王深　劉一平　王春發(fā)　等

摘 要：以52個(gè)有組織的鍛煉群體共601名鍛煉成員為研究對象，運(yùn)用分層線性模型分析技術(shù)，主要考察鍛煉群體的樣本特征、凝聚力、領(lǐng)導(dǎo)行為等變量，在群體水平上對成員鍛煉堅(jiān)持性的影響。結(jié)果表明：個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性存在顯著的群體差異，個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性的總體變異有12.8%由群體差異造成；鍛煉群體的成立時(shí)間、凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為等因素是影響成員鍛煉堅(jiān)持性的重要群體變量；群體成立時(shí)間、群體凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為，對成員鍛煉堅(jiān)持性的群體變異均具有較大的解釋率和顯著的正向預(yù)測作用。

關(guān) 鍵 詞：體育心理學(xué)；群體凝聚力；鍛煉團(tuán)體領(lǐng)導(dǎo)行為；鍛煉堅(jiān)持性；分層線性模型

中圖分類號：G804.8 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1006-7116（2015）02-0036-06

當(dāng)前活躍在城鄉(xiāng)社區(qū)的廣場、公園、校園等地、因興趣晨晚聚集在一起的休閑康樂組織、體育興趣小組等鍛煉群體，逐漸成為我國全民健身活動(dòng)的主要載體。有關(guān)身體活動(dòng)偏好研究的文獻(xiàn)表明，人們更喜歡與其他人一起運(yùn)動(dòng)，而不是一個(gè)人。根據(jù)Dishman和Buckworth[1]的元分析研究發(fā)現(xiàn)，群體鍛煉比獨(dú)自鍛煉對個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性的影響更大，群體比個(gè)人更有助于提高鍛煉堅(jiān)持性已取得共識[2]，并初步總結(jié)出促進(jìn)個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性的群體因素有凝聚力、領(lǐng)導(dǎo)行為、團(tuán)體規(guī)范、團(tuán)體氛圍與團(tuán)體構(gòu)成等。

群體形式的鍛煉已成為我國群眾體育的主要形式，但是群體層面的變量對個(gè)體鍛煉行為影響的研究卻相對缺乏。鍛煉個(gè)體除受到自身及其家庭的影響之外，還受到所在鍛煉群體的影響，而群體凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為是群體影響因素中最為直接、更具滲透力的影響源。其中，群體凝聚力被認(rèn)為是體育活動(dòng)群體效能中最重要的構(gòu)建因素，不僅影響對運(yùn)動(dòng)課程的堅(jiān)持性，甚至還與各種各樣的，包括退課、缺席、遲到行為，擾亂規(guī)矩事件等行為成顯著相關(guān)[3]，這一結(jié)論在健身班級、休閑康樂團(tuán)體以及精英運(yùn)動(dòng)團(tuán)體中均得到證實(shí)。其中，Spink和Carron[4]對大學(xué)生和俱樂部成員的系列研究發(fā)現(xiàn)，社交凝聚力是區(qū)分鍛煉堅(jiān)持者與退出者的重要因素，任務(wù)凝聚力可以預(yù)測大學(xué)生的鍛煉堅(jiān)持性，而社交凝聚力能可靠區(qū)別私人俱樂部中的定期參加者和退出者。Estabrooks[5-6]的兩項(xiàng)關(guān)于老年人健身班級的研究則驗(yàn)證了凝聚力對鍛煉堅(jiān)持性的短期與長期的預(yù)測作用，即社交凝聚力能預(yù)測老年人1個(gè)月后的鍛煉出席率，任務(wù)凝聚力能預(yù)測老年人6個(gè)月和12個(gè)月后的鍛煉出席率。基于凝聚力可以顯著預(yù)測成員的鍛煉堅(jiān)持性，研究者進(jìn)一步提出：如果參與到一個(gè)圍繞動(dòng)機(jī)目標(biāo)而使團(tuán)體凝聚力得以系統(tǒng)提升的團(tuán)體當(dāng)中，個(gè)體是否可以提高鍛煉的堅(jiān)持性？對此，Spink和Carron[7-8]的系列研究證實(shí)了增強(qiáng)凝聚力的團(tuán)隊(duì)建設(shè)策略能夠顯著提高老年人、成年人、年輕人鍛煉行為的堅(jiān)持性。Bruner和Spink[9-10]的推廣研究也發(fā)現(xiàn)，增強(qiáng)凝聚力的團(tuán)隊(duì)建設(shè)，不僅能夠顯著增強(qiáng)青少年的鍛煉堅(jiān)持性，而且成員對團(tuán)體的滿意程度更高。

領(lǐng)導(dǎo)行為也被視為促進(jìn)成員鍛煉堅(jiān)持性的一個(gè)關(guān)鍵因素。其中，心肌梗塞病史鍛煉者認(rèn)為指導(dǎo)員的低劣服務(wù)以及自己不被指導(dǎo)員關(guān)注是他們退出鍛煉的主要原因[11]。能夠使成員保持良好鍛煉行為、與成員互助合作，并使團(tuán)體獲得成就或知名度的領(lǐng)導(dǎo)行為，有助于激勵(lì)老年人的鍛煉堅(jiān)持性[12]。近期王深等[13]的研究也指出，善于幫助成員堅(jiān)持鍛煉、熱心負(fù)責(zé)、提供指導(dǎo)與團(tuán)隊(duì)建設(shè)的領(lǐng)導(dǎo)行為，能夠直接促進(jìn)成員的鍛煉堅(jiān)持性。除了領(lǐng)導(dǎo)行為對鍛煉堅(jiān)持性的影響外，還有研究發(fā)現(xiàn)，互動(dòng)的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與豐富多樣的鍛煉計(jì)劃，更有利于提高女性鍛煉者的鍛煉樂趣與堅(jiān)持意愿[14]。此外，群體凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為也可能密切相關(guān)。Caperchione等[15]對女子健步走群體的研究發(fā)現(xiàn)，高度熱情、善于激勵(lì)、能夠提供個(gè)人指導(dǎo)、定期組織體育活動(dòng)的領(lǐng)導(dǎo)者，往往伴隨著更高水平的團(tuán)體凝聚力，從而可能會對成員的鍛煉堅(jiān)持性有促進(jìn)作用。

基于以上的研究，群體凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為均可能對成員個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性產(chǎn)生影響。中國有以領(lǐng)導(dǎo)為核心的集體主義文化，人際交往凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為在我國各類組織中對成員的影響尤為顯著，但具體發(fā)揮怎樣的作用，還需進(jìn)行更加深層和精細(xì)的實(shí)證研究。目前，國內(nèi)雖然開始關(guān)注群體鍛煉中的人際交往對個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性的積極作用[16]，但從群體水平解釋個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性的實(shí)證研究尚少，而且對凝聚力等群體變量的分析大多采用傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)分析方法。由于群體凝聚力、領(lǐng)導(dǎo)行為一般是通過個(gè)體成員的想法進(jìn)行評估，個(gè)體的表現(xiàn)往往與團(tuán)體相互依存并反映團(tuán)體的影響，這種情形提示了所測數(shù)據(jù)的多水平特性和數(shù)據(jù)表現(xiàn)出來的成員與團(tuán)體的嵌套。為了避免對群體效應(yīng)或個(gè)體效應(yīng)的高估，我們在考察凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為等群體變量時(shí)，考慮采用適合處理組群實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的分層線性模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

在控制其它變量的情況下，本研究重點(diǎn)探討鍛煉群體的樣本特征、群體凝聚力、領(lǐng)導(dǎo)行為等群體變量在群體水平上對成員鍛煉堅(jiān)持性的影響，并假設(shè)鍛煉群體的人數(shù)規(guī)模、項(xiàng)目類別、有無經(jīng)費(fèi)、成立時(shí)間及群體凝聚力、領(lǐng)導(dǎo)行為等群體變量對成員鍛煉堅(jiān)持性均具有明顯的預(yù)測作用。

1 研究方法

1.1 研究樣本

有組織的鍛煉群體，是指有負(fù)責(zé)人召集的體育活動(dòng)群體，如校園俱樂部或體育興趣小組、健身休閑戶外群、公園健身活動(dòng)群等。2013年12月下旬至2014年4月以群體為單位，采用方便抽樣的方法，在福州、廈門、泉州等城市社區(qū)、校園以現(xiàn)場或網(wǎng)絡(luò)的形式選取52個(gè)有組織的鍛煉群體共700名被試者，回收有效問卷601份，問卷回收率86%。鍛煉群體成員中女性占52%，男性占48%；中學(xué)生占27%，大學(xué)生占29%，25～40歲的成年人占20%，40歲以上中老年人占24%；年齡跨度13～65歲，平均年齡為30.1歲；群體人數(shù)規(guī)模最少為3人，最多為30人；有經(jīng)費(fèi)支持的鍛煉群體占總數(shù)的43%；集群項(xiàng)目的鍛煉群體占總數(shù)的45%，群體成立時(shí)間跨度1～11年，其中成立時(shí)間1年以內(nèi)的占31.4%，1～3年的占54.3%，3～11年的占11.4%。

1.2 測量工具

1）群體凝聚力（group cohesion），采用馬紅宇[17]修訂的群體環(huán)境問卷，共15個(gè)項(xiàng)目，分4個(gè)維度，即群體任務(wù)吸引（ATG-T）、群體社交吸引（ATG-S）、群體任務(wù)一致性（GI-T）與群體社交一致性（GI-S）。量表采用Likert-7點(diǎn)計(jì)分，從1為“非常不同意”到7為“非常同意”。模型擬合指數(shù)為χ2/df=2.15、NNFI=0.91、AGFI=0.89、CFI=0.87、GFI=0.91。各分量表內(nèi)部一致性系數(shù)分別為：0.71、0.72、0.82和0.78。在研究中，各分量表Cronbach α系數(shù)為0.76、0.75、0.85、0.78。

2）鍛煉團(tuán)體領(lǐng)導(dǎo)行為（group exercise leadership），采用王深等[13]編制的鍛煉團(tuán)體領(lǐng)導(dǎo)行為問卷，共18個(gè)項(xiàng)目，包含4個(gè)維度，即幫助成員堅(jiān)持鍛煉、熱心負(fù)責(zé)、提供指導(dǎo)與團(tuán)隊(duì)建設(shè)，采用Likert-5點(diǎn)計(jì)分，從非常不同意到非常同意，依次記為1～5分。一階4因素模型的各項(xiàng)擬合指標(biāo)（χ2/df=1.85、RMSEA=0.049、NFI=0.93、NNFI=0.96、CFI=0.96、IFI=0.96、NCP=109.57）與二階單因素模型的各項(xiàng)擬合指標(biāo)（χ2/df=1.89、RMSEA=0.049、NFI=0.93、NNFI=0.96、CFI=0.96、IFI=0.96、NCP=116.04）均達(dá)到心理測量學(xué)較高標(biāo)準(zhǔn)要求，故在本研究中將領(lǐng)導(dǎo)行為的4維度進(jìn)行單維處理。問卷的Cronbach α系數(shù)為0.843。

3）鍛煉自我效能（exercise self-efficacy），采用Wu與Ronis 等[18]編制的鍛煉自我效能問卷，共12個(gè)項(xiàng)目，單維，采用Likert-3點(diǎn)計(jì)分，從1（我做不到）到3（我確定能做到），此量表由臺灣地區(qū)青少年的測試結(jié)果，表明量表的Cronbach α系數(shù)為0.87，結(jié)構(gòu)模型檢驗(yàn)顯示該量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度（χ2/df=4.495、RMSEA=0.06、GFI=0.96、AGFI=0.94、NFI=0.93、CFI=0.95、TLI=0.93）。該量表的Cronbach α系數(shù)為0.853。

4）鍛煉堅(jiān)持性（exercise adherence），采用何小珍[19]的鍛煉堅(jiān)持性問卷，共20個(gè)項(xiàng)目，包括5個(gè)維度，即鍛煉持久性、鍛煉興趣、價(jià)值判斷、認(rèn)知選擇、鍛煉努力5個(gè)分量表，量表采用1～5的5級Likert量度，從1“非常同意”到5“非常不同意”。模型擬合指數(shù)為χ2/df=2.13、RMSEA= 0.078、CFI=0.95、NFI=0.91、GFI=0.88、IFI=0.95、AGFI=0.82，符合研究的要求。量表的Cronbach α系數(shù)為0.854。

1.3 分析方法

采用多層線性分析技術(shù)，用HLM6.06軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。鍛煉成員為第1水平，鍛煉群體為第2水平。成員水平的變量有：個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性、性別、年齡、受教育程度、專業(yè)、鍛煉自我效能等6個(gè)變量，其中個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性為因變量，性別、鍛煉自我效能等為自變量；群體水平的變量有：鍛煉群體的成立時(shí)間、運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目、人數(shù)規(guī)模、有無經(jīng)費(fèi)贊助、群體平均感知的凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為支持等6個(gè)變量。分析中將第1水平的預(yù)測變量都進(jìn)行了組均值的中心化，以減小變量之間的共線性[20]。為了正確分析群體凝聚力、領(lǐng)導(dǎo)行為對成員鍛煉堅(jiān)持性的影響，研究提出3個(gè)模型：模型1為零模型，第1層和第2層都不添加任何預(yù)測變量，主要檢驗(yàn)個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性在群體間的變異情況，以此確定是否適合使用現(xiàn)有的兩水平模型。模型1表示如下：

第1層（成員水平）：因變量=β0j+γij

第2層（群體水平）：β0j+γ00+μ0j

模型2加入第1水平的全部變量，考察個(gè)體水平的變量對成員鍛煉堅(jiān)持性的影響。模型2表示如下：

第1層（成員水平）：鍛煉堅(jiān)持性=β0+β1（性別）+ β2（年齡）+β3（受教育水平）+β4（專業(yè)）+β5（鍛煉自我效能）+γij

第2層（群體水平）：β0j+γ00+μ0j、β1j+γ10、β2j+γ20、β3j+γ30、β4j+γ40、β5j+γ50

模型3繼續(xù)加入第2水平的全部變量，考察這些變量對成員鍛煉堅(jiān)持性的影響。其中，模型3表示如下：

第1層（成員水平）：

因變量=β0+β1（性別）+β2（年齡）+β2（受教育水平）+β4（專業(yè)）+β5（鍛煉自我效能）+γij

第2層（群體水平）：β0j+γ00+γ01（群體成立時(shí)間）+γ02（群體凝聚力）+γ03（領(lǐng)導(dǎo)行為）+μ0j

β1j+γ10、β2j+γ20、β3j+γ30、β4j+γ40、β5j+γ50

1.4 數(shù)據(jù)分析

1）聚合分析。

使用組相關(guān)系數(shù)ICC（Intraclass corre-lation coefficients）和組內(nèi)一致性系數(shù)Rwg驗(yàn)證鍛煉群體中個(gè)體評價(jià)的群體凝聚力和領(lǐng)導(dǎo)行為聚合到群體層面的適合性。單因素方差分析顯示，鍛煉群體凝聚力的組間均方和組內(nèi)均方存在非常顯著性差異（χ2=156.609，P<0.001），運(yùn)用公式ICC（1）= 、ICC（2）= 進(jìn)行計(jì)算，得出ICC（1）和ICC（2）分別為0.20和0.73。鍛煉團(tuán)體領(lǐng)導(dǎo)行為的組間均方和組內(nèi)均方存在非常顯著性差異（χ2=254.502，P<0.001），ICC（1）和ICC（2）分別為0.39和0.87。群體凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為的所有的組相關(guān)系數(shù)ICC（1）和ICC（2）均符合James[21]給出的經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)ICC（1）>0.12和ICC（2）>0.50，這一結(jié)果表明凝聚力和領(lǐng)導(dǎo)行為所測量的是群體中所共享的凝聚力感知與領(lǐng)導(dǎo)行為感知，并且能夠辨識不同群體的差異，同時(shí)也表明可將個(gè)體水平的凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為數(shù)據(jù)整合為群體水平的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

群體內(nèi)部一致性系數(shù)Rwg的值采用James，Demaree 和Wolf所提供的公式計(jì)算，凝聚力4個(gè)維度的Rwg均值分別為0.85、0.81、0.79和0.83，領(lǐng)導(dǎo)行為4個(gè)維度的Rwg均值分別為0.80、0.84、0.81和0.78，全部超過James，Demaree和Wolf[21]推薦的0.70的標(biāo)準(zhǔn)，符合組內(nèi)評價(jià)一致性基本標(biāo)準(zhǔn)。這一結(jié)果表明群體凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為的測量是群體成員共享的感知，而不是將完全不同的群體成員對凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為的感知簡單匯聚，說明數(shù)據(jù)在群體層次上的聚合是適當(dāng)和有效的。

2）描述性統(tǒng)計(jì)。

統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：52個(gè)鍛煉群體的凝聚力均值為5.69，標(biāo)準(zhǔn)差為0.52；52個(gè)鍛煉群體的領(lǐng)導(dǎo)行為支持感知均值為3.87，標(biāo)準(zhǔn)差為0.73；601名成員鍛煉堅(jiān)持性得分的總平均值為4.13，標(biāo)準(zhǔn)差為0.50。除成員鍛煉堅(jiān)持性得分在群體成立時(shí)間上存在顯著性差異外，在人數(shù)規(guī)模、有無經(jīng)費(fèi)等方面均不存在顯著性差異。其中，成立時(shí)間在1年以內(nèi)的成員鍛煉堅(jiān)持性的平均值為3.98，標(biāo)準(zhǔn)差為0.54；成立時(shí)間在1～3年的成員鍛煉堅(jiān)持性的平均值為4.19，標(biāo)準(zhǔn)差為0.51；成立時(shí)間3年以上的成員鍛煉堅(jiān)持性的平均值為4.32，標(biāo)準(zhǔn)差為0.48。

2 結(jié)果及分析

1）模型1結(jié)果分析。

要確定因變量的總體變異中有多大比例是由第2層的差異造成的，需要計(jì)算跨級相關(guān)（ICC），根據(jù)跨級相關(guān)公式ρ= ，本研究的跨級相關(guān)值為 =0.128。Cohen（1988）提出了跨級相關(guān)的判斷標(biāo)準(zhǔn)：0.059>ρ≥0.01，低度關(guān)聯(lián)強(qiáng)度；0.138>ρ≥0.059，中度關(guān)聯(lián)強(qiáng)度；ρ≥0.138，高度關(guān)聯(lián)強(qiáng)度。即當(dāng)ρ≥0.059時(shí)，表示造成因變量的組間變異是不可忽略的，必須將組間的效應(yīng)考慮到多層線性模型里。本研究中因變量的跨級相關(guān)為0.128，屬中度關(guān)聯(lián)強(qiáng)度，說明個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性的得分存在顯著的組間差異（χ2（46）=115.365，P<0.001），需用多層線性模型進(jìn)行分析。同時(shí)，也表明個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性的得分存在顯著性差異，群體水平的變異解釋了總變異的12.8%。

2）模型2結(jié)果分析。

單因素方差分析表明，個(gè)體樣本特征中除性別不具顯著性差異之外，其他如年齡、受教育水平與專業(yè)下的鍛煉堅(jiān)持性行為均具有顯著差異，同時(shí)，鍛煉自我效能與成員鍛煉堅(jiān)持性之間，也存在非常顯著正相關(guān)（r=0.479，P<0.01）。因此，在多層線性模型分析中將引入年齡與鍛煉自我效能（不再引入性別）等4個(gè)變量進(jìn)行考察。

從表1可以看出，年齡、受教育程度與專業(yè)，對個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性的預(yù)測作用均不顯著，而鍛煉自我效能對成員的鍛煉堅(jiān)持性具有非常顯著的正向預(yù)測作用，即鍛煉自我效能越高的成員，其鍛煉堅(jiān)持性則可能越大。進(jìn)一步的隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果表明，不同鍛煉群體截距的隨機(jī)變異達(dá)到了非常顯著性水平，表明個(gè)體的鍛煉堅(jiān)持性得分存在顯著的群體差異。成員鍛煉堅(jiān)持性，在零模型中加入鍛煉自我效能、個(gè)體樣本特征等控制變量后，殘差由原來的0.354 8減小到0.219 8，說明鍛煉自我效能等控制變量解釋了成員個(gè)體水平變異的38.05%。

表1 年齡、鍛煉自我效能等控制變量對成員

鍛煉堅(jiān)持性的影響

自變量 回歸系數(shù)和顯著性檢驗(yàn) 方差成分和顯著性檢驗(yàn)

回歸

系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)誤 T檢驗(yàn) 方差成分 χ2檢驗(yàn)

截距 4.276 0.181 23.5901） 0.043 187.5391）

年齡2） -0.016 0.041 -0.387

受教育水平3） -0.037 0.043 -1.700

專業(yè)4） 0.075 0.084 0.899

鍛煉自

我效能 0.327 0.062 5.3041） 0.108 75.1311）

1）P<0.001；2）年齡（18周歲以下=1，18-25周歲=2，25-45周歲=3，45周歲以上=4）；3）受教育水平（初中以下=1，高中=2，大學(xué)及以上=3）；4）專業(yè)（非體育專業(yè)=0，體育專業(yè)或運(yùn)動(dòng)員=1）

3）模型3結(jié)果分析。

鍛煉群體的樣本特征有：群體人數(shù)規(guī)模（9人以下=1，10～20人=2，20人以上=3），群體運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目類別（個(gè)人項(xiàng)目=1，團(tuán)隊(duì)項(xiàng)目=2），經(jīng)費(fèi)支持（有經(jīng)費(fèi)支持=1，無經(jīng)費(fèi)支持=2），群體成立時(shí)間（1年以內(nèi)=1，1～3年=2，3年以上=3）。經(jīng)方差分析表明，鍛煉群體的人數(shù)規(guī)模、運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目與經(jīng)費(fèi)支持3個(gè)變量對成員鍛煉堅(jiān)持性未達(dá)顯著性影響，因此，在多層線性模型分析中不再引入這些控制變量。而鍛煉群體的成立時(shí)間對成員鍛煉堅(jiān)持性有非常顯著性的影響（F=8.923，P<0.001），故將群體成立時(shí)間作為第2層的控制變量。在模型3中加入第2層的預(yù)測變量（群體的成立時(shí)間、凝聚力、領(lǐng)導(dǎo)行為），以考察群體水平的變量對成員鍛煉堅(jiān)持性的影響。

由表2可知，在控制鍛煉自我效能等個(gè)體變量的影響后，群體成立時(shí)間對不同群體之間成員鍛煉堅(jiān)持性的均值差異的解釋率為22.22%，對成員鍛煉堅(jiān)持性具有顯著性的正向預(yù)測作用。在控制了鍛煉群體成立時(shí)間這一變量的影響后，群體凝聚力對不同群體之間成員鍛煉堅(jiān)持性的均值差異的解釋率為62.07%，組織者的領(lǐng)導(dǎo)行為對不同群體之間成員鍛煉堅(jiān)持性的均值差異的解釋率為40.00%。群體凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為對成員鍛煉堅(jiān)持性均具有顯著的預(yù)測作用，相關(guān)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)部分支持了原假設(shè)。

表2 群體成立時(shí)間、凝聚力、領(lǐng)導(dǎo)行為等群體變量對成員鍛煉堅(jiān)持性的影響

預(yù)測變量 回歸系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)誤 t值 原始方差 條件方差 解釋的方差/%

成立時(shí)間 0.179 0.043 3.1782） 0.009 0.0071） 22.22

群體凝聚力 0.591 0.025 15.4483） 0.058 0.0222） 62.07

領(lǐng)導(dǎo)行為 0.293 0.059 5.9253） 0.010 0.0061） 40.00

1）P≤0.05；2）P≤0.01；3）P≤0.001

3 討論

本次調(diào)查發(fā)現(xiàn)，成員鍛煉堅(jiān)持性在群體之間存在顯著性差異，這種差異可能由3方面的原因造成：一是具有不同凝聚力特征的群體氛圍；二是具有良好的領(lǐng)導(dǎo)行為支持；三是鍛煉群體的成立時(shí)間。存在時(shí)間長、發(fā)展穩(wěn)定的鍛煉群體往往具有很強(qiáng)的吸引力與召喚力，不僅能夠促使其成員長期堅(jiān)持，而且還能吸納更多的人加入。本研究在第2水平上確實(shí)發(fā)現(xiàn)群體成立時(shí)間對成員鍛煉堅(jiān)持性的群體差異的影響，成立時(shí)間對群體差異的解釋率為21.6%，且對其預(yù)測作用達(dá)到顯著性水平。在以后的研究中，如果要深入探討凝聚力、領(lǐng)導(dǎo)行為等群體動(dòng)力學(xué)變量對成員鍛煉堅(jiān)持性的影響，建議選取同一發(fā)展階段的鍛煉群體成員作為研究對象，可能會取得更精細(xì)的結(jié)果。

在模型2的分析中發(fā)現(xiàn)，一般的人口學(xué)變量對成員鍛煉堅(jiān)持性均無顯著性預(yù)測作用，但成員鍛煉自我效能的影響卻尤為顯著。鍛煉自我效能對成員鍛煉堅(jiān)持性個(gè)體層次的變量解釋率達(dá)38.05%，再次驗(yàn)證了鍛煉自我效能對其鍛煉堅(jiān)持性的影響，也說明為研究第2層變量而對這一變量進(jìn)行控制的必要性。作為鍛煉行為的一種重要的認(rèn)知?jiǎng)訖C(jī)變量，鍛煉自我效能對鍛煉行為的顯著、穩(wěn)定的預(yù)測效應(yīng)得到大量研究（包括青少年到老年人、健康的到患病的不同人群）的證實(shí)[22-24]。進(jìn)一步的研究還發(fā)現(xiàn)，鍛煉自我效能以中介變量的方式影響著個(gè)體的鍛煉行為，鍛煉團(tuán)體領(lǐng)導(dǎo)行為可以通過提升鍛煉自我效能來間接影響成員的鍛煉堅(jiān)持性，鍛煉自我效能在鍛煉團(tuán)體領(lǐng)導(dǎo)行為與個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性之間起著顯著的部分中介作用[13]。

在模型3中，把鍛煉群體的成立時(shí)間、群體凝聚力、領(lǐng)導(dǎo)行為等第2層次的變量加入后，在控制成立時(shí)間這一變量的影響條件下，群體凝聚力對個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性的群體差異的方差貢獻(xiàn)率為62.07%，且達(dá)到顯著性水平，充分驗(yàn)證了原假設(shè)，即群體凝聚力對個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性具有顯著影響。這一結(jié)論證實(shí)了國外的研究結(jié)果，也說明群體凝聚力同樣可以促進(jìn)國人的鍛煉堅(jiān)持性。近期對我國自發(fā)性、無組織的鍛煉群體的研究也發(fā)現(xiàn)，增進(jìn)人際交往的凝聚力既可以直接促進(jìn)個(gè)體的鍛煉堅(jiān)持性，也可以通過提升個(gè)體鍛煉自我效能來間接促進(jìn)其鍛煉堅(jiān)持性；并且在個(gè)體鍛煉自我效能與其鍛煉堅(jiān)持性關(guān)系中，群體凝聚力還進(jìn)一步發(fā)揮了顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即個(gè)體鍛煉自我效能對其鍛煉堅(jiān)持性的影響，隨所在鍛煉群體的凝聚力的增強(qiáng)而減弱。這提示我們在高凝聚力的鍛煉群體中，成員即使鍛煉效能感低下，也可能受凝聚力的影響而長期堅(jiān)持鍛煉。

在控制群體成立時(shí)間的變量影響下，領(lǐng)導(dǎo)行為支持感知對個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性群體變異的解釋率達(dá)40.00%，且達(dá)到顯著性水平，即鍛煉群體的領(lǐng)導(dǎo)行為對成員鍛煉堅(jiān)持性產(chǎn)生明顯的直接影響。這一結(jié)論也證實(shí)了近期的一項(xiàng)研究成果[13]，說明鍛煉群體中領(lǐng)導(dǎo)行為與成員鍛煉堅(jiān)持性密切相關(guān)，良好的領(lǐng)導(dǎo)行為能夠直接促進(jìn)成員的鍛煉堅(jiān)持性。

本研究發(fā)現(xiàn)，群體樣本特征如鍛煉群體的人數(shù)規(guī)模、運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目類別、有無經(jīng)費(fèi)支持等對成員鍛煉堅(jiān)持性無顯著影響。這一結(jié)論與有關(guān)競技運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域的團(tuán)隊(duì)研究結(jié)果不大一致，我們推測鍛煉群體與競技團(tuán)隊(duì)不同，鍛煉群體組織結(jié)構(gòu)不嚴(yán)謹(jǐn)，成員自由出入，因共同的興趣在相同的時(shí)空聚合一起，故人數(shù)規(guī)模、經(jīng)費(fèi)與項(xiàng)目對他們鍛煉行為的影響可能不明顯。

研究還提示我們，如果個(gè)體擁有較強(qiáng)的鍛煉自我效能，在穩(wěn)定發(fā)展的鍛煉群體中，且感受到濃厚的凝聚力、良好的領(lǐng)導(dǎo)行為支持，那么該群體成員將可能長期堅(jiān)持鍛煉。本研究在綜合考慮了鍛煉群體的成立時(shí)間、凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為等群體變量后，成員鍛煉堅(jiān)持性在群體間的差異仍然處于顯著水平，說明在鍛煉群體層次上可能還存在其它較有影響的變量，需要進(jìn)一步的研究中深入探討。

綜上分析，可得出如下結(jié)論：

1）個(gè)體鍛煉堅(jiān)持性存在顯著的群體差異。

2）鍛煉群體的成立時(shí)間、群體凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為是影響成員鍛煉堅(jiān)持性的群體差異的重要變量。

3）在控制鍛煉自我效能等個(gè)體變量的影響后，鍛煉群體的成立時(shí)間對成員鍛煉堅(jiān)持性的群體變異具有較大的解釋率和顯著的正向預(yù)測作用。

4）在控制鍛煉群體成立時(shí)間的影響后，群體凝聚力與領(lǐng)導(dǎo)行為對成員鍛煉堅(jiān)持性的群體變異具有較大的解釋率和顯著的正向預(yù)測作用。

5）鍛煉群體的人數(shù)規(guī)模、運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目與經(jīng)費(fèi)支持等對成員鍛煉堅(jiān)持性的群體差異的影響未呈現(xiàn)出顯著性水平。

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