馮 卿

全國體質(zhì)健康調(diào)研顯示，近年大學(xué)生的體質(zhì)狀況在一些方面呈現(xiàn)下降的趨勢（郭瑞梵等，2019；中國學(xué)生體質(zhì)與健康研究組，2018）。有研究發(fā)現(xiàn)，《國家學(xué)生體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)（2014年修訂）》將體質(zhì)測試作為學(xué)生必過的考核項(xiàng)目，在一定程度上引起了學(xué)生的壓力感，學(xué)生對體質(zhì)測試產(chǎn)生消極應(yīng)對的態(tài)度（尚保春，2007；葉鳴等，2009）。基于有意識地采取減少或放棄努力的行為，有研究表述其為個體的自我設(shè)限傾向（Berglas，1978；Rhodewalt，2008）。

自我設(shè)限，指個體在公開情境中，為了回避或降低因不佳表現(xiàn)帶來的負(fù)面影響而表現(xiàn)出對其行為或選擇的自我說服（Caroly et al.，2001）。研究表明，個體的自我設(shè)限傾向會根據(jù)不同的情境要求，表現(xiàn)出與之相應(yīng)的避免性說服和行為選擇特征（李曉東等，2004）。在體育運(yùn)動情境中也存在個體的自我設(shè)限傾向（邱芬等，2014）。因此，本研究把這種學(xué)校體質(zhì)測試情景中的自我說服和行為選擇界定為體質(zhì)測試自我設(shè)限。但目前鮮見體質(zhì)測試自我設(shè)限與體育鍛煉行為的關(guān)系研究，特別是針對緩解體質(zhì)測試自我設(shè)限負(fù)面作用的探索。因此，研究旨在觀察體質(zhì)測試自我設(shè)限對體育活動參與的負(fù)面效應(yīng)，以及自我增強(qiáng)作為第三變量的中介緩解作用。

1 體質(zhì)測試自我設(shè)限與體育鍛煉行為

關(guān)于自我設(shè)限的行為解釋，Covington（1984）提出自我價值理論，解釋個體行為與需求的關(guān)系。該理論認(rèn)為，在成就評價的情境中，個體行為的基本動機(jī)即為保護(hù)自我價值和維護(hù)自我形象，個人能力是行為表現(xiàn)的必要條件。Covington（1992）分析大學(xué)生人群行為動機(jī)時發(fā)現(xiàn)，其對自身的能力持不穩(wěn)定評價，卻往往將能力等同于自我價值，在言行中更容易傾向于自我設(shè)限。另一方面，自我呈現(xiàn)理論則解釋為，關(guān)注自我公眾形象的心理也會驅(qū)使個體采用自我設(shè)限策略（孫青等，2006）?？傊?，自我設(shè)限是一種具有暫時性的維護(hù)個體自我價值或形象的行為策略。

研究發(fā)現(xiàn)，自我設(shè)限對體育活動參與的積極性會起到消極的影響（Eronen et al.，1998；Sweeny et al.，2010；Zuckerman et al.，1998，2005）。Bain 等（1989）和 Tice等（1990）在對減肥鍛煉人群進(jìn)行觀察時發(fā)現(xiàn)，個體在面對可能的減肥失敗時，經(jīng)常會提前聲稱自己體重改變的困難，而降低自己在鍛煉中的努力程度，甚至將類似借口當(dāng)作退出計劃的合理理由。邱芬等（2014）對600名大學(xué)生進(jìn)行跟蹤發(fā)現(xiàn)，長期采用自我設(shè)限策略會影響其參與鍛煉的興趣和堅持性。基于此，自我設(shè)限維持的是一種自我欺騙的個人控制感，個體自我設(shè)限的意識愈強(qiáng)，愈不愿意付諸改變自身的行動，其結(jié)果則可能是阻礙了人們堅持鍛煉的行為。

體質(zhì)測試自我設(shè)限，指學(xué)生在體質(zhì)測試中，面臨可能的負(fù)面評價時，為避免自我價值受損，所采取的自我合理化說服（Baumeister et al.，1988）。在體質(zhì)測試的背景下發(fā)生的自我設(shè)限，也是個體一種自然而然的防御性策略。體質(zhì)測試在公共場所進(jìn)行，使得自我展示被個體知覺為自我價值的威脅源。Martin（1998）研究發(fā)現(xiàn)，在12 min長跑測驗(yàn)中，大學(xué)生更易表現(xiàn)出自我設(shè)限傾向，以保持自己有足夠能力完成測試任務(wù)的形象。倘若測試結(jié)果沒有達(dá)到預(yù)期，則將之歸因于所設(shè)限的障礙，從而避免直面失敗的真正原因——身體素質(zhì)能力的欠缺。然而，自我設(shè)限看似在體質(zhì)測試情境下維護(hù)了個體形象與價值，實(shí)際上容易造成心理依賴和惰性行為（Ross et al.，2002），在一定程度上影響了運(yùn)動的參與度。因此，大學(xué)生體育鍛煉行為不足可能解釋為體質(zhì)測試自我設(shè)限的結(jié)果。

根據(jù)赫爾驅(qū)力理論的研究建議，個體執(zhí)行某項(xiàng)行為的努力程度，取決于消除心理匱乏狀態(tài)的內(nèi)驅(qū)力和良好習(xí)慣的共同作用（符國群，2001），即激發(fā)個體自我實(shí)現(xiàn)、增強(qiáng)自我的需求動機(jī)對鍛煉行為起到關(guān)鍵性的作用，從自我理論的心理要素方面，主要表現(xiàn)為個體的自我增強(qiáng)（Sedikides et al.，1997；Skowronski et al.，1989）。

2 自我增強(qiáng)作為體質(zhì)測試自我設(shè)限與體育鍛煉行為關(guān)系的中介解釋

研究表明，體育鍛煉行為的發(fā)生較多來源于內(nèi)部動機(jī)，積極正面的心理暗示能夠激發(fā)大學(xué)生參與健身的行動力（楊旭龍，2018；Sibley et al.，2013）。體育鍛煉行為在受到自我設(shè)限的影響時，還會受到第3變量的作用（石偉等，2004），且可能表現(xiàn)在自我增強(qiáng)的干預(yù)作用，強(qiáng)化鍛煉行為的傾向，但作為內(nèi)在驅(qū)動力的自我增強(qiáng)對體育鍛煉行為的發(fā)生機(jī)制解釋鮮見報道。自我增強(qiáng)表現(xiàn)為自我肯定的驅(qū)力（劉肖岑等，2011），是提高自我價值感或增強(qiáng)自尊、尋求積極評價的一種內(nèi)部動機(jī)（Jones，1973），對于提升個人價值感的心理需求具有重要意義，其自我的積極評價傾向表現(xiàn)為選擇性地關(guān)注、解釋、加工、強(qiáng)調(diào)和組織信息，并與認(rèn)知、行為策略相聯(lián)系（Hepper et al.，2010）。

自我增強(qiáng)理論認(rèn)為，個體都具有自我增強(qiáng)的傾向（Shrauger，1975）。自我增強(qiáng)具有自我提高和自我保護(hù)兩種功能（Hepper et al.，2010）。生活中自我提高的滿足，有助于促進(jìn)個體自我信念的發(fā)展和提升。積極的自我信念是一種有價值的資源，保護(hù)個體的行動力，幫助其在壓力面前依然保持正常的發(fā)揮（Gregg et al.，2017）。所以，自我增強(qiáng)的研究主要是在社會心理學(xué)領(lǐng)域，相關(guān)的研究試圖解釋個體需求于積極反饋和評價的心理現(xiàn)象，以及自我增強(qiáng)動機(jī)如何預(yù)測個體的行為（Gregg et al.，2011；Hep‐per et al.，2013；Lee et al.，2010；O’Mara et al.，2012）。

自我增強(qiáng)有助于個體保持良好的情緒狀態(tài)，擁有能力感，提高社會適應(yīng)力。研究表明，個體對自我越滿意，體育活動的參與度越高（Bassett et al.，2017；Berger，2014）。因而，大學(xué)生的自我增強(qiáng)水平越高，越會有著自我提高的需要，嘗試新的改變，追求自我的進(jìn)步（Dunning et al.，1989）。由此，激發(fā)大學(xué)生的自我增強(qiáng)動機(jī)，會積極作用于體育鍛煉的行為。

自我增強(qiáng)對于體質(zhì)測試自我設(shè)限與體育鍛煉行為的中介作用可能表現(xiàn)在緩解自我設(shè)限對行為的負(fù)面效應(yīng)上。自我設(shè)限者傾向于選擇消極暗示和退縮的方式應(yīng)對測試任務(wù)（Rhodewalt，1994）。自我增強(qiáng)的個體通過增加自信的信念，遇到壓力與困難時，表現(xiàn)得更有準(zhǔn)備、更有毅力和更為樂觀的情緒（Mezulis et al.，2004；Wilson et al.，2001），即自我增強(qiáng)是促動行為的正能量，有一定的心理定向作用，能潛移默化地激勵個體采取積極行動，打破自我設(shè)限的防衛(wèi)約束（Taylor et al.，2003）。自我增強(qiáng)的動機(jī)越強(qiáng)，其行為的堅持性越好。研究表明，減肥人群堅持鍛煉的意志力正是得益于增強(qiáng)自我的情感效用（Berger，2014）。Tice（1991）認(rèn)為，克服自我設(shè)限會依賴于自我增強(qiáng)的動機(jī)。雖然運(yùn)用自我設(shè)限策略可能會降低事件成功的概率，但當(dāng)個體意識到自我設(shè)限對行為的阻礙時，自我增強(qiáng)的目的會使個體在不利條件下獲得成功。因此，研究假設(shè)體質(zhì)測試自我設(shè)限解釋體育鍛煉行為的改變要受到自我增強(qiáng)的影響。

基于以上的演繹討論，研究假設(shè)：1）自我增強(qiáng)可以減少大學(xué)生體質(zhì)測試自我設(shè)限的傾向；2）自我增強(qiáng)可以促進(jìn)大學(xué)生體育鍛煉參與水平；3）體質(zhì)測試自我設(shè)限可能是大學(xué)生體育鍛煉行為不足的解釋變量；4）自我增強(qiáng)可能是大學(xué)生體質(zhì)測試自我設(shè)限和體育鍛煉行為的中介變量（圖1）。

圖1 體質(zhì)測試自我設(shè)限與體育鍛煉行為的中介假設(shè)模型示意圖Figure1.TheHypotheticalMediationModelofSelf-handicapping in the Physical Fitness to PhysicalActivity

3 研究對象與方法

3.1 研究對象

從浙江省4所高校隨機(jī)選取1 269名大學(xué)生進(jìn)行了測試，回收問卷1 250份，其中，剔除7份測試結(jié)果真實(shí)性不足的問卷，有效問卷1 243份，問卷有效率99%。大學(xué)生的平均年齡20.3±1.6歲，男生603人，女生640人。

3.2 測量工具

采用《大學(xué)生體育鍛煉心理調(diào)查問卷》，問卷主要由問卷說明、基本信息、主體內(nèi)容（體質(zhì)測試自我設(shè)限的測量、自我增強(qiáng)的測量、體育鍛煉行為的測量）組成。

體質(zhì)測試自我設(shè)限的測量是基于Rhodewalt等（1995）和王艷禎（2009）的自我設(shè)限量表改編而成。為保證問卷使用的效度，首先邀請30名大學(xué)生被試進(jìn)行訪談反饋，并在此基礎(chǔ)上修改問卷中有歧義或表述不清的條目。在正式使用前，隨機(jī)選取60名被試進(jìn)行信度和效度的檢驗(yàn)，形成最終調(diào)查問卷，確定了4個區(qū)別性較好的因子，分別為：減少努力（5個題項(xiàng)），反映的是個體因?yàn)樵谏眢w素質(zhì)和健康狀況方面達(dá)不到國家體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)，從而放棄改進(jìn)行為的選擇；尋找借口（3個題項(xiàng)），反映的是個體相信自己的身體素質(zhì)和健康狀況不可能達(dá)到國際體質(zhì)健康要求的標(biāo)準(zhǔn)；促進(jìn)干擾（3個題項(xiàng)），反映的是個體因?yàn)樯眢w素質(zhì)和健康狀況達(dá)不到國家體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)而說服自己不需要改變；抬舉他人（3個題項(xiàng)），反映的是個體承認(rèn)自己的身體素質(zhì)和健康狀況不及他人。問卷共14道題目，采用6級評分，即從1級“完全不符合”到6級“完全符合”。對300名被試的4個因子進(jìn)行因素分析驗(yàn)證（表1），累積方差貢獻(xiàn)率為63.44%。KMO=0.718，P＜0.001，內(nèi)部一致性信度為α=0.834?；谔剿餍砸蛩胤治?，研究對體質(zhì)測試自我設(shè)限4因子模型進(jìn)行了檢驗(yàn)，df=69，χ2/df=1.286，AGFI=0.89，CFI=0.905，TLI=0.091，RMSEA=0.074。各模型擬合指數(shù)都達(dá)到了推薦標(biāo)準(zhǔn)，且各個觀測因素在潛變量上的載荷較高，表明身體自我設(shè)限量表具有較好的構(gòu)想效度。

表1 體質(zhì)測試自我設(shè)限列表探索性因子分析結(jié)果Table 1 The Result of Exploratory FactorAnalysis for Self-handicapping in the Physical FitnessAssessment（PFA）Scale n=300

自我增強(qiáng)的測量是基于Hepper等（2013）的《自我增強(qiáng)問卷》改編而成。問卷共20道題，題項(xiàng)包含4個因子（表2），分別為：有利建構(gòu)，反映的是個體在個體偏向于自我服務(wù)的積極歸因；積極信念，反映的是認(rèn)知和行為上都有強(qiáng)烈地獲得正面反饋評價的需求；防御性，反映的是個體應(yīng)對可能出現(xiàn)的消極結(jié)果，所采取的認(rèn)知和行為策略；自我肯定反射，反映的是個體面對威脅自我的信息時，認(rèn)可自我價值的認(rèn)知和行為。每個因子各包含5個項(xiàng)目，采用6級評分，即從1級“完全不符合”到6級“完全符合”。問卷進(jìn)行因子相關(guān)分析后（表2），KMO=0.800，P＜0.001，內(nèi)部一致性信度α=0.846，累積方差貢獻(xiàn)率為57.44%。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果為：df=190，χ2/df=1.183，AGFI=0.82，CFI=0.865，TLI=0.960，RMSEA=0.041，表明該問卷的效度滿足要求。

表2 自我增強(qiáng)探索性因子分析結(jié)果Table 2 The Result of Exploratory FactorAnalysis for Self-enhancement Scale and Self-handicapping in the PFAScale n=112

體育鍛煉行為，指以保持健康狀態(tài)為目的的身體活動，通常以體育活動的強(qiáng)度、頻率和持續(xù)時間的度量單位來表示。體育鍛煉活動問卷基于《國際體力活動問卷》（IPAQ group，2002）改編而成，利用身體鍛煉強(qiáng)度、鍛煉頻率和鍛煉時間3個維度，以測量個體的體育鍛煉行為。問卷對被試者進(jìn)行6個月的體育鍛煉運(yùn)動量進(jìn)行評定，結(jié)合體力活動水平計算方法得出綜合評分（梁崎等，2010）。運(yùn)動量=運(yùn)動時間×運(yùn)動頻率×運(yùn)動強(qiáng)度，計算出每個大學(xué)生運(yùn)動量的分值。

3.3 數(shù)據(jù)分析方法

研究構(gòu)建的中介模型（圖2），以檢驗(yàn)分析體質(zhì)測試自我設(shè)限與體育鍛煉行為的中介效應(yīng)。X表示體質(zhì)測試自我設(shè)限（自變量），Y表示體育活動水平（因變量），M表示自我增強(qiáng)（中介變量）。根據(jù)Baron等（1986）的解釋，中介變量M（mediator）是X對Y產(chǎn)生影響的中介，即X通過M對Y產(chǎn)生作用。其中，C是X對Y的總效應(yīng)，C’是直接效應(yīng)，a、b是經(jīng)過中介變量M的中介效應(yīng)（mediator effect）；當(dāng)取一個中介變量時，效應(yīng)之間的關(guān)系為中介效應(yīng)的大小C=C’＋ab。中介效應(yīng)的大小用C-C’=ab來衡量。根據(jù)溫忠麟等（2014）提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，使用Bootstrap方法檢驗(yàn)直接效應(yīng)，如果結(jié)果不顯著，即可說明不存在中介效應(yīng)。研究采用SPSS 23.0軟件、AMOS 23.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析，并結(jié)合Bootstrap置信區(qū)間法驗(yàn)證中介模型。

圖2 中介模型示意圖Figure 2.The Mediation Model

4 研究結(jié)果

4.1 體質(zhì)測試自我設(shè)限、自我增強(qiáng)與體育鍛煉行為相關(guān)關(guān)系

分析各變量之間的關(guān)系（表3），體質(zhì)測試自我設(shè)限的4個維度（減少努力、尋找借口、促進(jìn)干擾、抬舉他人）均與體育鍛煉行為呈顯著的負(fù)相關(guān)（r=-0.241，P＜0.01）。自我增強(qiáng)的4個維度（積極信念、有利建構(gòu)、自我肯定反射、防御性）分別與體育鍛煉行為呈非常顯著的相關(guān)性（r=0.358，P＜0.01）。其中，自我增強(qiáng)的3個維度（積極信念、有利建構(gòu)、自我肯定反射）分別與減少努力、尋找借口、促進(jìn)干擾、抬舉他人之間存在非常顯著的相關(guān)（r=0.041～0.510，P＜0.01），但自我增強(qiáng)因子中的防御性維度僅與自我設(shè)限因子中減少努力、抬舉他人2個維度有顯著的相關(guān)（r=0.065～0.075，P＜0.01），而與尋找借口、促進(jìn)干擾2個維度的密切度較低。

表3 體質(zhì)測試自我設(shè)限與自我增強(qiáng)各維度的相關(guān)性分析結(jié)果Table 3 The Result of Relevance Statistics for Individual Variables of Self-enhancement and Self-handicapping

自我增強(qiáng)與體質(zhì)測試自我設(shè)限之間是顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.268，P＜0.01），與體育活動高、中、低強(qiáng)度之間呈顯著正相關(guān)（r=0.296、r=0.267、r=0.189，P＜0.01）。體質(zhì)測試自我設(shè)限與體育活動高、中、低強(qiáng)度之間分別呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.260、r=-0.152、r=-0.080，P＜0.01）。

4.2 體質(zhì)測試自我設(shè)限與體育鍛煉行為的中介效應(yīng)分析

研究依據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，分析步驟為：1）驗(yàn)證體質(zhì)測試自我設(shè)限對體育鍛煉行為的總效應(yīng)C。C=0.30（P＜0.01），說明體質(zhì)測試自我設(shè)限對體育活動體質(zhì)測試的影響顯著，即體質(zhì)測試自我設(shè)限可以負(fù)向地預(yù)測體育活動；2）依次對a、b兩個路徑系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。a=-0.39，b=0.54，說明體質(zhì)測試自我設(shè)限與自我增強(qiáng)”有顯著負(fù)相關(guān)，自我增強(qiáng)與體育鍛煉行為之間存在顯著關(guān)聯(lián)（圖3）；3）依據(jù)Mackinnon等（2004）提出的Bootstrap法檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。在研究中，該檢驗(yàn)方法模型選擇Modle 4，樣本量為5 000，在95%置信區(qū)間（95%CI）下，檢查中介路徑 是否存在，結(jié)果是否顯著。

圖3 體質(zhì)測試自我設(shè)限與體育鍛煉行為的中介模型示意圖Figure 3.The Mediation Model of Self-handicapping in the Physical Fitness to PhysicalActivity

Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果顯示，自我增強(qiáng)的中介效應(yīng)為0.35，95%CI：0.31，1.54，置信區(qū)間不包含 0，該中介效應(yīng)顯著。

5 討論

研究顯示，自我增強(qiáng)的中介效應(yīng)顯著，在模型中扮演的是部分中介作用，認(rèn)為體質(zhì)測試自我設(shè)限與體育行為呈現(xiàn)的是負(fù)相關(guān)關(guān)系，其直接效應(yīng)量為-0.09（圖3），反映的是阻礙了體育鍛煉行為發(fā)生的效果，也表現(xiàn)為個體的體質(zhì)測試自我設(shè)限得分越高，越會認(rèn)定自己不能夠勝任測試任務(wù)，說服自己不去改變，更傾向于選擇低強(qiáng)度、體力消耗少的活動，導(dǎo)致靜坐少動的時間加長，運(yùn)動參與的時間減少。本研究假設(shè)得到了支持，即體質(zhì)測試自我設(shè)限對于大學(xué)生體育鍛煉行為有反向的預(yù)測作用，這與Thompson等（2003）的研究基本一致，即體質(zhì)測試自我設(shè)限的意識越強(qiáng)，改變體質(zhì)的行動意識越弱，個體就越逃避體育活動；而自我設(shè)限一旦成為習(xí)慣，運(yùn)動興趣和樂趣則會降低，繼而成為參與體育鍛煉的心理障礙（Rhodewalt，1994）。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)大學(xué)生自察到身體素質(zhì)和健康狀況可能達(dá)不到國家體質(zhì)健康標(biāo)準(zhǔn)時，通常會采用減少努力的策略。為回避體質(zhì)測試的壓力，高自我設(shè)限者會在主觀上提前創(chuàng)造出一個殘缺的、不在狀態(tài)的自我，采用各種設(shè)限的策略，充當(dāng)保護(hù)自我的盾牌（Martin，1998），愈發(fā)造成體育鍛煉的行動力缺失。

根據(jù)研究假設(shè)，自我增強(qiáng)是大學(xué)生體質(zhì)測試自我設(shè)限和體育鍛煉行為的中介變量。研究顯示，自我增強(qiáng)的中介效應(yīng)值在解釋模型中占到總效應(yīng)的比值為：effect m=ab/c=0.70，即占模型解釋總效應(yīng)的70%。體質(zhì)測試自我設(shè)限對體育鍛煉行為的因果效應(yīng)為0.30，其中，0.21的效應(yīng)來自間接因果效應(yīng)，0.09的效應(yīng)來自直接因果效應(yīng)。說明自我增強(qiáng)在體質(zhì)測試自我設(shè)限與體育鍛煉行為關(guān)系的作用過程中具有部分中介作用，支持了本研究假設(shè)。在中介效應(yīng)模型（圖3）中，自我增強(qiáng)影響體育鍛煉行為的效應(yīng)值為0.54，表現(xiàn)出大的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，可以解釋為其對體質(zhì)測試自我設(shè)限預(yù)測體育鍛煉行為發(fā)生的過濾機(jī)制，即體質(zhì)測試自我設(shè)限得分高的個體將被自我增強(qiáng)濾選，使得自我增強(qiáng)與體育鍛煉行為的關(guān)聯(lián)度增加，說明自我增強(qiáng)可以緩解體質(zhì)測試自我設(shè)限的負(fù)面效應(yīng)，對體育鍛煉行為產(chǎn)生促進(jìn)作用。

有研究認(rèn)為，即使出現(xiàn)負(fù)面的評價反饋，高自我增強(qiáng)個體會努力地認(rèn)為其是不準(zhǔn)確的（Garcia，1995），更傾向于忘記失敗、記住成就、作出對自己有利的歸因，秉持自己比他人優(yōu)秀的信念（Promin et al.，2001），而且相信是可以通過努力改變的（Martin et al.，2001）。本研究顯示，自我增強(qiáng)與體質(zhì)測試自我設(shè)限存在負(fù)相關(guān)關(guān)系（圖3），反映了自我增強(qiáng)得分越高的被試，自我設(shè)限的分值越低?？梢哉J(rèn)為，在面對測試壓力時，高自我增強(qiáng)個體對能否完成體質(zhì)測試表現(xiàn)出高自信、輕松的狀態(tài)，極少采用自我設(shè)限策略。這一結(jié)論與前期他人研究結(jié)果相一致（Taylor，2003），同時驗(yàn)證了研究假設(shè)，即自我增強(qiáng)動機(jī)能夠干預(yù)大學(xué)生使用自我設(shè)限策略的傾向。高自我增強(qiáng)的大學(xué)生認(rèn)為測試結(jié)果是努力付出的體現(xiàn)，即使評價不高，也只是暫時性的，他們更注重后期的提升與改變。研究顯示，要改變鍛煉行為不足的現(xiàn)狀，首要是驅(qū)動個體自我增強(qiáng)的能量之源，才能弱化大學(xué)生自我設(shè)限的意識，即不被既有的自我概念所束縛。在認(rèn)知上，建構(gòu)體質(zhì)健康測試評價的自我信念，信心越高，自我提高的意念越強(qiáng)，參與體育鍛煉和改變自我的意愿亦會越強(qiáng)，從而增強(qiáng)鍛煉行為發(fā)生的自主聯(lián)動性（DeJonge et al.，2019）。

值得一提的是，數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，自我增強(qiáng)中的防御性因子與自我設(shè)限中減少努力、抬舉他人的兩個因子呈顯著正相關(guān)（表3），這與Deppe等（1996）的研究解釋一致。研究認(rèn)為，防御性是出于對失敗可能的自我保護(hù)，更多的是維持個體愉快的心境，緩解暫時的焦慮狀態(tài)（Adam et al.，2006；Harris et al.，1986；Sedikides，1995）；當(dāng)個體在接受負(fù)面反饋之前有機(jī)會進(jìn)行自我設(shè)限，就可以免受失敗反饋所帶來的負(fù)面結(jié)果的傷害，對任務(wù)的評價更為積極（Tice，1991）?？梢?，驅(qū)使個體行為的內(nèi)在動機(jī)是非常復(fù)雜的（Hepper et al.，2010；Swann et al.，2007），同樣一個行為既可能因?yàn)樽晕以鰪?qiáng)，又可能源于自我保護(hù)。有趣的是，在追蹤訪談中發(fā)現(xiàn)，多數(shù)學(xué)生認(rèn)為，當(dāng)自己在測試時有意識地減少努力，心態(tài)則會比較放松，也不太會苛求評價結(jié)果；而與同學(xué)相互抬舉一番后，會緩解些許心理壓力，測試氛圍也能變得輕松。Todd（2002）的研究也表明，個體一旦卸下心理包袱，能夠使得注意力更集中，更有利于行為表現(xiàn)。

在中介模型關(guān)系式中，自我增強(qiáng)與體育鍛煉行為呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系（圖3），效應(yīng)值為0.54，結(jié)果反映了自我增強(qiáng)能夠正向促進(jìn)體育鍛煉行為的發(fā)生，研究假設(shè)得到了支持。高自我增強(qiáng)的個體偏向于選擇籃球、足球、快速騎自行車等高、中強(qiáng)度的體育運(yùn)動，他們有主動參與鍛煉的意識，熱衷于參加競賽類項(xiàng)目，有著穩(wěn)定的情緒狀態(tài)和良好的社會適應(yīng)力，即自我增強(qiáng)得分高的被試更傾向于追求積極的自我概念，更可能關(guān)注于通過體育鍛煉的形式滿足自我諸如外貌、健康、能力、樂趣的內(nèi)在需求。因此，研究啟示，需要關(guān)注個體體測反饋評價的獨(dú)特性需求。

6 結(jié)論

研究驗(yàn)證了自我增強(qiáng)作為體質(zhì)測試自我設(shè)限的體育鍛煉模型的中介解釋效應(yīng)。其中，體質(zhì)測試自我設(shè)限阻礙大學(xué)生參與體育鍛煉的行為，而自我增強(qiáng)作為中介變量可以減少體質(zhì)測試自我設(shè)限的水平，并促進(jìn)體育鍛煉的參與，從而達(dá)到緩解由于體質(zhì)測試自我設(shè)限阻礙體育鍛煉參與的作用。

研究建議，鍛煉行為的改變，可以通過對大學(xué)生積極自我人格的塑造。當(dāng)自我增強(qiáng)的內(nèi)在力量被激發(fā)，有助于大學(xué)生擁有正確應(yīng)對體質(zhì)測試和負(fù)面評價的能力，自我增強(qiáng)的驅(qū)動力越強(qiáng)，越自愿為之努力，真正的行為改變就會發(fā)生。

然而，由于影響體育鍛煉行為的改變具有多變性，研究假設(shè)雖得到了驗(yàn)證，但僅僅是基于單一的顯變量解釋模型的構(gòu)建。在今后的研究中，仍要考慮加入自我不同因素的考察變量及擴(kuò)大被試量，進(jìn)一步驗(yàn)證自我增強(qiáng)與多維度變量綜合變化或干預(yù)體育鍛煉行為的解釋模型。