大學(xué)生課外體育鍛煉現(xiàn)狀及對無聊狀態(tài)的影響

任 波，高 健，宋金鳳，橋本公雄

(1.天津大學(xué) 體育部，天津 300072；2.天津中醫(yī)藥大學(xué) 人文管理學(xué)院，天津 300073；3.天津青年職業(yè)學(xué)院濱海校區(qū)，天津 300274；4.日本熊本學(xué)園大學(xué) 社會福祉學(xué)部，日本熊本縣熊本市)

高校課外體育鍛煉是指學(xué)生在課余時間于校內(nèi)外進(jìn)行的以健身活動為主要內(nèi)容, 以增強體質(zhì)、促進(jìn)身心健康、豐富暇余文化生活等為目標(biāo)的身體鍛煉和身體娛樂活動[1]。大量研究表明, 適宜強度的規(guī)律性體育鍛煉有助于促進(jìn)心理健康，即降低消極反應(yīng)(如焦慮、抑郁和無聊感)，增強積極反應(yīng)(如自我效能感、主觀幸福感和愉快體驗等)[2-4]。

無聊狀態(tài)是指一個人長時間顯示出倦怠感、無聊、空虛和郁悶等心理特征，或在一定時間內(nèi)表現(xiàn)出逃避現(xiàn)實、無精打采、對學(xué)習(xí)和工作漠不關(guān)心以及無法發(fā)現(xiàn)自己當(dāng)前存在價值等癥狀[5-6]。在西方國家及日韓等亞洲國家和地區(qū)，無聊狀態(tài)已越發(fā)普及并呈惡性發(fā)展趨勢。在我國的大部分地區(qū)，這一現(xiàn)象雖未很嚴(yán)重[7-8]，但大學(xué)生無聊情緒的滋生與蔓延不容忽視。學(xué)生如果長期處于無聊狀態(tài)，會對學(xué)業(yè)成績造成不良影響。此外，無聊感還與輟學(xué)、犯罪、酗酒或藥物成癮等社會適應(yīng)不良行為顯著相關(guān)[9-11]。通過參加活動來減輕無聊狀態(tài)和增加內(nèi)部愉快體驗的過程，被稱為無聊應(yīng)對[12]。無聊應(yīng)對是一個積極的心理過程，它能幫助個體預(yù)防和調(diào)適無聊狀態(tài)，而體育鍛煉則被認(rèn)為是行之有效的無聊應(yīng)對策略之一[13]。

本研究旨在，通過設(shè)計大學(xué)生課外體育鍛煉意識與行為調(diào)查問卷，統(tǒng)計被測大學(xué)生群體的體育鍛煉態(tài)度，動機，行為三項指標(biāo)，基于改進(jìn)型無聊狀態(tài)量表評估被測大學(xué)生群體的無聊狀態(tài)并使用多種統(tǒng)計方法分析體育鍛煉態(tài)度、動機、行為在被測大學(xué)生群體內(nèi)的分布規(guī)律，并結(jié)合無聊狀態(tài)量表以及人口統(tǒng)計學(xué)變量和運動指數(shù)等因素，討論課外體育鍛煉態(tài)度，動機及行為對大學(xué)生無聊狀態(tài)的影響。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

隨機選取天津中醫(yī)藥大學(xué)、南開大學(xué)和天津理工大學(xué)等5所天津市普通高校大1～大3學(xué)生，共發(fā)放問卷560份，收回有效問卷528份(有效率94.3%)；其中男生263人、女生265人；文科類140人、理工類212人、醫(yī)藥類176人；一年級167人、二年級171人、三年級190人；來自城鎮(zhèn)的311人，來自農(nóng)村的217人；獨生子女243人，非獨生子女285人；家庭經(jīng)濟狀況較富裕的60人、一般的389人、較貧困的79人。

1.2 研究方法

1.2.1 問卷調(diào)查法

(1)大學(xué)生課外體育鍛煉意識與行為調(diào)查問卷

該問卷由高健編制，內(nèi)容包括：①個人基本情況(性別、年級及專業(yè)等6項)，②課外體育鍛煉態(tài)度(根據(jù)語義差別法組成10個形容詞對，采用Likert自評式5點記分，得分越高表明體育鍛煉態(tài)度越積極)，③課外體育鍛煉動機類別(增進(jìn)健康型、休閑娛樂型和舒緩壓力型等6個類型)，④課外體育鍛煉行為(鍛煉的頻率、時間及強度)。

(2)大學(xué)生無聊狀態(tài)量表

該量表由高健參考國外相關(guān)問卷[14-15]，根據(jù)初始版28個題項、890名大學(xué)生的測試結(jié)果編制而成。經(jīng)過項目分析、因素抽取和維度命名后，形成包括無故缺勤、無意欲、無氣力和無感動(4個維度、25個題項的正式量表。采用Likert自評式4點記分：從“非常不符合”到“非常符合”依次記為1分～4分，得分越高，無聊狀態(tài)越嚴(yán)重[4-10]。本研究量表信效度檢驗結(jié)果顯示，各維度Cronbach’s α系數(shù)為0.86～0.92；再測信度為0.58～0.72, 維度間相關(guān)系數(shù)為0.36～0.66，維度分與總分間相關(guān)系數(shù)為0.74～0.87。使用Rosenberg自尊量表(Self esteem Scale，SES)[16]進(jìn)行效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度的測量，各維度及總分與SES總分均呈顯著性負(fù)相關(guān)(r= -0.31～-0.44，均為P<0.001)。此結(jié)果表明，大學(xué)生無聊狀態(tài)量表具有較好的信效度。

1.2.2 數(shù)理統(tǒng)計法

采用 SPSS17.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計處理。主要的統(tǒng)計方法包括:因子分析、相關(guān)分析、方差分析和回歸分析等。結(jié)果以P<0.05為顯著性標(biāo)準(zhǔn)。

2 數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析

2.1 大學(xué)生課外體育鍛煉態(tài)度量表的分析及信效度檢驗

本研究的主要目的在于探討課外體育鍛煉動機、態(tài)度及行為對大學(xué)生無聊狀態(tài)這一負(fù)情緒體驗的影響；因此，將課外體育鍛煉態(tài)度量表的編制重點放在體育鍛煉態(tài)度中的情感體驗，既可防止與同類量表的條目重疊，又可達(dá)到便捷性、趣味性的目的。基于該原則，選用情感類的條目組成問卷中的鍛煉態(tài)度部分(表1)。

表1

2.2 大學(xué)生課外體育鍛煉參與動機總體狀況

課外體育鍛煉動機是大學(xué)生參與和維持鍛煉行為的心理動力，與其認(rèn)同因素的價值程度有關(guān)[17]。表2可見, 除去未參與課外體育鍛煉者，分別對天津市普通高校男生和女生課外體育鍛煉動機進(jìn)行排序，兩次排序的結(jié)果相同，均把增進(jìn)健康排在首位，休閑娛樂排在第2位，舒緩壓力排在第3位。增進(jìn)健康是大學(xué)生體育鍛煉的主要動機，此結(jié)果與先行研究結(jié)論較為一致[17-18]。增進(jìn)健康和休閑娛樂之差只有1個百分點，說明體育鍛煉在休閑娛樂、舒緩壓力等促進(jìn)心理健康方面的作用也得到了學(xué)生的認(rèn)可，同時也說明了大學(xué)生體育鍛煉的動機傾向于以休閑娛樂的方式來增進(jìn)健康。

表2 課外體育鍛煉參與動機的總體狀況及性別分布差異

2.3 大學(xué)生課外體育鍛煉參與行為的總體狀況

本研究將大學(xué)生課外體育鍛煉參與行為定義為大學(xué)生在體育課以外的體育鍛煉的頻率、時間和強度。Bosscher的研究表明，鍛煉頻率在每周2-4次或3-5次對降低抑郁具有重要作用[20]。但如表3所示，大學(xué)生體育鍛煉參與行為程度并不樂觀。15.2%的學(xué)生沒有參加任何體育鍛煉，41.5%的學(xué)生周鍛煉次數(shù)在1次-2次之間。84.8%的學(xué)生參與課余體育鍛煉，但10.2%的學(xué)生以月為循環(huán)周期，遠(yuǎn)未達(dá)到Bosscher的鍛煉頻率要求。62.3%的學(xué)生鍛煉持續(xù)時間在30分鐘以上，但22.8%的學(xué)生鍛煉持續(xù)時間長短不固定。中等鍛煉強度雖然占42.6%，但13.4%的學(xué)生鍛煉強度大小不固定。這一水平距離體育人口的標(biāo)準(zhǔn)(每周參加體育鍛煉 3 次以上，每次鍛煉時間 30 分鐘以上，每次鍛煉的運動強度中等及以上[21])還有一定差距。可以看出，本研究中的大學(xué)生參與課余體育鍛煉頻率間隔過長、時間和強度不足且不固定，沒有形成一定的規(guī)律性、穩(wěn)定性和堅持性。

表3 課外體育鍛煉頻率、強度和時間的總體狀況及性別分布差異

2.4 大學(xué)生課外體育鍛煉態(tài)度和行為的總體狀況及差異性檢驗

表4可見，大學(xué)生課外體育鍛煉態(tài)度各維度和總分及作為體育鍛煉行為指標(biāo)的運動指數(shù)(運動頻率×9+運動強度×5+運動時間×3[22])的平均值顯著高于理論中值，說明大學(xué)生課外體育鍛煉態(tài)度和行為總體處于中等水平，呈現(xiàn)較積極的傾向，反映出大多數(shù)大學(xué)生對課外體育鍛煉有一定的親和力。大學(xué)生處于精力旺盛的時期，一方面有通過體育鍛煉豐富暇余文化生活和展示自己的意愿，同時課余時間相對較多，對體育鍛煉多持比較積極的態(tài)度。

表4 大學(xué)生課外體育鍛煉態(tài)度和行為的差異性檢驗

2.5 大學(xué)生無聊狀態(tài)的總體狀況及差異性檢驗

表5可見，大學(xué)生無聊狀態(tài)各維度和總分的平均值顯著低于理論中值(P<0.001)，表明大學(xué)生無聊狀態(tài)大部分屬于輕、中度而非重度，說明了天津市高校大學(xué)生在無聊狀態(tài)問題上總體狀況良好，但仍存在一定比例的有無聊狀態(tài)問題的群體。

人口統(tǒng)計學(xué)變量的無聊狀態(tài)的差異性檢驗結(jié)果顯示，在性別變量上，見到無聊狀態(tài)總分的顯著性差異，在是否獨生子女、年級和專業(yè)變量上，見到無聊狀態(tài)各維度和總分的顯著性差異，均為男生、非獨生子女、大一和大三、醫(yī)學(xué)類和文科類專業(yè)得分低于女生、獨生子女、二年級和理工類專業(yè)。結(jié)合表4的結(jié)果共同分析，可以發(fā)現(xiàn)大學(xué)生課外體育鍛煉態(tài)度和行為的人口統(tǒng)計學(xué)差異特征與無聊狀態(tài)相同，女生、獨生子女、大二和理工類專業(yè)學(xué)生，體育鍛煉態(tài)度比男生、非獨生子女、大一和大三、醫(yī)學(xué)類和文科類專業(yè)學(xué)生消極；體育鍛煉態(tài)度消極、鍛煉行為水平較低的大學(xué)生群體，其體驗到的無聊感較高。研究指出，專業(yè)知識枯燥乏味易產(chǎn)生無聊感[10]，本研究結(jié)果也顯示，理工科專業(yè)學(xué)生的無聊狀態(tài)較醫(yī)學(xué)類和文科類嚴(yán)重。

表5 大學(xué)生無聊狀態(tài)的差異性檢驗

3 結(jié)果與分析

3.1 不同課外體育鍛煉動機類型的鍛煉態(tài)度、行為和無聊狀態(tài)的比較

課外體育鍛煉動機類型反映的是大學(xué)生參與課外體育鍛煉的目的和原因。表6可見，不同鍛煉動機類型的鍛煉態(tài)度各維度和總分、運動指數(shù)及無聊狀態(tài)各維度和總分存在顯著性差異，非參與型的鍛煉態(tài)度和運動指數(shù)得分低于參與型，無聊狀態(tài)得分相反。本研究結(jié)果及先行研究結(jié)果均表明，以明確的鍛煉動機參加體育鍛煉的大學(xué)生，其情緒狀態(tài)均較好。

在參與課外體育鍛煉的5個類型的被試間，本研究發(fā)現(xiàn)，不同動機來源的鍛煉態(tài)度、運動指數(shù)和無聊狀態(tài)存在顯著性差異，外部動機的考試達(dá)標(biāo)型(指參加體育鍛煉活動是為了學(xué)分、考勤和體育成績)的鍛煉態(tài)度和運動指數(shù)得分低于內(nèi)部動機的增進(jìn)健康型、休閑娛樂型、舒緩壓力型和體育技能型(指參加體育鍛煉活動是為了使運動技能得以提高和完善)；外部動機的無聊狀態(tài)得分高于內(nèi)部動機；而4個內(nèi)部動機之間3個指標(biāo)的得分相差不大。

Ryan等人的研究表明，參加體育鍛煉者的內(nèi)部動機越強，越能堅持鍛煉[28]；王培菊的研究表明，體育鍛煉頻率和鍛煉習(xí)慣均不如持其他動機者[29]。本研究結(jié)果及先行研究結(jié)果均表明，體育鍛煉動機對大學(xué)生體育鍛煉態(tài)度、行為和情緒體驗有著心理定向作用，良好的鍛煉動機能驅(qū)動大學(xué)生自覺、主動地參加體育鍛煉活動，在體育鍛煉中獲得愉悅感和自我肯定感[4,28]，進(jìn)而降低無聊感。

表6 不同體育鍛煉動機類型的鍛煉態(tài)度、行為和無聊狀態(tài)的比較

3.2 課外體育鍛煉動機類型、鍛煉態(tài)度和行為與無聊狀態(tài)的相關(guān)分析

表7相關(guān)分析結(jié)果顯示，體育鍛煉態(tài)度各維度與運動指數(shù)呈顯著性正相關(guān)，體育鍛煉態(tài)度和運動指數(shù)與無聊狀態(tài)各維度呈顯著性負(fù)相關(guān)。體育鍛煉動機類型與體育鍛煉態(tài)度和運動指數(shù)呈顯著性負(fù)相關(guān)，即內(nèi)部動機越良好，體育鍛煉態(tài)度越積極，體育鍛煉行為水平越高。體育鍛煉動機類型與無聊狀態(tài)呈顯著性正相關(guān)，即短暫且不穩(wěn)定外部動機(考試達(dá)標(biāo)型)，會形成低水平的體育鍛煉行為和高水平的無聊狀態(tài)。各變量的相關(guān)程度均為P<0.01。

本研究相關(guān)分析結(jié)果表明，課外體育鍛煉動機、鍛煉態(tài)度和鍛煉行為三者之間是一種相互促進(jìn)的關(guān)系。鍛煉動機和鍛煉態(tài)度均對鍛煉行為具有激發(fā)和導(dǎo)向作用，鍛煉行為在鍛煉實踐中逐步形成的體育態(tài)度,又反過來影響鍛煉行為。因此,鍛煉行為水平越高,鍛煉態(tài)度就越積極、穩(wěn)定，而積極、穩(wěn)定的鍛煉態(tài)度能夠產(chǎn)生良好的鍛煉行為，防止和調(diào)適無聊狀態(tài)的產(chǎn)生。

表7 各研究變量的相關(guān)分析(n=528)

3.3 人口統(tǒng)計學(xué)變量及體育鍛煉意識和行為對無聊狀態(tài)影響的分層回歸分析

以無聊狀態(tài)總分為因變量，以6個(性別，年級，專業(yè)，是否獨生子女，來源地，家庭經(jīng)濟狀況)人口統(tǒng)計學(xué)變量、體育鍛煉意識(鍛煉態(tài)度和鍛煉動機類型)和行為(運動指數(shù))為自變量，進(jìn)行分層回歸分析(強迫進(jìn)入法)，考察人口統(tǒng)計學(xué)變量及體育鍛煉意識和行為對無聊狀態(tài)的影響。

首先第一步將轉(zhuǎn)化成虛擬變量的人口統(tǒng)計學(xué)變量(控制變量)放入回歸方程，考察其對無聊狀態(tài)的預(yù)測作用(模型Ⅰ)；第二步在控制人口統(tǒng)計學(xué)變量作用的前提下，將運動指數(shù)(預(yù)測變量)放入回歸方程,驗證其對無聊狀態(tài)的主效應(yīng)(模型Ⅱ)；第三步將鍛煉態(tài)度和鍛煉動機類型(調(diào)節(jié)變量)放入回歸方程,驗證其對無聊狀態(tài)的主效應(yīng)(模型Ⅲ)；第四步將經(jīng)中心化處理的預(yù)測變量與調(diào)節(jié)變量的乘積(交互效應(yīng)變量)放入回歸方程,考察鍛煉態(tài)度、鍛煉動機在運動指數(shù)和無聊狀態(tài)之間的調(diào)節(jié)作用(模型Ⅳ)。結(jié)果見表8。

在分層回歸分析模型中，各個自變量的方差膨脹因子為1.01～1.94，容差為0.51～0.99,均屬于多重共線性診斷的允許范圍，表明數(shù)據(jù)沒有嚴(yán)重的多重共線性問題。

模型Ⅰ顯示, 性別(β=0.13,P<0.01)、年級(β=-0.10,P<0.01)、專業(yè)(β=-0.21,P<0.001) 和是否獨生子女(β=-0.13,P<0.01)變量對無聊狀態(tài)的預(yù)測作用均達(dá)到顯著性，與本研究單因素分析結(jié)果見到同樣傾向。

模型Ⅱ顯示,自變量加入運動指數(shù)后,顯著地提高了對模型的解釋量,△R2值從0.09提高到0.32；原達(dá)到顯著性的人口統(tǒng)計學(xué)變量對無聊狀態(tài)的預(yù)測作用，一部分變得不再顯著，一部分有所下降；運動指數(shù)對無聊狀態(tài)呈現(xiàn)顯著性負(fù)向預(yù)測作用(β=-0.50,P<0.001；運動指數(shù)越高，無聊狀態(tài)總分越低)。此結(jié)果提示，身體活動越多,大學(xué)生體驗到的無聊感越少；運動指數(shù)對無聊狀態(tài)的影響大于人口統(tǒng)計學(xué)變量。

模型Ⅲ顯示,自變量加入鍛煉態(tài)度和鍛煉動機類型后,顯著地提高了對模型的解釋量,△R2值從0.32提高到0.49；原達(dá)到顯著性的人口統(tǒng)計學(xué)變量對無聊狀態(tài)的預(yù)測作用變得不再顯著，而運動指數(shù)的預(yù)測主效應(yīng)仍顯著(β=-0.27,P<0.001)，與鍛煉態(tài)度(β=-0.13,P<0.01)、鍛煉動機類型(β=0.44,P<0.001)共同對無聊狀態(tài)呈現(xiàn)顯著性預(yù)測作用(運動指數(shù)越高、鍛煉態(tài)度越積極、鍛煉內(nèi)部動機越強、無聊狀態(tài)總分越低)。

表8 各研究變量對無聊狀態(tài)的分層回歸分析(n=528)

模型Ⅳ顯示, 自變量加入鍛煉態(tài)度與運動指數(shù)的乘積及鍛煉動機與運動指數(shù)的乘積后，運動指數(shù)和鍛煉態(tài)度、鍛煉動機對無聊狀態(tài)的預(yù)測主效應(yīng)仍顯著；鍛煉態(tài)度與運動指數(shù)的乘積顯著影響著無聊狀態(tài)，即鍛煉態(tài)度是運動指數(shù)和無聊狀態(tài)之間的調(diào)節(jié)變量。在鍛煉態(tài)度的調(diào)節(jié)下，運動指數(shù)對無聊狀態(tài)的預(yù)測作用有所增強(運動指數(shù)：β=-0.15,P<0.01；鍛煉態(tài)度×運動指數(shù)：β=0.35,P<0.001)。鍛煉動機與運動指數(shù)的乘積對無聊狀態(tài)的影響不顯著，即鍛煉動機對運動指數(shù)和無聊狀態(tài)之間的關(guān)系不存在調(diào)節(jié)作用。

圖1是根據(jù)運動指數(shù)和無聊狀態(tài)的分?jǐn)?shù)所繪制的交互作用圖。由圖1可見，當(dāng)鍛煉態(tài)度較積極時，其運動指數(shù)的高低對無聊狀態(tài)的影響不大;而當(dāng)鍛煉態(tài)度較消極時，運動指數(shù)對無聊狀態(tài)的影響較為明顯，運動指數(shù)越高，無聊狀態(tài)程度越低，反之亦然。

圖1 體育鍛煉態(tài)度對運動指數(shù)與無聊狀態(tài)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

4 結(jié)論

在先行研究中多注重將客觀指標(biāo)(體育鍛煉的持續(xù)時間、頻率、運動強度等)作為自變量來考察體育鍛煉的心理效應(yīng),而忽視了主觀指標(biāo)(動機、態(tài)度、行為等)對心理健康的影響[22]。但是，相同的運動量對于不同個體所生產(chǎn)的心理效應(yīng)是不同的,即使同一個體在不同心理狀態(tài)下所產(chǎn)生的心理效應(yīng)也存在差異性；因此, 從主、客觀指標(biāo)評價大學(xué)生體育鍛煉參與程度及其對心理健康的影響具有十分重要的意義。本研究通過大量調(diào)查，獲得實際數(shù)據(jù)，分析了大學(xué)生體育鍛煉的動機，態(tài)度和行為等主觀因素，結(jié)合運動指數(shù)，人口統(tǒng)計學(xué)變量等客觀因素，使用多種統(tǒng)計方法獲得了各個因素對大學(xué)生無聊狀態(tài)的影響程度。本文研究成果對大學(xué)生無聊狀態(tài)問題的改善提供了理論基礎(chǔ)與數(shù)據(jù)支持。

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