大學生體育鍛煉意向與習慣強度的關系：行動計劃、鍛煉行為的多重中介作用

朱良昊

（湖北商貿學院 體育學院，湖北 武漢 430079）

2021 年9 月，教育部第五場金秋新聞發布會解讀了第八次全國學生體質與健康調研結果， 報告指出 “從2014 年到2019 年，大學生體質健康達標優良率只增長了0.2 個百分點，身體柔韌性、力量、速度和耐力等方面未見好轉”［1］。由此可見，大學生體質下滑問題仍然沒有得到有效遏制，形勢依舊嚴峻。體育鍛煉貫穿人的整個生命歷程， 是改善體質健康狀況的重要手段，亦是保持心理健康的妙藥良方［2］。 如何引導大學生形成良好的鍛煉習慣，促進大學生規律性鍛煉行為的維持，成為了社會各界多方亟需解決的現實難題。

在社會心理學領域，習慣（habit）屬于一種具有高度自動性（automaticity）的行為模式，是指個體在很少意識參與的情況下， 對一組特定的相關條件或情境線索做出的行為反應［3］。體育鍛煉一旦成為由習慣控制的行為序列， 就意味它被取代的風險可能會降低，行為維持得到保證［4］。正因如此，以往的研究主要聚焦于習慣對體育鍛煉的直接和間接影響， 檢驗習慣強度（habit strength）對鍛煉行為的預測作用，以及習慣強度在鍛煉意向-行為關系中的調節作用［5］，將其視為無意識調節過程的關鍵要素，彌合意向-行為鴻溝的第三變量。然而，隨著習慣的認知范疇突破過去行為頻率，習慣理論的不斷演化發展，越來越多的證據表明習慣與行為之間的關系是雙向的［6］，逐漸延伸出了一條新的研究方向。有學者指出，鍛煉意向可通過行動計劃（action planning）實現向鍛煉行為的轉化，一致情境中的行為重復（behavior repetition）提高了體育鍛煉的習慣強度［7］。 van Bree 等［8］試圖將該發現推廣到其他群體，但遺憾的是，研究結果未能得到完全復刻。 另外，行動計劃、鍛煉行為的中介作用是否存在性別差異，之前還未曾有研究涉入，我們對此知之甚少。

鑒于此，本研究從習慣形成的理論視角出發，先檢驗行動計劃、 鍛煉行為在大學生鍛煉意向與習慣強度二者關系中的中介作用， 后考察不同性別之間是否具有跨組別的預測不變性，以期為促進大學生鍛煉習慣的形成提供參考。

1 理論視角

習慣形成的本質是行為改變，廢棄原有的“舊”行為，開始并維持一項“新”行為。Lally 等［9］將習慣形成過程劃分為以下4個階段，系統地闡釋了從意向到習慣的形成機制，為探討大學生鍛煉意向與習慣強度的關系提供了很好的理論分析框架。

1）必須作出采取行動的決定。 意向是行為的必要非充分條件［10］，行為意向在很大程度上影響個體后續行為能否成功實施。 該階段主要關注行為意向的形成前因，可通過計劃行為理論、健康行為過程理論等社會認知方法予以合理解釋。

2）必須將決定轉化為實際行動。意向-行為鴻溝是客觀存在的［11］，個體在實施意向過程中可能會面臨來自環境、資源等因素的挑戰，因此，人們并不總是按其所想的那樣去行動。 該階段需要采取一些自我調節策略，例如計劃、情緒、自我獎勵、執行功能，提高意向與行為關系的一致性程度，彌合意向與行為之間的差距。

3）行為必須重復。 在穩定環境中不斷重復某一行為可以增加該行為的習慣強度［12］。 當實施一項“新”行為時，情境線索與目標行為之間會產生一種心理聯系， 而重復的作用在于它可以在記憶中強化這種聯系［13］。 該階段重點關注動機的耐久性問題，同樣離不開適當的鼓勵與支持。

4）“新”行為必須以有利于自動性發展的方式重復。 “新”行為的開始并非意味“舊”行為的徹底結束，還需要打破原有線索-反應的聯系［14］，才能消除“舊”行為的潛在威脅。 隨著行為一次次的重復，再次啟動行為所需的認知努力會越來越少，直至達到自動觸發的境地。 該階段與第三階段緊密銜接，直接關乎習慣形成。

2 研究假設

2.1 鍛煉意向與習慣強度的關系

行為意向是指個體執行某特定行為或取得特定結果的自我指示。Orbell 等［15］一項關于健康行為習慣中自動性成分的系列研究發現，意向是習慣強度的重要決定因素，積極的意向有利于習慣形成。 在體育鍛煉領域，Verplanken 等［16］首次對鍛煉習慣與鍛煉頻率進行了區分， 采用自我報告習慣指數（SRHI）來評估111 名大學生的鍛煉習慣，結果顯示，鍛煉意向對鍛煉習慣具有正向預測作用。 de Bruijn［17］的研究發現，成功執行鍛煉行為的意向者進行體育鍛煉的習慣強度更高。 我國學者謝紅光［18］的研究同樣指出，體育鍛煉行為意向是影響行為習慣的直接因素。 由此，提出假設H1:鍛煉意向對習慣強度具有正向預測作用。

2.2 行動計劃的中介作用

行動計劃是計劃的子結構，是通過指定何時、何地以及如何行動， 將目標導向行為與特定情境線索聯系起來的心理模擬［19］。 Rhodes 等［20］認為鍛煉習慣的形成可能依賴于開始階段的動機和自我調節指令， 鍛煉意向和行動計劃會促進最初的鍛煉行為改變，意向、計劃、行為與習慣之間按照一定的時間順序相互關聯。這也大致符合了習慣形成理論的基本假設。然而，de Bruijn 等［21］與以往大多研究不同，他跨越實際行為將自動性作為預測結果， 探討了未來情境線索對自動化發展的重要意義，結果發現，預先擬定的鍛煉時間和地點對鍛煉行為的自動性具有正向預測作用。 換言之，增加重復觸發情境線索的可能性，計劃何時何地進行體育鍛煉，可能會超越過去行為的影響。 由此，提出假設H2:行動計劃在鍛煉意向與習慣強度的關系中起中介作用。

2.3 鍛煉行為的中介作用

在許多主流健康行為理論中， 意向被視為行為的近端決定因素［22］。 雖然意向與行為不一致的現象十分普遍，但構建意向為理解和促進行為提供了很大的幫助。 McEachan 等［23］一項圍繞計劃行為理論對健康行為預測效果的元分析表示， 在中到大效果量范圍內， 鍛煉意向是鍛煉行為的一個強力預測因素。 同時，有研究指出，幾乎所有從事體育鍛煉的個體都存在進行體育鍛煉的意向， 鍛煉意向的形成意味決策過程步入標志性階段［20］。 值得注意的是，van Bree 等［8］針對老年人開展的兩項獨立研究顯示，鍛煉行為對習慣強度具有正向預測作用。近期，Feil 等［24］關于縱向研究中習慣與身體活動行為關系的系統評價中也提出了類似的觀點， 即增加身體活動水平會導致更高的習慣強度。 由此，提出假設H3:鍛煉行為在鍛煉意向與習慣強度的關系中起中介作用。

2.4 行動計劃和鍛煉行為的鏈式中介作用

盡管控制行為的有意識和無意識過程是截然不同的，但它們之間可以實現相容貫通［25］。 正如上述 Lally 等［9］對習慣形成過程的描述，行為意向、行動計劃、實際行為與習慣強度之間可能存在定向或縱向聯系。 Fleig 等［7］一項預測患者接受醫療康復治療后體育鍛煉習慣強度變化情況的研究， 通過4 個時間測量點的設計， 反映出 “鍛煉意向→行動計劃→鍛煉行為→習慣強度” 路徑在時間方向上是可行的。 近期，Monge-Rojas 等［26］采用交叉滯后模型對來自高中生3 個時間測量點的縱向數據進行分析， 結果顯示，“意向→行動計劃→行動控制→身體活動→自動性”的因果關系得到初步證實。 由此，提出假設H4: 行動計劃和鍛煉行為在鍛煉意向與習慣強度的關系中起鏈式中介作用。

2.5 性別差異

一些經驗證據表明，自我調節領域存在性別差異。Martin［27］針對澳大利亞高中生動機的研究發現，相比男生，女生更傾向于采取計劃來管理自己的行為， 并且在面對挑戰時表現出更強的韌性。為了調查健康行為改變過程的性別差異，Hankonen等［28］圍繞2 型糖尿病高危人群開展了一項研究，試圖測試行動計劃的改變能否預測體育鍛煉行為的變化。 結果顯示，在基線水平上，男性與女性在行動計劃上無差異，在3 個月后，行動計劃對女性的作用比男性更為突出。 對于女性而言，制定更多的行動計劃意味著鍛煉行為的增加以及鍛煉習慣的改變。然而，這一現象在大學生群體中很少受到關注。

在體育鍛煉行為方面，來自36 個國家和地區的學齡兒童健康行為（HBSC）研究數據顯示，男性自我報告參與體育鍛煉的行為頻率要明顯高于女性， 特別是在傳統性別規范盛行的國家［29］。 Magoc 等［30］調查了大學生在體育鍛煉和社會認知理論變量上的性別差異， 發現性別調節了鍛煉計劃與鍛煉行為的關系，鍛煉計劃是預測女生鍛煉行為的最強變量。 事實上，以往的研究大多僅指出個體在鍛煉行為上存在性別差異，至于鍛煉行為在鍛煉意向與習慣強度之間的中介作用是否同樣具有性別差異，還有待進一步探討。

由此，提出假設H5:行動計劃在鍛煉意向與習慣強度之間的中介作用具有性別差異；假設H6:鍛煉行為在鍛煉意向與習慣強度之間的中介作用具有性別差異；假設H7:行動計劃和鍛煉行為在鍛煉意向與習慣強度之間的鏈式中介作用具有性別差異。

3 研究方法

3.1 調查對象

采用整群隨機抽樣， 對湖北省武漢市2 所高校的在校大學生進行心理測量。 第一階段于2021 年10 月抽取812 名大學生，完成鍛煉意向、行動計劃的測量，有效問卷732 份，有效率為90.15%。 第二階段于4 周后對前一階段的732 名大學生追蹤調查，實施鍛煉行為、習慣強度的測量，共回收問卷698份，有效問卷663 份，有效率為94.99%，流失率為9.43%。調查對象年齡介于 16～29 歲之間 （20.52±2.08）， 男生 307 人（46.30%），女生 356 人（53.70%），本科生 556 人（83.86%），碩士研究生 89 人（13.42%），博士研究生 18 人（2.72%）。

3.2 測量工具

3.2.1 鍛煉意向量表

該量表由方敏［31］修訂用于測量鍛煉意向，共3 個題項，以4 周為時間參考期，題目為“今后4 周，我（打算/會嘗試/計劃）每周至少進行3 次體育鍛煉”。采用Likert 7 級計分法，得分越高說明參與體育鍛煉的主觀傾向越強。

3.2.2 行動計劃量表

該量表由 Sniehotta 等［19］編制用于測量行動計劃，共 5 個題項，范式為“關于……，我已經制定了一個詳細的計劃”，依次對進行體育鍛煉的時間、地點、方式、頻率和同伴進行評估。采用Likert 4 級計分法，得分越高說明制定的體育鍛煉計劃越具體。

3.2.3 體育活動等級量表

該量表由梁德清［32］等學者修訂用于測量鍛煉行為，共3個題項，從強度、時間、頻率三個方面來評估體育鍛煉量。 體育鍛煉量的得分=強度得分×（時間得分-1）×頻率得分， 小運動量≤19 分，中等運動量20～42 分之間，大運動量≥43 分。采用Likert 5 級計分法，得分越高說明進行體育鍛煉量越大。

3.2.4 自我報告行為自動性指數

該量表由Gardner 等［33］修訂，也被稱為自我報告習慣指數的自動性分量表，用于測量習慣強度，共4 個題項。 將“行為X”帶入體育鍛煉研究情境本土化修正后，題干內容為“我會自然而然地進行體育鍛煉”、“我不需要刻意地提醒自己進行體育鍛煉”、“對我來說，進行體育鍛煉不需要深思熟慮”和“體育鍛煉總是在我不經意之間開始的”。采用Likert 7 級計分法，得分越高說明進行體育鍛煉的自動性成分越高。

3.3 信效度檢驗

信度是評估測量結果一致性或穩定性的重要指標。 本次測量鍛煉意向、行動計劃、鍛煉行為和習慣強度的Cronbach's α系數依次為 0.935、0.967、0.670、0.939， 其中， 鍛煉行為的Cronbach's α系數略顯偏低。 溫忠麟等［34］認為如果Cronbach's α系數過低，應當使用驗證性因子分析計算組合信度。 因此，構建一階多因素斜交測量模型 M1， 檢驗結果顯示，χ2/df=3.640＜5，RMSEA=0.063＜0.08，SRMR=0.041＜0.05，GFI、TLI、CFI依次為 0.943、0.973、0.979，均達到一般接受水平 0.90［35］，測量模型M1 擬合度良好， 即構建的理論模型與實際樣本數據基本適配。 鍛煉意向、行動計劃、鍛煉行為和習慣強度的組合信度CR依次為 0.936、0.968、0.689、0.939， 均高于最低標準值0.60［35］，說明本次測量的內部一致性信度良好。

效度是評估測量結果準確性或有效性的重要指標， 結構效度包括收斂效度和區分效度。 收斂效度結果顯示，鍛煉意向3 個題項的標準化因子載荷為 0.856～0.942，AVE=0.829；行動計劃5 個題項的標準化因子載荷為0.844～0.956，AVE=0.859；習慣強度4 個題項的標準化因子載荷為0.853～0.915，AVE=0.792； 鍛煉行為3 個題項的標準化因子載荷分別為0.762、0.707、0.471，AVE=0.434。 其中，題項 EB3 的標準化因子載荷未達最低標準值0.50［36］， 鍛煉行為整個維度的平均方差抽取量小于臨界值0.50［37］，說明潛變量下的3 個觀察變量可能并非如預期一樣歸屬于同一因素構念。 其原因在于強度、時間所代表的“質”與頻率所代表的“量”在方向上不具有絕對的一致性，即如果每次鍛煉的強度較高、時間較長，那么參與鍛煉的頻率可能會相對較小。 區分效度結果顯示（見表1），各個潛變量之間的相關系數均小于對應平均方差抽取量的平方根［37］，說明潛變量之間的區分效度良好， 測量結果滿足進一步分析要求。

表1 均值、標準差和相關系數統計結果

3.4 統計學分析

運用SPSS 26.0 將所有數據錄入并建立數據庫。 首先，對樣本特征進行描述統計，計算各變量的均值、標準差以及各維度的內部一致性信度系數。其次，運用AMOS 23.0 進行驗證性因子分析評估測量結果的組合信度與結構效度， 考察是否存在嚴重的共同方法偏差問題。 最后，構建多重中介模型，使用偏差校正的百分位Bootstrap 法進行中介效應檢驗， 借助多群組分析考察三條中介路徑是否存在性別差異。

4 結果與分析

4.1 共同方法偏差檢驗

由于本研究采用了自我報告數據，可能存在共同方法偏差問題，因此，選擇“引入方法因子”進行共同方法偏差檢驗［38］。 在測量模型M1 基礎之上，構建包含共同方法因子（全局因子）的模型M2， 隨后對模型M1 和模型M2 的部分擬合指數進行比較，結果顯示，ΔRMSEA=0.016、ΔSRMR=0.025、ΔTLI=0.012、ΔCFI=0.011，RMSEA和SRMR波動幅度不超過 0.05，TLI和CFI的波動幅度不超過0.1［34］，說明不存在嚴重的共同方法偏差問題。

4.2 大學生鍛煉意向預測習慣強度的多重中介模型檢驗

根據方杰等［39］提出的多重中介效應的SEM 分析流程，AMOS 軟件無需執行輔助變量所要求的非線性約束， 只需進行“確定多重中介模型”和“偏差校正Bootstrap 的SEM 分析”兩步即可。

步驟一：以鍛煉意向為自變量，習慣強度為因變量，行動計劃和鍛煉行為2 個變量為中介變量， 構建多重中介模型M3。 經檢驗，模型 M3 各項擬合指數顯示，χ2/df=3.640＜5（χ2=305.738，df=84，p＜0.001），RMSEA=0.063＜0.08，SRMR=0.041＜0.05，GFI、TLI、CFI依次為 0.943、0.973、0.979， 均達到一般接受水平0.90，模型擬合度良好，符合后續進一步分析要求。 另外，模型中的 6 條直接路徑均顯著（p＜0.001），假設 H1 成立，整個模型可以解釋行動計劃45.0%的變異量、鍛煉行為36.3%的變異量和習慣強度73.5%的變異量（見圖1）。

圖1 大學生鍛煉意向預測習慣強度的多重中介模型（n=663）

步驟二： 使用偏差校正的百分位Bootstrap 法進行中介效應檢驗，在原始數據中重復隨機抽取4 000 個樣本，計算出每條中介路徑的效應值及其顯著性。 結果顯示（見表2），鍛煉意向→行動計劃→習慣強度的中介路徑顯著 （β=0.317，95%CI［0.256， 0.388］），效應占比 42.27%，即行動計劃在鍛煉意向與習慣強度的關系中起中介作用，假設H2 成立。 鍛煉意向→鍛煉行為→習慣強度的中介路徑顯著 （β=0.039，95%CI［0.017，0.072］），效應占比5.20%，即鍛煉行為在鍛煉意向與習慣強度的關系中起中介作用，假設H3 成立。 鍛煉意向→行動計劃→鍛煉行為→習慣強度的中介路徑顯著 （β=0.041，95%CI［0.020， 0.070］），效應占比 5.47%，即行動計劃和鍛煉行為在鍛煉意向與習慣強度的關系中起鏈式中介作用， 假設H4 成立。

表2 直接效應、中介效應及總效應

4.3 多重中介模型性別差異的多群組分析

考察大學生鍛煉意向與習慣強度的關系是否存在性別差異，以性別為分組變量進行多群組分析，檢驗程序從最寬松模型依次到最嚴格限制模型。 結果顯示 （見表3）， 未限制模型M4（unconstrained）也被稱為基線模型（baseline model）、測量加權模型 M5（measurement weights）、結構加權模型 M6（structural weights）、結構協方差模型 M7（structural covariances）、結構殘差模型 M8（structural residuals）、測量殘差模型 M9（measurement residuals）的擬合度可以接受。

表3 多群組分析模型擬合度一覽

運用卡方差異性檢驗（chi-square difference test）進一步評估未限制模型與其他5 個限制模型的不變性［36］，結果顯示，模型 M5 與模型 M4 的差異不顯著 （Δχ2=16.199，Δdf=11，p=0.134＞0.05），模型 M6 與模型 M4 的差異不顯著（Δχ2=26.574，Δdf=17，p=0.065＞0.05），模型 M7 與模型 M4 的差異顯著（Δχ2=32.926，Δdf=18，p=0.017＜0.05），模型 M8 與模型 M4 的差異顯著 （Δχ2=40.052，Δdf=21，p=0.007＜0.01）， 模型 M9 與模型 M4的差異顯著（Δχ2=153.553，Δdf=36，p=0.000＜0.001），說明男生組與女生組路徑模型圖中的部分參數存在差異， 并非完全等值。

進一步采用榮泰生［40］建議的多群組分析系數比較法，以測量加權模型M5 中參數差異的臨界比 （critical ratios for differences between parameters）作為差異性檢驗判斷標準，進行男生組與女生組多重中介模型路徑系數的比較分析。 結果顯示（見表4），在鍛煉意向→習慣強度這條路徑上，男生與女生的差異顯著（p=0.026＜0.05），且男生高于女生，說明對于男生而言鍛煉意向對習慣強度的直接預測作用更重要。 在其他路徑上，男生與女生的差異均不顯著（p＞0.05），因此，行動計劃在鍛煉意向與習慣強度之間的中介作用， 鍛煉行為在鍛煉意向與習慣強度之間的中介作用， 行動計劃和鍛煉行為在鍛煉意向與習慣強度之間的鏈式中介作用，均不具有性別差異，假設 H5、H6 和 H7 不成立。

表4 男女兩組多重中介模型路徑系數的比較

5 討論

5.1 行動計劃的中介作用

行動計劃在大學生鍛煉意向與習慣強度的關系中起中介作用，該結果與 de Bruijn 等［21］研究結果一致。 具體而言，一方面，鍛煉意向形成后會伴隨時間推移而逐漸受到削弱，甚至改變。 行動計劃作為鍛煉意向的延伸，有利于加深記憶中線索-響應之間的編碼深度， 能夠克服隨著時間推移面臨的耐久性問題［41］，防止大學生輕易遺忘自己的鍛煉意向。 另一方面，行動計劃同習慣一樣格外強調情境線索在行為啟動中的作用，其不同之處在于，前者側重有意識的謀劃決策，后者側重無意識的自動反應［42］。 因此，這意味體育鍛煉習慣的形成是一種從有意識到無意識的迭代過程。 當個體遇到預先設定的體育鍛煉時間、地點、方式等情境提示時，基于目標導向行為的驅動作用，會表現出積極的心理表征，鍛煉行為被誘發的可能性更高、速度更快，從而增進鍛煉行為中自動性成分的發展。 從干預層面來看， 向習慣形成研究中納入行動計劃還具有操作簡約、響應負擔小以及實施成本低的優勢［43］，適合大學生群體益于推廣普及。 但需要注意的是，行動計劃的效力可能存在個體差異，特別是針對自我控制水平較低的個體。

5.2 鍛煉行為的中介作用

鍛煉行為在大學生鍛煉意向與習慣強度的關系中起中介作用，這得到了 Fleig 等［7］和 van Bree 等［8］研究的支持。 正如Lally 等［9］所言，如果意向能夠成功轉化為實際行為，且在相對穩定的情境下不斷重復，行為本身就會表現出快速、有效、無意識和缺乏控制力的習慣特征。 由此可見，在意志階段實施必要的自我調節策略，促進鍛煉意向到鍛煉行為的成功轉化，是邁向重復循環的先決條件。 在情境線索存在的情況下，習慣形成依賴于可靠且頻繁的行為體驗［16］，因而需要鼓勵個體在相同的環境中(例如，一天中相同的時間、場地和運動同伴)定期鍛煉。 與此前研究不同的是，本研究的重復不僅僅是指體育鍛煉頻率所評估的“量”，還包括體育鍛煉時間和強度所代表的“質”，以此等行為投入“質量”的逐漸累積來反映鍛煉行為重復的程度。這從理論上帶來了新的挑戰，Rhodes 等［44］研究表明針對高強度的身體活動， 行為重復的頻率過多可能會產生厭倦、憤怒、焦慮等消極情緒，相比“越多越好”，不如“最為適恰”。 因此，參考每種身體活動行為的代謝當量，開展后續研究是十分必要的。

5.3 行動計劃和鍛煉行為的鏈式中介作用

行動計劃和鍛煉行為在大學生鍛煉意向與習慣強度的關系中起鏈式中介作用，與Fleig 等［7］的研究結果一致，同時，基本符合Lally 等［9］提出的習慣形成需要經歷4 個階段。其中，本研究未探討鍛煉意向的形成前因， 其原因在于能夠充分解釋動機階段的社會認知方法已經得到大量驗證［45-46］。 我們發現，行動計劃和鍛煉行為以循序漸進的方式促進鍛煉意向的轉化，揭示了體育鍛煉習慣強度變化的內在機制。 這意味不僅在實驗操作中可以實現［15］，個體自發地使用行動計劃也能促進鍛煉行為的增加和隨后習慣強度的變化。 行動計劃作為連接鍛煉意向與行為的橋梁，通過時間、地點、同伴等信息強化情境線索與目標行為的關聯，降低突發事件的替代風險。 行為改變最初需要一定的認知努力，“新” 行為得以成功執行有一部分的功勞歸結于理性決策［12］。 鍛煉行為一旦開始，隨著行為重復的不斷累積， 個體的認知努力以及對未來情境的預見性會逐漸淡化，達到不需要深思熟慮的無意識狀態。

5.4 多重中介作用跨組別的預測不變性

多群組分析結果顯示，三條中介路徑均不存在性別差異，這是本研究的一項新發現。 其一，Rhodes 等［47］在有關意向-行為關系中調節變量的系統綜述中指出， 性別不能調節鍛煉意向對鍛煉行為的預測作用，我們發現，鍛煉行為中介過程的后半路徑同樣未受到性別的調節， 這說明性別與鍛煉意向和鍛煉行為均不存在交互效應。 其二，在體育鍛煉領域，圍繞行動計劃性別差異問題的研究主要聚焦于2 型糖尿病患者， 女性在相同路徑上往往表現出更強的預測力［28］。 本研究得出了與之相悖的結果， 雖然男生組與女生組在 “鍛煉意向→行動計劃”和“行動計劃→習慣強度”路徑上的系數差異不具有統計學意義，但比較結果已經呈現出女生高于男生的趨勢，且其中一條路徑的顯著性水平接近默認值。 這可能是研究設計所導致的，Hankonen 等［28］研究在距離基線測量點的 3 個月后才開始第二次數據采集，本研究間隔時間僅為1 個月，如果時間繼續推移，女生組行動計劃的作用可能更為突出。 其三，行動計劃和鍛煉行為的鏈式中介作用不具有性別差異， 這意味不同性別的大學生在體育鍛煉習慣的形成機制上具有一致性，男生與女生在實施行動計劃干預措施時可以嘗試采取通用方案。

5.5 不足之處與研究展望

盡管從習慣形成理論視角出發，探討了行動計劃、鍛煉行為在大學生鍛煉意向與習慣強度二者關系中的多重中介作用及其性別差異問題，但本研究尚存在一些不足之處:1)只有形成研究才可能創造出新的習慣， 在同一時間點測量習慣強度與鍛煉行為， 事實上評估的是正在進行或已經具備的習慣。Gardner［6］建議把兩種類型的研究進行區分，如若旨在研究新的習慣，可參考Fournier 等［48-49］的兩項研究將鍛煉計劃和鍛煉行為作為干預內容，或者類似 Monge-Rojas 等［26］通過 3 個及以上時間測量點的設計進行交叉滯后分析。2）近幾年，應用廣泛的自我報告習慣指數（SRHI）受到了一些批評，有學者認為SRHI 捕捉到的習慣強度可能是一種主觀體驗（例如，行為的“流暢性”和自我效能感），這會導致對習慣性行為線索的測量不準確［50］，此外，它還無法評估環境的穩定性，因此，未來有必要研發新的測量工具彌補這一缺陷。3）本研究未對習慣的兩種表現形式習慣性煽動（habitual instigation）和習慣性執行（habitual execution） 進行區分， 兩者的概念于2016 年首次提出，Gardner 等［51］假設身體活動的習慣性執行可能通過自我效能、情感等其他結構促進更多的身體活動參與，還有學者認為身體活動的習慣性煽動可能比習慣性執行行為本身更有價值［24］，這些都是未來研究值得關注的焦點。

6 結論

行動計劃在大學生鍛煉意向與習慣強度的關系中起中介作用， 鍛煉行為在大學生鍛煉意向與習慣強度的關系中起中介作用， 行動計劃和鍛煉行為在大學生鍛煉意向與習慣強度的關系中起鏈式中介作用，三種中介機制均不存在性別差異。制定符合自身情況的體育鍛煉計劃， 克服鍛煉意向形成后面臨的耐久性問題， 合理配置公共體育資源確保擁有長期固定的運動場地，維持鍛煉行為重復過程中環境的穩定性，有助于提高大學生體育鍛煉的習慣強度。