四因素结构模型的检验

在Scanlan等的运动承诺理论模型中，运动乐趣、参与选择、个人投入、社会约束和参与机会五个因素是运动承诺的前因，但实证时，因参与选择测量题目的局限，只验证了四因素模型［178］，为与Scanlan等的前期研究相比较，对结构模型进行检验的第一步只检验四因素模型（排除参与选择结构）。

根据Scanlan等的运动承诺理论的思想——运动乐趣、个人投入、社会约束和参与机会是运动承诺的前因变量，把锻炼承诺作为内生潜变量（endogenous latent variable），其余四个作为外生潜变量（exogenous latent variable），在LISREL 8.53软件中采用测量模型4的测量题项的原始数据进行了数据拟合的验证性分析，分析得出的结构模型的路径图见图3-2，模型的拟合优度参数见表3-7。分析结果显示各项拟合优度参数达到指标可接受的标准，表明模型和数据拟合很好。模型的四个前因变量能解释锻炼承诺69.2%的方差变异，CFI=0.993，比Scanlan等检验时（R2=0.68，CFI=0.981）的效果还约好一些，说明运动承诺理论模型具有较好的跨样本效度和跨文化效度。

图3-2　锻炼承诺四因素模型路径图

表3-7　LISREL估计量：结构模型拟合优度结果(https://www.daowen.com)

从结构模型1运行得出的路径系数可以看出，模型中只有3个前因变量与锻炼承诺为正相关，按影响效应大小排序这三个前因是个人投入（β=0.429，t=3.042，p＜0.01）、参与机会（β=0.38，t=2.252，p＜0.05）和锻炼乐趣（β=0.236，t=1.761，p＜0.1）。个人投入是模型中影响效应最大的预测变量，这说明：大学生在以前的体育锻炼中投入越大，他继续坚持体育锻炼的心理承诺越强，理论模型的假设3（个人投入对锻炼承诺有正影响）得到了证实。参与机会与锻炼承诺的显著性正相关说明：大学生认识到的参与机会越多和越看重这些参与机会，其锻炼承诺就会越得到加强，理论模型的假设5（参与机会对锻炼承诺有正影响）也得到了证实。

锻炼乐趣与锻炼承诺表现为正相关，但在这次实证中，路径系数只达到P＜0.1的显著标准，这条路径之所以缺乏显著性可能有以下原因：（1）本次实证检验使用样本较小；（2）前因变量有较高的相关，锻炼乐趣的效应可能被其他前因变量掩盖。但这一结果基本上可以证实理论模型的假设1（锻炼乐趣对锻炼承诺有正影响）。

锻炼承诺与社会约束呈显著性负相关（β=-0.29，t=-2.043，p＜0.01），这一结果也证实了理论模型的假设4（社会约束对运动承诺有负影响）。这与Scanlan等最初的理论假设不一致，Scanlan等在实证时已经发现这一相反的关系，不过这一负相关关系在大学生样本中表现得更为明显（Scanlan等以青年运动员为对象验证时社会约束的标准化回归系数为-0.069），这与Kelley的亲密关系理论中关于社会约束和承诺之间关系的研究结论不一致，由于Scanlan等最初的理论假设是基于亲密关系理论，Scanlan等针对这相反的结论进行了解释，认为“青年人体育运动与成年人关系存在本质上的差别，青年人的体育运动是自愿的、自由选择的活动，大多数青年运动员参与体育运动是因为他们希望参与，而不是他们必须参与”。对大学生来讲，除了Scanlan等认为的原因外，还可能存在两个更主要的原因，首先，大学生处于向成年人的过渡阶段，表现为追求独立自主和自由，往往对外部约束有一定的抵触情绪；其次，锻炼承诺的决定因素之间存在较强的相互关系，可能存在一些中介效应，被动的和强制的体育锻炼不如自愿的自主的体育锻炼有乐趣，从而影响继续参与体育锻炼。

总的来看，四因素模型分析的结果基本上与Scanlan等实证时得出的结论一致，锻炼乐趣、个人投入、参与机会和社会约束能够很好地预测锻炼承诺，初步证明运动承诺理论模型能较好地用于预测中国大学生体育锻炼坚持的行为意图，具有较好的跨样本效度和跨文化效度。