采取类型抽样法，通过团体测试与个体填答相结合的调查方式进行问卷调查，运用SPSS19.0对收集数据进行数理分析.

对成渝地区4所高校即成都理工大学、四川师范大学、西南大学、重庆文理学院的4个年级的大学本科生进行调查，发放问卷1 260份，共收到有效样本1 156个，样本有效率为91.7%.平均年龄为(20.6±1.3)岁，其中男生647人，占56%，女生509人，占44%；大一学生317人(27.4%)，大二学生339人(29.3%)，大三学生316人(27.3%)，大四学生184人(16.0%)；文科类674人(58.3%)，理工类482人(41.7%)；城镇464人(40.1%)，农村692人(59.9%).

编制的问卷内容涵盖运动健康素养概念的3个方面(表 1): 运动健康基本知识和理念，涉及大学体育课程讲授的体育锻炼的基础知识和基本概念及其经验总结；运动健康生活方式与行为，指大学生锻炼相关体育人文素养与健康素养的形成性认知及其运动体验经历；运动健康基本技能，指大学生参与运动实践过程所具备的体育锻炼方法、手段.间隔3天后问卷复测信度为0.835(P < 0.001)，问卷信度较好，经体育教育学、健康行为学等学科领域的专家综合评定，问卷内容效度符合研究要求.

依据Hill等提出的合理行为理论(TRA)^[3]以及Ajzen提出的计划行为理论(TPB)^[4]，自编大学生锻炼态度量表，所测评的锻炼态度系统分为8个维度，每个维度4个条目，全量表共有32个条目.问卷每个条目设置为Likert五点描述性评量尺度: “完全不同意”、“不太同意”、“基本同意”、“比较同意”、“完全同意”，分别对应1~5分，32个条目得分可直接相加表示个体对锻炼关注的程度，即锻炼态度.

量表总体α系数为0.746，8个维度Cronbach α系数分别为活动趋向0.715，结果判断0.733，参与信念0.747，主观规范0.594，行为习惯0.745，控制感0.750，目标意识0.728，情感体验0.752.总体来看，除主观规范的α系数稍低外，其他各维度均具有较好的内部一致性.量表效度检验采用表面效度，依据文献基础及测试目的，量表通过同行讨论、被试预试、专家修正，最后完成量表.

依照Prochaska和Diclemente行为改变阶段模型^[5]，对大学生个体所在不同锻炼阶段分别计分，量表Cronbach α系数为0.82，重测相关性为0.91，经专家评定，量表表面效度符合研究要求.

作为运动量考察的普适性量表，体育活动等级量表(PARS-3)是测量大学生锻炼运动量的有效工具，本次测量量表α系数为0.92，专家认为量表全部条目容易理解并能准确表达所要求的内容，具有较高的内容效度.

皮尔森相关分析显示，运动健康素养与锻炼阶段、运动量之间有统计学意义(P < 0.01).运动健康素养与锻炼阶段呈中等程度相关，相关系数达到0.385；运动健康素养与运动量之间相关程度较弱，相关系数仅为0.149；运动健康素养与锻炼整体态度呈中等程度相关，相关系数达到0.357，除了主观规范(r=0.017，P=0.821)，运动健康素养与锻炼态度系统各个维度间具有统计学意义(P < 0.01)，如表 2所示.

相关分析结果显示，运动健康素养与锻炼KAP系统模型其他变量间存在一定的相关关系，理解和解释它们之间的关系还需进一步探究，研究拟通过逐步回归分析方法，建立大学生运动健康素养水平的回归模型，从中找出解释并具备预测效力的大学生运动健康素养水平的影响因子.

以运动健康素养问卷测试总分为因变量，对大学生人口学特征变量(性别、年级、科别、城乡来源)予以赋值，与锻炼阶段、运动量、各个锻炼态度维度一起纳入自变量，进行多元逐步回归分析.见表 3.

以运动健康素养得分作为因变量进行多元回归分析，有4个因素(年级、锻炼阶段、情感体验与性别)进入方程，可联合预测21.3%的变异量.就个别因子解释比例看，年级最具预测力，其单独解释变异量为10.8%(β=0.259，P < 0.001)，而锻炼阶段可以解释变异量的5.2%(β=0.236，P < 0.001)，情感体验可以解释变异量的4.2%(β=0.216，P < 0.001)，性别解释变异量的1.1%(β=-0.113，P=0.01)，结果表明锻炼行为系统模型的各个维度中对运动健康素养影响程度大小依次为年级、锻炼阶段、情感体验、性别.

1) 相关分析表明，运动健康素养与锻炼整体态度之间、运动健康素养与锻炼阶段之间以及运动健康素养与运动量之间具有统计学意义(P < 0.01)，可见大学生运动健康素养水平得分和锻炼行为得分之间存在正相关关系，即随着运动健康素养水平得分的增高，锻炼行为得分也会随之增高，与周伟、周静等学者的研究结果类似^[7-8].提示大学生体育文化素养的培养对其锻炼行为的重要性，也从侧面反映出对大学生加强体育锻炼知识教育的重要性.

2) 年级超过锻炼阶段成为大学生运动健康素养水平最具影响力的预测变量，近年有研究表明，对高中、大学、研究生不同学历跨段反映出锻炼知识水平的差异^[9-12]，Gyurcsik等的研究结果显示，学生感知到的运动障碍与年级呈正相关关系^[13]，本研究结果强化了这一认识，即使同一大学学段的高低年级跨度仍然延续运动健康素养认知水平差异.

3) Brug J等的研究认为，锻炼阶段变化的转变过程在心理认知上或行动上都有阶段意义上质的变化^[14]，国内学者郭志平等对我国高校大学新生锻炼行为向更高的阶段转变的研究结论也体现这一论断^[15].本研究结果与上述研究成果一致.研究认为，大学生所处的锻炼层次也是大学生运动健康素养水平高低的影响因素，高层次锻炼人群高于低层次锻炼人群及非锻炼人群，这意谓大学生锻炼层次高低对运动健康素养的水平有一定影响，但这种影响效力并不足以代表不同锻炼阶段与运动健康素养水平的强对应.

4) 情感体验指的是个体想到行为时所激活的特定情感的体验，作为体育态度中的情感成份指向于对锻炼行为进行中或是行为后的情绪体验，大都与体育活动需要的满足有关，即运动后的愉悦感受和良好身心状态(锻炼的即时心理效益)有关.从表 3可知，大学生情感体验得分对运动健康素养水平有显著影响，锻炼过程中情感体验是大学生运动健康素养水平的影响因素，表明大学生锻炼过程体现的情感体验对运动健康素养产生直接作用，本研究首次提出这一研究结果，与当今高校体育教育改革及体育生活方式变革对大学生锻炼行为的内在影响有密切关系.

5) 性别解释变异量的1.1%，这表明性别因素对锻炼认知的影响较弱，研究就运动健康素养整体范畴而言，男女大学生之间并未有认知鸿沟，该结论似乎和直觉相悖，无论是习惯思维还是过去文献涉及到运动健康素养的认知水平普遍结论是女生不如男生，甚至远远不如，该现象的出现有两方面的因素: 首先本研究所实施的调查和问卷结构偏重整体健康，重在考察大学生整体健康观的认识与理解程度，非局限于具体的锻炼活动而言；另一个不可忽视的因素缘于高校体育与健康理论教育以及高校较为浓厚的体育氛围对男女大学生的运动健康素养总体影响无差异性所致.

6) 大学生城乡来源与大学生专业科别维度在本研究中并没有显示出对大学生运动健康素养水平显著的预测力.就大学生锻炼行为而言，大学生城乡来源与大学生专业科别因素反映在锻炼活动上主要是指大学生参与锻炼所体现的心理特质和人格特征.研究认为，有关体育的知识与信息受到高校体育文化总的价值观熏陶，在这些维度上没有达到显著影响的原因与高校体育的同质性文化背景有很大的关系，因而对不同来源、不同专业大学生运动健康素养的影响也就大大降低了.

1) 相关分析表明，大学生运动健康素养与整体态度、锻炼阶段、运动量存在不同差异程度的正相关关系.

2) 多因素回归分析表明，大学生所在年级为大学生运动健康素养最具影响力的预测变量，所处的锻炼阶段也是大学生运动健康素养水平高低的影响因素，大学生参与锻炼的情感体验也对运动健康素养水平产生积极影响，而性别因素对运动健康素养的影响较弱.各个维度对大学生运动健康素养影响程度大小依次为年级、锻炼阶段、情感体验、性别.

本研究结果反映出大学生运动健康素养水平的影响因素较为复杂，研究中所涉及到的大学生锻炼KAP系统模型诸变量之间关系的许多调节变量和中介变量的影响作用尚须细化，尤其要对研究对象的需求或需要、行为条件和行为场景加以考虑，以拓展研究的深度.