锻炼承诺与锻炼行为的关系
锻炼承诺直接针对锻炼行为的持续性，因此，带有时间的纵向研究设计是最为理想的，例如：在一个时间点测得研究对象的运动承诺，然后跟踪调查研究对象的体育锻炼坚持情况。由于研究资源和力量的限制，本次研究仅能获得一个横切面的数据，因此，只能舍去对锻炼行为持续性的研究，基于调查获得的横截面数据，来探讨运动承诺与同期的锻炼行为的关系。测量的题目和描述性统计见表3-8，采用的是中国群众现状调查中的体育人口衡量指标。
行为是由内因和外因共同作用的结果，作为内因的运动承诺在这一系统中对锻炼行为到底能起到多大的作用呢？与锻炼行为的其他影响因素相比较哪一个更重要？实践中常常把退出体育锻炼归因于缺乏锻炼环境和锻炼条件太差，许多的实证研究也证实了这一点，如：Raynor等对锻炼设备可利用性进行的调查研究说明“锻炼设备的可获得性和方便性可预测锻炼行为”［180］，因此，采用可用时间、锻炼场地和锻炼器材作为主要的外部条件指标作为参照点，以检验运动承诺在对锻炼行为的相对重要性。测量的题目和描述性统计见表3-8。
根据上述的设定，在本次研究中，假设6的操作性假设被定义为：锻炼承诺对锻炼行为的影响效应大于锻炼条件。事实上，这也是对锻炼承诺测量效标效度的检验。
表3-8 量表题目和描述性统计
依据本节的研究假设和构想概念——行为是由内因和外因共同作用的结果，在LISREL中通过交互的方式建立了“体育行为内外因协同作用模型”，运行后获得结构方程基本模型图（见图3-5）。从图中可以看出，结构模型包括3个潜变量，锻炼行为是内生潜变量，锻炼承诺和锻炼条件为外生潜变量；测量模型包括8个测量指标（显变量）。考察输出结果的LAMBDA-X矩阵（证实性因子分析中的因子负荷，在图3-5中为锻炼承诺和锻炼条件指向6个测量指标的箭头上标注的数字），锻炼承诺和锻炼条件的测量项目的因子负荷均高于0.4，说明测量锻炼承诺和锻炼条件的会聚效度是可以接受的。(https://www.daowen.com)
图3-5 LISREL结构方程基本模型图（标准估计量）
图3-5中还输出了模型数据拟合的验证性分析结果，卡方值X2=25.2，自由度df=17，X2/df小于2，P值不具显著性，说明根据假设模型产生的总体协方差估计矩阵与根据观测数据产生的协方差矩阵是一致的，模型和观测数据拟合很好。模型的近似误差均方根估计值（RMSEA）为0.051，达到0.05的标准；比较拟合指数（CFI）=0.968，拟合优度指数（GFI）=0.967，调整自由度的拟合优度指数（AGFI）=0.930，均高于0.9的标准，这些指标值也表明模型和观测数据拟合很好。
考察结构方程的多元相关系数平方根（Squared Multiple Correlations for Structural Equations，R2），模型中的锻炼承诺和锻炼条件能够解释内生潜变量锻炼行为的方差为0.817，说明能够用锻炼承诺和锻炼条件构想概念对大学生体育锻炼行为进行很好的预测和解释。
考察外生潜变量对内生潜变量的标准化回归矩阵（Standardized Regression Matrix ETA on KSI），锻炼承诺对锻炼行为的标准化回归系数（即图3-5中锻炼承诺指向锻炼行为的路径系数）为0.908（t=2.802，p＜0.01），锻炼承诺与锻炼行为有很强的正相关，说明体育锻炼承诺不强的确是学生退出体育锻炼的重要原因；锻炼条件对锻炼行为的标准化回归系数（即图3-5中锻炼条件指向锻炼行为的路径系数）为-0.374（t=-1.719，p＜0.1），锻炼条件与锻炼行为表现出较弱的负相关，学生主观上认为锻炼环境和锻炼条件不好在一定程度上也会妨碍其积极参加体育锻炼。这些数据表明在模型的内部，通过锻炼承诺预测和解释锻炼行为的路径更为可靠，相对要重要得多，说明在影响当前的大学生体育锻炼的机制中占主导作用的是内因——锻炼承诺。
从以上的实证分析来看，可以初步判断，在目前情景下，锻炼环境和锻炼条件对学生参与体育锻炼的制约远远不如学生缺乏参与体育锻炼的主观能动性产生的作用大。把大学体育课程结束后，学生退出体育锻炼简单地归因于缺乏锻炼环境和锻炼条件太差，很容易让我们忽略大学生不坚持体育锻炼的本质问题——锻炼承诺较低。