美霞（1995-），女，漢，廣東云浮人，碩士

通訊作者：林長地（1973-），男，碩士，教授

研究方向：學校體育

1 理論探討“推拉理論”的前身可追溯到英國學者雷文斯坦（E.G.Ravenstein）于1885最早提出的“人口遷移法則”[1]。唐納德·博格（D.J.Bogue）于1969認為人口遷移是由兩個不同的作用力互相產生的[2]。美國學者E.S.Lee于2003進一步完善推拉理論，認為影響人口轉移有“推力”和“拉力”因素[3]。心理學先驅愛德華·托爾曼（E.C.Tolman）指出人的行為受內部和外在兩方面的作用，內部動力關聯人的情感因素，外在動力與外部客觀環境因素相關[4]。后來，推拉理論被廣泛應用到體育動機需求領域的研究，國內外學者主要圍繞“推”和“拉”兩種因素研究游客參與體育旅游的動機需求和行為[5][6][7]，“推”是關系于游客自身心理需求動機，如情感體驗、運動健康、社交等;“拉”是關系于目的地的屬性和吸引力，如自然風光、服務條件等。再者，國內學者李強等人認為中老年人體育鍛煉動機行為的發生是由鍛煉者自身的“內在推力”和鍛煉環境的“吸引力”相互作用的結果[8];學者劉琴等人提出體育賽事產業合作是在賽事區域資源的差異和資源投資主體的利益追求兩者作用合力下產生的[9]。

據上述研究，本文將大學生體育鍛煉動機需求與推-拉-阻理論相結合，推力是大學生參與的內驅力，是因自身內部需求或動機因素促使其參與鍛煉，拉力是體育鍛煉自身屬性需求和吸引物所起的作用，阻力是制約大學生參加鍛煉的要素，大學生的鍛煉參與正是由推-拉-阻共同作用下實現的。（理論模型如圖1）。

2 研究對象與方法

2.1 研究對象

本研究按辦學層次進行分層抽樣，選取福州大學城5所高校，并根據專業比例分布對每所高校的大一、大二、大三年級中分別抽取2個體育課班級（即每一所高校共抽取了6個班級），共30個班級的學生作為調查對象。

2.2 研究方法

2.2.1 文獻資料法

通過查閱國內外文獻書籍，搜索、整理與本研究有關聯的文獻材料。

2.2.2 訪談法

采用半結構式的訪談大綱進行面對面走訪，深度了解“推動”“吸引”和“阻礙”大學生的動機。最后運用文獻資料法、訪談法搜集大學生體育鍛煉動機需求指標一共72項（表1）。

2.2.3 專家調查法（Delphi）

根據Delphi法的要求[10]，選擇10位具有豐富理論或實踐經驗的專家對72項動機需求指標作兩輪的篩選（如圖2所示），10位專家教授占比20%，副教授占比80%，均在高校進行教研工作，從事工作時間最長為37年，最短為10年，平均年限為24年。

兩輪專家積極系數均為1，體現出專家重視程度高。兩輪的權威程度如下表2所示，Cr總和均達到0.70以上，表明權威性程度較高[11]，專家的評價具有很高的精準度[12]。

協調程度能有效辨別對各題項考慮觀點有差異的或看法相近的和分歧大的專家。兩輪的協調系數呈現顯著性（P=0.000<0.01），且第二輪的協調系數較第一輪上升，表明專家評價的一致性較強[13]（見表3）。

本文借鑒學者余道明[14]、王書彥、周登嵩[15]關于指標篩選的有關研究，共剔除變異系數、專家評分一致性檢驗和均值不達標的指標一共17項，最終形成55項動機指標的大學體育鍛煉動機需求量表。

2.2.4 問卷調查法

根據理論框架，從推-拉-阻三個方面編制出大學生體育鍛煉參與動機的李克特五級評分量表，并對量表進行了信效度檢驗，推力、拉力和阻力各量表的Cronbachs Alpha系數值分別為 0.95， 0.945，0.897 ;推力的KMO值為0.938，拉力的KMO為0.938，阻力的KMO為0.887，且Bartlett球形檢驗結果均為顯著性0.000，表明數據結果均達到研究標準。本研究總共發放957份問卷，回收957份問卷，除去剔除掉的無效問卷49份，最終回收有效問卷908份，有效回收率94.9%。

3 結果與分析

3.1 因子分析

3.1.1 探索性因子分析

將有效數據分成樣本1（N=454）做探索性分析，樣本2（N=454）驗證大學生體育鍛煉動機的因子結構假設是否與相關數據一致[16]。

分析樣本1的數據，以因子載荷大于4且特征值大于1 為標度分析推力指標題項，除掉旋轉后因子載荷不達標的以及因子載荷值同時高于0.4的題項，最終在剩下10項推力因素指標中獲得了2個公因子，將其命名為“社交與學習”和“健身健美”。

21項拉力因素在篩選后剩余17項拉力因素的指標里獲得了3個公因子，分別為“舒壓放松”“鍛煉特質與服務”和“外部效應”。

12項阻力因素篩選后剩余11項阻力因素指標中獲得了2個公因子，分別為“個人阻礙”和“設施與能力阻礙”。

3.1.2 驗證性因子分析

基于前面的探索性因子結果，通過SPSS Amos23.0軟件對樣本 2（N=454）的數據進行了驗證性因子分析。分析樣本2得出：CMIN/DF=4.654，CFI =0.901，IFI=0.940，NFI=O.917， RMSEA = 0.051，該模型擬合度達到學者建議的指標[17]。

本文還對量表各因素進行了組合信度CR和AVE檢驗，推力部分的CR分布在0.932～0.951之間，拉力部分的分布在0.813～0.962之間，阻力部分的分布在0.888～8.894之間，均高于0.7的臨界值，表明各量表的因素的組合效度高;與此同時，推力部分的兩個因子的平均提取方差值AVE 在0.739～0.797之間，拉力部分的兩個因子的AVE值在0.523～0.740之間，阻力因素的三個因子的 AVE 值在0.586～0.620之間，均超過臨界值0.5的標準[18]，代表各量表的聚合效度較高。此外，本研究還對量表的各公因子進行區別效度檢驗，結果發現AVE值均超過0.5的標準[19]，說明效度高。因此，本文量表具有良好的信度和構建效度（檢驗模型見圖3）。

3.2 描述性分析

本研究推力指標的計算結果表示，“健身健美”的均值均高于臨界值3.5，表示大學生在這一層面的需求更高。從標準差的得分情況來看，“為了鍛煉身體”的標準差數值最小（SD=0.984），表示大學生對該指標持有一致的看法。從拉力指標得分看，“鍛煉可以改善我的亞健康狀況”的均值得分最高（M=4.01），其次是“鍛煉能放松身心”（M=4），表示體育鍛煉可以改善亞健康狀況和放松身心是吸引大學生參與體育鍛煉的主要因素。

阻力指標的“空閑時間太少”該指標的均值得分相比最高（M=3.27），表示沒有閑暇時間是大學生參與鍛煉的最大制約因素。對7個公因子的描述性分析中，推力的“健身健美”（M=4.012）這一公因子得分最高，說明通過體育鍛煉達到自己的目標狀態成為了他們的最大需求推動力。拉力公因子中的“舒壓放松”（M=3.931）的動機均值最高，可見大學生對體育鍛煉有著身心靈的放松、享受和滿足的樂趣需求。阻力中的“個人阻礙”（M=3.033）的均值相比較高，說明大學生若不能克服生理和心理惰性的干擾就會成為妨礙其鍛煉行為積極性發揮的制約因素。

3.3 相關性分析分析結果（表7）顯示，兩個推力動機與三個拉力動機及兩個阻力動機之間呈顯著性相關，適合進行結構方程模型檢驗。

3.6 結構模型驗證

3.6.1 研究假設

根據上述研究，本文提出以下7個假設：

假設1：社交與學習動機能正向驅動大學生體育鍛煉參與行為;

假設2：健身健美動機能正向驅動大學生體育鍛煉參與行為;

假設3：舒壓放松動機能正向驅動大學生體育鍛煉參與行為;

假設4：鍛煉特質與服務動機能正向牽動大學生體育鍛煉參與行為;

假設5：外部效應動機能正向牽動大學生體育鍛煉參與行為;

假設6：個人阻礙因素對大學生體育鍛煉參與行為有負向的影響;

假設7：設施與能力阻礙因素對大學生體育鍛煉參與行為有負向的影響。

3.6.2 初始模型的構建

針對以上的研究假設，本文建立大學生體育鍛煉需求動機初始模型，其中有7個潛在變量和38個顯變量。（結果如圖4）

3.6.3 初始模型的檢驗

初始模型的擬合指數情況，CMIN/DF=6.791;RMSEA=0.113;GFI=0.598;NFI=0.736;CFI=0.598;IFI=0.793;P=0.000，初步模型擬合度不佳，為此有必要對模型作出修正。

3.6.4 模型的修正

據輸出提示，將“社交與學習”指標變量下的push9和push10兩個測量誤差變量（e1-e2）設為共變關系，修正后的結果（表8）為CMIN/DF=3.777，P<0.000，RMSEA=0.078，GFI=0.964，NFI=0.858，CFI=0.887，IFI=0.918，表明修正后的模型數據與大部分指標擬合得較好。需求動機結構方程模型路徑圖如圖5所示。

3.6.5 假設檢驗結果

通過以上對模型的初步建立和修正，對研究的假設作出了檢驗，具體結果如下（表9）：

4 結論與建議

4.1 結論

4.1.1 體育鍛煉動機推-拉-阻各量表具有良好的信效度

基于推拉理論而編制出的大學生體育鍛煉需求動機問卷，通過檢驗問卷的內部一致性效度和結構效度，結合兩輪的專家調查法，最后各量表的信效度與量表編制的標準相吻合，可有效解釋大學生體育鍛煉參與動機的性質、特征。

4.1.2 大學生體育鍛煉受到推-拉-阻因素的影響

大學生體育鍛煉需求動機具有推力的“健身健美”“社交與學習”，拉力的“舒壓放松”“鍛煉特質與服務”“外部效應”和阻力中的“個人阻礙”“設施與能力阻礙”這三個主要作用力的影響。其中推力動機“健身健美”是參與鍛煉的最大驅動力，拉力動機“舒壓放松”的吸引力度最高，“個人阻礙”是大學生參與體育鍛煉最大的障礙。

4.1.3 大學生體育鍛煉參與動機推-拉-阻之間呈顯著正、反向相關影響

本文證實了研究假設1、2、3、4對大學生體育鍛煉行為具有顯著影響，而“外部效應”未產生顯著關系，即假設5不成立;阻力的“個人阻礙”和“設施與能力阻礙”對體育鍛煉行為均有顯著負向影響。

4.2 建議

4.2.1 明確大學生內部需求，增強大學生推力。根據大學生群體的實際需求來設計和規劃體育課程的類型及教學方案，增強體育課程的實用性，幫助大學生實現鍛煉需求和超越自我，在實踐中經歷和感悟體育鍛煉回報的效果，激發他們的鍛煉欲望和能持久進行鍛煉的耐力。

4.2.2 加大體育鍛煉在大學生群體中的拉力，提供高質量的教育服務。將體育真正回歸教育，可采用體育課、課外體育活動及體育競賽三者相結合的一站式教學服務方式刺激學生的體育欲望，引導學生做到體育課與課外鍛煉的合理銜接，提高體育鍛煉的吸引力。

4.2.3 突破大學生參與體育鍛煉的阻礙，喚醒學生運動參與的興趣。相關教育者應深入研究學生無法自我克服的阻礙原因，幫助學生克制自身的生理和心理障礙，提高對體育鍛煉的認知，實現學生既愛體育，亦愛體育課的目標。

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