孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙對大學(xué)生體育鍛煉的影響：一個(gè)有調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/h1>
2022-08-04 05:50:24柏楊
天津體育學(xué)院學(xué)報(bào) 2022年4期
柏 楊
青少年積極從事體育鍛煉，有助于降低成年期罹患慢性非傳染性疾病的發(fā)病率[1]。國務(wù)院在《關(guān)于強(qiáng)化學(xué)校體育促進(jìn)學(xué)生身心健康全面發(fā)展的意見》等政策中明確強(qiáng)調(diào)，敦促學(xué)生經(jīng)常參加戶外體育活動(dòng)[2]。然而，受外界環(huán)境、生活習(xí)慣、認(rèn)知發(fā)展水平、人際感知能力等綜合影響，大學(xué)生體育鍛煉依舊呈小強(qiáng)度、低頻率、短持時(shí)等特征[3]。大學(xué)生正值社會(huì)適應(yīng)能力發(fā)展敏感期，探究此階段青少年體育鍛煉的影響機(jī)制，益于揭示其日常學(xué)習(xí)生活中諸多問題，有針對性地制定和開展干預(yù)策略，是其獲得身心效益、塑造社會(huì)化人格的重要前提。
人際知覺理論認(rèn)為，人際交往中的情感因素會(huì)參與知覺過程，而當(dāng)個(gè)體被外界排斥、被邊緣化，則會(huì)因情感受損而產(chǎn)生孤獨(dú)感，導(dǎo)致主動(dòng)拒絕參加有益身心的社會(huì)活動(dòng)[4]。在這一理論層面，消極的體育鍛煉可能與個(gè)體知覺到的孤獨(dú)感有關(guān)。孤獨(dú)感是個(gè)體在人際交往中形成痛苦、不愉悅的負(fù)性體驗(yàn)，它會(huì)引發(fā)一系列問題行為或內(nèi)化問題，影響日常行為的積極性和主動(dòng)性。人際關(guān)系理論認(rèn)為，若個(gè)體在人際交往中產(chǎn)生孤獨(dú)感，則會(huì)引發(fā)抑郁、社會(huì)退縮，并影響后續(xù)行為[5]?？梢?，作為一種負(fù)性體驗(yàn)，孤獨(dú)感會(huì)影響身體活動(dòng)的動(dòng)力和堅(jiān)持性，尤其對于中老年人，強(qiáng)烈的孤獨(dú)感不僅是日常身體活動(dòng)的羈絆，還會(huì)增加全因死亡風(fēng)險(xiǎn)[6]。正如“人-情境”交互理論所闡釋的：社會(huì)情境引發(fā)的知覺或體驗(yàn)會(huì)對社會(huì)行為產(chǎn)生影響[7]。那么，對于正值人際關(guān)系感知敏感期的大學(xué)生，孤獨(dú)感能否干擾其日常體育鍛煉實(shí)踐？據(jù)此，提出假設(shè)H1：孤獨(dú)感對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著。
眾所周知，飛速發(fā)展的互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代正改變著人們的生活方式，手機(jī)設(shè)備作為現(xiàn)代人類必需品，在大學(xué)生中表現(xiàn)出巨大的沖擊力和滲透力，亦不可避免引發(fā)一系列問題行為，如手機(jī)成癮。手機(jī)成癮是個(gè)體強(qiáng)迫性、依賴性、沖動(dòng)性的過度高頻使用手機(jī)的一種不良心理或失控行為狀態(tài)，它會(huì)使人忽視現(xiàn)實(shí)人際溝通，而將注意和心智偏向于手機(jī)使用，還會(huì)增加久坐時(shí)間、屏前行為，影響身體活動(dòng)的活躍度[8]。研究表明，手機(jī)成癮會(huì)引發(fā)許多不良生活方式，影響學(xué)生日常學(xué)習(xí)和生活，使之現(xiàn)實(shí)行為呈現(xiàn)拖延、非活躍狀態(tài)，而且成癮傾向越嚴(yán)重，參與運(yùn)動(dòng)的興趣和動(dòng)力越弱，運(yùn)動(dòng)行為越消極[9]。然而，國外學(xué)者得出迥異觀點(diǎn)：盡管手機(jī)成癮會(huì)引發(fā)久坐、久臥等問題，但因大學(xué)生趨于成熟的自我管理能力，手機(jī)成癮并不會(huì)導(dǎo)致其體育活動(dòng)發(fā)生改變，而且成癮者與非成癮者的身體活動(dòng)也無明顯差異[10]。那么，手機(jī)成癮會(huì)否成為大學(xué)生從事體育鍛煉的羈絆？據(jù)此，提出假設(shè)H2：手機(jī)成癮對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著。
學(xué)界在探究體育鍛煉致因時(shí)發(fā)現(xiàn)，睡眠質(zhì)量與身體鍛煉活動(dòng)存在關(guān)聯(lián)。睡眠是身體機(jī)能得以恢復(fù)的保障，睡眠時(shí)間不足、睡眠障礙會(huì)影響身體健康，干擾人們的生活和生產(chǎn)實(shí)踐[11]。睡眠障礙是評價(jià)主體睡眠質(zhì)量的重要指標(biāo)之一，指睡眠不正常、睡眠中出現(xiàn)異常行為的表現(xiàn)，以及對睡眠質(zhì)量不滿意且影響日間功能的體驗(yàn)[12]。研究表明，睡眠障礙對體育鍛煉具有預(yù)測功效，消極的體育鍛煉往往與嚴(yán)重的睡眠障礙有關(guān)[13]；在大學(xué)生群體中，幾近30%的不鍛煉者存在睡眠質(zhì)量問題（包括睡眠障礙），而經(jīng)常參加體育鍛煉的大學(xué)生中，僅4%存在睡眠障礙。老年人群體亦存在類似現(xiàn)象，即嚴(yán)重的睡眠障礙與非活躍的體育鍛煉密切相關(guān)[14]。那么，對于思維與行為相對活躍的大學(xué)生，睡眠障礙是否會(huì)制約其體育鍛煉？據(jù)此，提出假設(shè)H3：睡眠障礙對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著。
此外，學(xué)者在探討孤獨(dú)感與社會(huì)行為的內(nèi)在機(jī)制時(shí)發(fā)現(xiàn)，手機(jī)成癮、睡眠障礙具備中介作用。首先，孤獨(dú)感會(huì)引發(fā)個(gè)體許多問題行為（如手機(jī)成癮），使之傾向于采用消極方式應(yīng)對生活事件，而且孤獨(dú)感越強(qiáng)烈，越易導(dǎo)致個(gè)體移情至手機(jī)使用，并在長期過度使用中成癮，而對現(xiàn)實(shí)人際互動(dòng)和鍛煉行為產(chǎn)生抵觸[15]。可見，孤獨(dú)感可能通過誘發(fā)手機(jī)成癮傾向影響體育鍛煉。其次，醫(yī)學(xué)研究表明，孤獨(dú)感是影響睡眠質(zhì)量的危險(xiǎn)因素，強(qiáng)烈的孤獨(dú)感易使人對生活威脅事件過度警覺、產(chǎn)生情感偏見、加重睡眠障礙，從而干擾日常行為[16]?？梢?，孤獨(dú)感會(huì)引發(fā)睡眠障礙進(jìn)而阻滯體育鍛煉。另有研究表明，高頻使用手機(jī)會(huì)引發(fā)睡眠障礙，而且手機(jī)成癮傾向越嚴(yán)重，睡眠障礙越明顯[17]。該結(jié)果在縱向研究中也被證實(shí)，即手機(jī)成癮是睡眠障礙的一個(gè)誘因，能預(yù)測20～24 歲成年人1 年后的睡眠障礙[18]。綜上，孤獨(dú)感會(huì)誘發(fā)手機(jī)成癮傾向，進(jìn)而加劇睡眠障礙，最終對社會(huì)活動(dòng)產(chǎn)生阻滯作用。誠然，在體育領(lǐng)域，針對大學(xué)生群體的相關(guān)研究尚未明晰。據(jù)此，提出假設(shè)H4：在孤獨(dú)感與大學(xué)生體育鍛煉影響鏈上，手機(jī)成癮和睡眠障礙具備鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。
眾所周知，受社會(huì)性別認(rèn)知、人格特質(zhì)、生活習(xí)慣等影響，男性和女性在人際情感體驗(yàn)、生活方式和體育鍛煉等方面存在性別差異[3]。那么，在孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙與大學(xué)生體育鍛煉的影響路徑上，性別是否皆具備調(diào)節(jié)效應(yīng)，尚需在實(shí)證中獲得解讀。據(jù)此，提出假設(shè)H5：性別能夠調(diào)節(jié)諸變量間的影響，即H5a：性別能調(diào)節(jié)孤獨(dú)感對手機(jī)成癮的影響；H5b：性別能調(diào)節(jié)孤獨(dú)感對睡眠障礙的影響；H5c：性別能調(diào)節(jié)手機(jī)成癮對睡眠障礙的影響；H5d：性別能調(diào)節(jié)手機(jī)成癮對體育鍛煉的影響；H5e：性別能調(diào)節(jié)睡眠障礙對體育鍛煉的影響。
基于此，構(gòu)念觀念、建立假設(shè)（見圖1），并通過實(shí)證研究檢驗(yàn)上述假設(shè)，為豐富大學(xué)生體育鍛煉研究有所裨益。
圖1 研究假設(shè)模型Figure1 The Research Hypothetical Model
1 研究對象與方法
1.1 被 試
遵循方便取樣原則，以浙江、江蘇、安徽、上海等省/直轄市為例，各省按照省會(huì)、一般城市、地級市、城鎮(zhèn)各選取1 所高校，上海（直轄）市按城區(qū)劃分成東南西北4 個(gè)區(qū)域，各區(qū)域選取1 所高校；考慮到大四學(xué)生離校實(shí)習(xí)，在各高校大一至大三中分別選取1 個(gè)自然班級的學(xué)生為被試。共發(fā)放1 837 份問卷，依據(jù)“反向題檢驗(yàn)”“規(guī)則性填答”“應(yīng)答缺失率高于25%”等篩查原則，共保留1 735 份有效數(shù)據(jù)為最終分析樣本，有效回收率94.45%。其中，男生824 人，女生911 人，年齡（19.42±1.951）歲。2019年11月，對133名被試進(jìn)行間隔15天重測，配對樣本量117份。
1.2 測量工具
1.2.1 孤獨(dú)感量表 采用王登峰[19]中文版孤獨(dú)感量表，以Russell 孤獨(dú)感量表（第二版）為藍(lán)本，原為針對大學(xué)生群體的孤獨(dú)感測評工具，故保持原量表題項(xiàng)表述，量表共18 題（含10 個(gè)反向計(jì)分題），如“我覺得我和周圍人關(guān)系淡漠”。采用Likert5點(diǎn)法，從“從不（1）”到“經(jīng)常（5）”計(jì)分，經(jīng)反向題處理后，以總分表示孤獨(dú)感程度。測得K-S參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（P=0.000，df=1 735）；探索性因子分析：累積貢獻(xiàn)率50.094%，KMO=0.937，Bartlett 球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=10 336.485，df=153，P<0.001）；驗(yàn)證性因子分析：x2/df（135）=3.683，GFI=0.944，NFI=0.948，IFI=0.959，NNFI=0.940，CFI=0.959，SRMR=0.032 2，RMSEA=0.068；量表Cron‐bach'sα=0.896；間隔15 天重測穩(wěn)定性系數(shù)0.739（P<0.01，Spearman秩相關(guān)性分析）。
1.2.2 手機(jī)成癮傾向量表 采用熊婕等[20]大學(xué)生手機(jī)成癮傾向量表，由戒斷癥狀、突顯行為、社交撫慰和心境改變4 個(gè)維度16 個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成，如我若很長時(shí)間沒用手機(jī)，會(huì)覺得難受。各題項(xiàng)采用Likert5點(diǎn)法，從“非常不符合（1）”到“非常符合（5）”，以總分表示手機(jī)成癮傾向程度。測量K-S 參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（P=0.000，df=1 735）；探索性因子分析：累積貢獻(xiàn)率62.016%，18 個(gè)題項(xiàng)全部進(jìn)入預(yù)設(shè)，KMO=0.946，Bartlett球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=14 596.802，df=120，P<0.001）；驗(yàn)證性因子分析：x2/df（98）=2.372，GFI=0.911，NFI=0.917，IFI=0.923，NNFI=0.906，CFI=0.923，SRMR=0.0423，RMSEA=0.079；Cronbach'sα=0.926；重測穩(wěn)定性系數(shù)0.576（P<0.01，Spearman 秩相關(guān)性分析）。
1.2.3 睡眠障礙問卷 采用J.B.DANIEL 等[21]匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)（Pittsburgh Sleep Quality Index，PSQI）中的睡眠障礙問卷，問卷從“夜間易醒”“呼吸不暢”“咳嗽/鼾聲高”等9 種現(xiàn)象發(fā)生的頻率考察被試睡眠障 礙情況，并 從“無”“<1 次/周”“1～2 次/周”“≥3 次/周”分別計(jì)0～4分。參照PSQI測試經(jīng)驗(yàn)，先將各題得分加總，再以總分0 重新編碼為“0”，1～9 編碼為“1”，10～18 編碼為“2”，19～27 編碼為“3”，以編碼后分值評估被試睡眠障礙程度。測得K-S 參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（P=0.000，df=1 735）；探索性因子分析：累積貢獻(xiàn)率55.515%，9 個(gè)題項(xiàng)全部進(jìn)入預(yù)設(shè)，KMO=0.899，Bartlett 球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=4 949.854，df=36，P<0.001）；驗(yàn)證性因子分析：x2/df（27）=1.955，GFI=0.988，NFI=0.965，IFI=0.970，NNFI=0.950，CFI=0.970，SRMR=0.040 8，RMSEA=0.055；Cronbach'sα=0.930；重測穩(wěn)定性系數(shù)0.800（P<0.01，Kappa一致性檢驗(yàn)）。
1.2.4 體育活動(dòng)等級量表 采用梁德清[22]體育活動(dòng)等級量表，旨從鍛煉強(qiáng)度、持續(xù)時(shí)間、鍛煉頻率評定被試的運(yùn)動(dòng)量情況，各指標(biāo)皆為5個(gè)等級，其中鍛煉的強(qiáng)度與頻率從1～5等級分別計(jì)1～5分，持續(xù)時(shí)間從1～5 等級分別計(jì)0～4 分。采用“強(qiáng)度×?xí)r間×頻率”計(jì)算運(yùn)動(dòng)量情況，以小運(yùn)動(dòng)量≤19 分、中等運(yùn)動(dòng)量為20～42 分、大運(yùn)動(dòng)量≥43 分劃分活動(dòng)量等級。結(jié)合題意，以運(yùn)動(dòng)量等級量化體育鍛煉情況。重測穩(wěn)定性系數(shù)0.511（P<0.01，Kappa一致性檢驗(yàn)）。
1.3 施測過程
施測前，統(tǒng)一對問卷數(shù)據(jù)采集的負(fù)責(zé)人進(jìn)行施測流程、要點(diǎn)、方法等培訓(xùn)。采用紙筆法，對抽樣單位開展問卷調(diào)查。施測需被試知情同意，口頭宣讀問卷指導(dǎo)語，讓被試知曉問卷調(diào)查的用途、調(diào)查的保密性、填答問卷的匿名性和自愿性等，并提醒被試可在施測過程中隨時(shí)自愿放棄、終止問卷填答。問卷填答12 min后，由數(shù)據(jù)采集負(fù)責(zé)人當(dāng)場回收。施測中，獲取被試年齡、年級、性別等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料。
1.4 數(shù)據(jù)處理與分析
將有效數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS26.0 分析軟件。利用K-S非參數(shù)檢驗(yàn)、可靠性分析、探索性及驗(yàn)證性因子分析等檢驗(yàn)數(shù)據(jù)正態(tài)分布及工具信效度。數(shù)據(jù)經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理后，采用Mann-Whitney U 檢驗(yàn)考察諸變量性別差異，并采用Kruskal-Wallis H檢驗(yàn)考察諸變量年級差異。采用控制性別、年齡、年級的偏相關(guān)分析、回歸分析等，考察孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙對體育鍛煉的直接影響效應(yīng)。利用Bootstrap法Process（3.5版）插件分析孤獨(dú)感影響體育鍛煉的間接效應(yīng)（手機(jī)成癮、睡眠障礙的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)和性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)）[23]，設(shè)定如下：設(shè)定模型=92；X=孤獨(dú)感，M1=手機(jī)成癮，M2=睡眠障礙，Y=體育鍛煉，W=性別；Bootstrap Samples=5 000；取樣方法為Bias Corrected，置信區(qū)間設(shè)為95%，分組條件為Meanand+/-SDfromMean。
1.5 共同方法偏差檢驗(yàn)
采用Harman 單因素檢驗(yàn)法，考察施測可能存在的共同方法偏差：排除基本信息，對所有題項(xiàng)進(jìn)行單因素、未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，共提取7個(gè)特征根大于1 的因子，第1 因子變異率為27.587%，未達(dá)到臨界值40%，證實(shí)施測中的共同方法偏差可接受。
2 結(jié) 果
2.1 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙與大學(xué)生體育鍛煉的群體差異分析
性別的Mann-Whitney U 檢驗(yàn)和年級的Kruskal-Wallis H 檢驗(yàn)顯示（見表1、表2）：孤獨(dú)感、睡眠障礙和體育鍛煉的性別差異皆顯著（P<0.01），而手機(jī)成癮性別差異不顯著（P>0.05），且女生具有較高的孤獨(dú)感、較低的睡眠障礙和體育鍛煉水平；孤獨(dú)感和手機(jī)成癮的年級差異顯著（P<0.05），睡眠障礙和體育鍛煉的年級差異不顯著（P>0.05），從大一至大三，被試報(bào)告的孤獨(dú)感依次遞減，而手機(jī)成癮依次遞增。
2.2 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙對大學(xué)生體育鍛煉的影響效應(yīng)分析
為排除人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的干擾，數(shù)據(jù)經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理后，對諸變量進(jìn)行控制性別、年級、年齡的偏相關(guān)性分析顯示（見表2）：孤獨(dú)感與手機(jī)成癮、睡眠障礙的正相關(guān)，與體育鍛煉的負(fù)相關(guān)皆達(dá)顯著水平（P<0.001）；手機(jī)成癮與睡眠障礙的正相關(guān)，與體育鍛煉的負(fù)相關(guān)皆達(dá)顯著水平（P<0.001）；睡眠障礙與體育鍛煉的負(fù)相關(guān)達(dá)顯著水平（P<0.001）。
表1 性別的Mann-Whitney U檢驗(yàn)和年級的Kruskal-Wallis H檢驗(yàn)（M±SD）Table1 Mann-Whitney U Test of Gender and Kruskal-Wallis H Test of Grade
表2 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙、體育鍛煉的偏相關(guān)性分析Table2 Partial Correlation Analysis of Loneliness，Mobile Phone Addiction，Sleep Dysfunction，and Physical Activity
分別以孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙為自變量，體育鍛煉為因變量，強(qiáng)行進(jìn)入法進(jìn)行3 組回歸分析顯示（見表3）：孤獨(dú)感[F（1，1733）=312.044，β=-0.391]、手機(jī)成癮[F（1，1733）=38.343，β=-0.147]和 睡 眠 障 礙[F（1，1733）=316.735，β=-0.393]對體育鍛煉的負(fù)向影響皆顯著（P<0.001），分別解釋15.2%、2.1%和15.4%的變異。
表3 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙分別對體育鍛煉的回歸分析Table3 Regression Analysis of Loneliness，Mobile Phone Addic‐tion，and Sleep Dysfunction on Physical Activity，Individually
利用Bootstrap 法，考察孤獨(dú)感對體育鍛煉的間接影響（見表4、表5）。方程1：孤獨(dú)感對手機(jī)成癮正向影響顯著[β=0.391，F(xiàn)（3，1731）=32.627，95%CI=[0.034，0.089]，P<0.001]，但性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著[βInt_1=-0.010，F(xiàn)（1，1731）=1.559，95%CI=[-0.033，0.007]，P>0.05]；方 程2：孤 獨(dú) 感[β=0.377，95%CI=[0.086，0.167]，P<0.001]和手機(jī)成癮[β=0.061，95%CI=[0.112，0.300]，P<0.01]分別對睡眠障礙的正向影響顯著[F（5，1729）=328.430]，且性 別在 孤獨(dú) 感影 響 睡眠 障礙[βInt_1=0.100，F(xiàn)（1，1729）=43.291，95%CI=[0.001，0.012]，P<0.001]、手 機(jī) 成 癮 影 響 睡 眠 障 礙 時(shí)[βInt_1=0.180，F(xiàn)（1，1729）=5.558，95%CI=[0.002，0.006]，P<0.05]的正調(diào)節(jié)效應(yīng)皆顯著，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)β男=0.326（t=25.268，95%CI=[0.301，0.352]）、β女=0.227（t=28.191，95%CI=[0.211，0.242]）；方程3：孤獨(dú)感[β=-0.225，95%CI=[-0.008，-0.048]，P<0.001]、手 機(jī) 成 癮[β=-0.045，95%CI= [-0.117，-0.091]，P<0.05]和睡眠障礙[β=-0.234，95%CI=[-0.143，-0.001]，P<0.001]對體育鍛煉的負(fù)向影響皆顯著[F（7，1727）=85.843]，但性別在諸影響路徑上的調(diào)節(jié)效應(yīng)皆不顯著（P>0.05）。
表4 間接影響效應(yīng)檢驗(yàn)Table4 Test of The Indirect Effects
表5 間接影響效應(yīng)的Bootstrap檢驗(yàn)Table5 Bootstrap Test of The Indirect Effects
綜上，在孤獨(dú)感影響大學(xué)生體育鍛煉時(shí)，手機(jī)成癮、睡眠障礙具備鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，在此鏈?zhǔn)街薪闄C(jī)制中，性別調(diào)節(jié)了孤獨(dú)感對手機(jī)成癮的影響，也調(diào)節(jié)了手機(jī)成癮對睡眠障礙的影響（見表6）。相較于女性大學(xué)生，孤獨(dú)感更易誘發(fā)男性大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向，且手機(jī)成癮傾向更易使男性大學(xué)生罹患睡眠障礙。基于此，為從直觀層面詮釋諸變量內(nèi)在關(guān)聯(lián)，構(gòu)建一組有調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停ㄒ妶D2）。
表6 研究假設(shè)驗(yàn)證結(jié)果Table6 Verification Results of Research Hypothesis
圖2 有調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型Figure2 The Model of Moderated Chain Mediating Effect
3 討 論
3.1 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙與大學(xué)生體育鍛煉的群體差異
性別的Mann-Whitney U 檢驗(yàn)表明，孤獨(dú)感、睡眠障礙和大學(xué)生體育鍛煉的性別差異顯著。相較于男生，女生具有較高的孤獨(dú)感、較低的睡眠障礙和體育鍛煉水平，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[3，24]。情緒歸因理論認(rèn)為，當(dāng)感受到消極體驗(yàn)，男性會(huì)抱怨外界環(huán)境，女性則傾向于自我抱怨[25]。也就是說，在社會(huì)交往中，陷入負(fù)性情境的男性傾向于將不愉悅感受歸因于外界不接納、不認(rèn)可，并較易將情緒外放；女性則更多將負(fù)性體驗(yàn)歸因于自我缺失和不足，在自我腹誹中形成孤獨(dú)感。正如前人所言：因情緒腦結(jié)構(gòu)差異，女性負(fù)性情緒易感性更強(qiáng)，較難通過認(rèn)知策略調(diào)節(jié)負(fù)性情緒，更易產(chǎn)生孤獨(dú)感[26]。毋庸諱言，大學(xué)生在許多生活習(xí)慣和注意偏好上或存性別差異，這亦導(dǎo)致男生往往在睡前仍保持活躍狀態(tài)，且對手機(jī)游戲、網(wǎng)絡(luò)游戲趨之若鶩[27]，加之其學(xué)業(yè)壓力的高度易感性，更易形成睡眠障礙。正如前人所言：注意偏好和生活習(xí)慣等差異，導(dǎo)致男性更易引發(fā)睡眠障礙等問題[24]。社會(huì)性別理論認(rèn)為，傳統(tǒng)性別觀念會(huì)引導(dǎo)兩性行為朝著社會(huì)期許的方向非均衡發(fā)展，使男女性別角色認(rèn)知和行為產(chǎn)生差異[28]。眾所周知，體育運(yùn)動(dòng)往往象征拼搏、爭勝，這似乎更符合社會(huì)對男性個(gè)性特征的期望。相應(yīng)地，在體育鍛煉方面，男生會(huì)比女生更活躍、積極、主動(dòng)且具持續(xù)性，而恬靜、溫順是刻板印象賦予女性的角色標(biāo)簽，這亦導(dǎo)致女生在參加體育鍛煉時(shí)相對文靜和穩(wěn)重?？梢?，孤獨(dú)感、睡眠障礙和體育鍛煉的性別差異，可能與男女大學(xué)生迥異的情緒歸因風(fēng)格、生活習(xí)慣和性別角色認(rèn)知有關(guān)。
年級的Kruskal-Wallis H檢驗(yàn)表明，孤獨(dú)感和手機(jī)成癮的年級差異顯著，孤獨(dú)感從大一至大三依次遞減，而手機(jī)成癮則依次遞增，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[24，29]。隨著在校年限增長，大學(xué)生能在同儕交往中豐富社交經(jīng)驗(yàn)，對外界消極因素的自控和情緒調(diào)節(jié)能力不斷強(qiáng)化，在同伴關(guān)系處理上也會(huì)逐漸成熟。因此，當(dāng)知覺到被忽視、排斥時(shí)，高年級大學(xué)生更易選擇適宜的情緒調(diào)控或應(yīng)對方式脫困，難于累聚嚴(yán)重的孤獨(dú)感。眾所周知，隨著年齡增長，大學(xué)生的獨(dú)立意識和自我關(guān)注逐漸增強(qiáng)，加之受行為偏好和注意偏向的影響，年級越高越熱衷于在手機(jī)使用中獲得技術(shù)操控（如手游）滿足感或網(wǎng)購物質(zhì)獲得感[29]。因此，與前人研究觀點(diǎn)一致，高年級大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向檢出率更高[30]。綜上，大學(xué)生孤獨(dú)感和手機(jī)成癮的年級差異，可能與其社交經(jīng)驗(yàn)、情緒調(diào)節(jié)能力、行為偏好的穩(wěn)定性有關(guān)。
3.2 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙對大學(xué)生體育鍛煉的影響效應(yīng)
控制性別、年齡、年級的偏相關(guān)分析和回歸分析表明，孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙對大學(xué)生體育鍛煉皆具有顯著的負(fù)向影響；Bootstrap 法證實(shí)了，在孤獨(dú)感影響大學(xué)生體育鍛煉時(shí)，手機(jī)成癮和睡眠障礙的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著，并證實(shí)性別能調(diào)節(jié)孤獨(dú)感對手機(jī)成癮、手機(jī)成癮對睡眠障礙的影響。
3.2.1 直接影響效應(yīng)討論 首先，分析證實(shí)假設(shè)H1不被拒絕，即孤獨(dú)感對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著，與前人觀點(diǎn)一致[4]。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，孤獨(dú)感會(huì)制約人際關(guān)系能力發(fā)展，引發(fā)抑郁、社會(huì)退縮，導(dǎo)致個(gè)體自覺與他人產(chǎn)生社會(huì)距離而抵觸互動(dòng)行為，對于大學(xué)生，孤獨(dú)感越強(qiáng)烈，越難于形成穩(wěn)定、持久的鍛煉行為，其參與次數(shù)也會(huì)越少。換句話說，當(dāng)大學(xué)生因被同儕排斥、忽視或拒絕而知覺到孤獨(dú)感，便較易在社會(huì)互動(dòng)中呈現(xiàn)消極自我、社會(huì)退縮，亦可能伴有焦慮、抑郁等內(nèi)化問題[26]。因此，在從事鍛煉活動(dòng)時(shí)往往呈現(xiàn)低自信、低活躍度、低投入狀態(tài)。分析證實(shí)了前人觀點(diǎn)，即孤獨(dú)感會(huì)導(dǎo)致主體身體活動(dòng)缺乏動(dòng)力[6]?？傊?，作為一種社會(huì)情境引發(fā)的消極情緒體驗(yàn)，孤獨(dú)感易使大學(xué)生產(chǎn)生自我孤立和逃避傾向，阻滯體育鍛煉的心理投入和行為呈現(xiàn)。正如流暢性理論揭示的：主體的認(rèn)知體驗(yàn)?zāi)茏鳛橐环N信息線索而決定后續(xù)行為[31]。
其次，分析證實(shí)假設(shè)H2不被拒絕，即手機(jī)成癮對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著，與前人觀點(diǎn)一致[9]。數(shù)據(jù)結(jié)果折射出，易沉迷于手機(jī)使用或難于戒斷手機(jī)使用的大學(xué)生，往往將注意偏好轉(zhuǎn)移到虛擬網(wǎng)絡(luò)世界，導(dǎo)致大量余暇時(shí)間被屏前行為、久坐行為擠占，而在現(xiàn)實(shí)中更多呈現(xiàn)消極、憊懶的鍛煉參與狀態(tài)。有研究表明，手機(jī)成癮者傾向于在手機(jī)使用（手機(jī)游戲、網(wǎng)絡(luò)交友）中尋求滿足感、維持自尊，而往往以消極的自我呈現(xiàn)和易波動(dòng)的情緒化表現(xiàn)應(yīng)對現(xiàn)實(shí)生活事件[32]。足見，手機(jī)成癮是大學(xué)生踐行體育鍛煉的羈絆，成癮傾向越嚴(yán)重，體育鍛煉越消極。正如前人所言，手機(jī)成癮會(huì)引發(fā)一系列負(fù)面心理反應(yīng)（如社會(huì)排他性），從而導(dǎo)致低能耗的身體活動(dòng)和非活躍狀態(tài)[33]。值得一提的是，手機(jī)成癮對大學(xué)生體育鍛煉的影響效應(yīng)較低（β=-0.147，R2=0.021），究其原因：一方面，可能受霍桑效應(yīng)影響，大學(xué)生被試在報(bào)告手機(jī)使用狀況時(shí)存在內(nèi)隱心理控制，導(dǎo)致數(shù)據(jù)報(bào)告結(jié)果相對理想化；另一方面，手機(jī)成癮可能通過增加靜態(tài)時(shí)間、屏前行為，降低睡眠質(zhì)量、產(chǎn)生社會(huì)退縮心理等問題而間接影響鍛煉實(shí)踐，該結(jié)果亦證實(shí)了既有研究的相關(guān)結(jié)論[8]。
最后，分析證實(shí)假設(shè)H3不被拒絕，即睡眠障礙對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著，與前人部分觀點(diǎn)一致[14]。臨床心理學(xué)發(fā)現(xiàn)，睡眠障礙會(huì)使人疲憊無力、精神萎靡，嚴(yán)重的睡眠障礙不僅會(huì)引發(fā)主體內(nèi)化問題（抑郁、焦慮），還會(huì)干擾正常的日間體育鍛煉活動(dòng)[13]。既有多項(xiàng)研究表明，睡眠質(zhì)量問題與日常體育鍛煉或身體活動(dòng)存在中高水平的相關(guān)，且通過體育鍛煉干預(yù)可有效緩解睡眠障礙[12，14]。本研究拓展了前人觀點(diǎn)，從另一視角發(fā)現(xiàn)，睡眠障礙同樣會(huì)影響大學(xué)生日間體育鍛煉參與（β=-0.393），并能解釋15.4%的變異。毋庸諱言，盡管國家教育部在2007 年便推行了“全國億萬學(xué)生陽光體育運(yùn)動(dòng)”，但大學(xué)生體育鍛煉的發(fā)展依舊磐散行汲，甚至存在“虛假繁榮”之象[34]。而該現(xiàn)象的致因除外界因素（鍛煉氛圍、自然條件），或與個(gè)體生活習(xí)慣、睡眠質(zhì)量有關(guān)。正如前人所言：改善睡眠質(zhì)量、緩解睡眠障礙可以改善體育鍛煉參與狀態(tài)，還可以降低年齡增長帶來的慢性疾病發(fā)病率[11]。基于此，本研究認(rèn)為，緩解睡眠障礙、改善睡眠質(zhì)量，可能是促進(jìn)大學(xué)生積極參與體育鍛煉的一項(xiàng)干預(yù)手段。
3.2.2 間接影響效應(yīng)討論 分析證實(shí)了假設(shè)H4不被拒絕，即在孤獨(dú)感與大學(xué)生體育鍛煉影響鏈上，手機(jī)成癮和睡眠障礙具備鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。補(bǔ)償性網(wǎng)絡(luò)使用理論認(rèn)為，當(dāng)主體在現(xiàn)實(shí)中陷入困境、遭遇心理問題，可能會(huì)將生活重心轉(zhuǎn)移至智能手機(jī)，以維持自尊、逃避痛苦、消解壓力，加之手機(jī)的多功能性易使人沉迷于手機(jī)使用而影響時(shí)間自我管理能力，干擾正常生活[35]。自我調(diào)節(jié)缺陷模型亦強(qiáng)調(diào)，有社會(huì)心理問題的人往往缺乏時(shí)間自我管理能力和自控力，更易因無節(jié)制的手機(jī)使用而成癮，從而在現(xiàn)實(shí)中出現(xiàn)一系列問題行為[36]?？梢?，當(dāng)大學(xué)生在社交中知覺到孤獨(dú)感，較易將情感遷移至頻繁使用手機(jī)，以滿足歸屬感和愉悅感，并在高頻使用中成癮，甚至?xí)纱颂岣咚按竽X興奮性，降低睡眠質(zhì)量、產(chǎn)生睡眠障礙，從而影響日間體育鍛煉的參與狀態(tài)。簡言之，孤獨(dú)感既以直接的方式影響大學(xué)生參與體育鍛煉，還可以通過加劇手機(jī)成癮傾向而引發(fā)睡眠障礙，最終對體育鍛煉產(chǎn)生阻滯作用。正如偏好理論闡釋的：源于社會(huì)情境的不愉悅感受會(huì)改變注意偏好，由此引發(fā)內(nèi)化問題，并影響行為呈現(xiàn)方式[37]?；诖耍狙芯空J(rèn)為，構(gòu)建積極健康的人際交往氛圍，加強(qiáng)大學(xué)生的自我情緒和時(shí)間管理能力，可有效防控手機(jī)成癮傾向，養(yǎng)成良好作息習(xí)慣、提升睡眠質(zhì)量，改善體育鍛煉參與現(xiàn)狀。
分析證實(shí)了假設(shè)H5中的部分子假設(shè)（H5a和H5c）不被拒絕，即性別能調(diào)節(jié)孤獨(dú)感對手機(jī)成癮的影響，亦能調(diào)節(jié)手機(jī)成癮對睡眠障礙的影響。相較而言，孤獨(dú)感更易誘發(fā)男性大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向，且手機(jī)成癮更易使男性大學(xué)生罹患睡眠障礙，與前人觀點(diǎn)一致[38]。既有研究表明，孤獨(dú)感往往伴隨低效能感、低自尊和社會(huì)退縮傾向[39]。受儒家思想桎梏，社會(huì)性別觀念往往賦予男性獨(dú)立、堅(jiān)強(qiáng)、樂于自我展示等標(biāo)簽，這亦使男性在陷入負(fù)性情境時(shí)傾向于將不愉悅感受或情緒發(fā)泄、外放，而若真切知覺到被孤立而產(chǎn)生孤獨(dú)感，男性則更易對現(xiàn)實(shí)生活事件產(chǎn)生逃避、抵觸、放棄心理，并主動(dòng)將注意偏向和行為偏好轉(zhuǎn)移至手機(jī)的操作性使用（網(wǎng)游、手游），或者在虛擬網(wǎng)絡(luò)世界（網(wǎng)絡(luò)社交、網(wǎng)絡(luò)購物）獲得成就感、歸屬感、安全感和滿足感，更易產(chǎn)生手機(jī)成癮傾向。加之，大學(xué)生普遍對新鮮事物存有高度敏感性，其自我約束能力尚未成熟，相較之下，男生比女生更傾向于行為的自我主導(dǎo)與支配，更易因強(qiáng)迫性、沖動(dòng)性的手機(jī)使用而影響日常作息，產(chǎn)生睡眠障礙。因此，相較于女性大學(xué)生，孤獨(dú)感更易加重男大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向，且手機(jī)成癮嚴(yán)重的男生更易罹患睡眠障礙、睡眠時(shí)間不足等問題。
4 結(jié) 論
相較于男性大學(xué)生，女性大學(xué)生能感知到更高的孤獨(dú)感，具有較低的睡眠障礙，并呈現(xiàn)較低的體育鍛煉水平；隨著年級升高，大學(xué)生感知到的孤獨(dú)感依次遞減，但手機(jī)成癮卻依次遞增；孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙是制約大學(xué)生體育鍛煉的前因，孤獨(dú)感既能直接阻滯大學(xué)生參與體育鍛煉，還會(huì)通過誘發(fā)手機(jī)成癮傾向引發(fā)睡眠障礙，從而制約大學(xué)生體育鍛煉實(shí)踐，且孤獨(dú)感更易加重男性大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向，且手機(jī)成癮更易使男性大學(xué)生罹患睡眠障礙。
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柏 楊
青少年積極從事體育鍛煉，有助于降低成年期罹患慢性非傳染性疾病的發(fā)病率[1]。國務(wù)院在《關(guān)于強(qiáng)化學(xué)校體育促進(jìn)學(xué)生身心健康全面發(fā)展的意見》等政策中明確強(qiáng)調(diào)，敦促學(xué)生經(jīng)常參加戶外體育活動(dòng)[2]。然而，受外界環(huán)境、生活習(xí)慣、認(rèn)知發(fā)展水平、人際感知能力等綜合影響，大學(xué)生體育鍛煉依舊呈小強(qiáng)度、低頻率、短持時(shí)等特征[3]。大學(xué)生正值社會(huì)適應(yīng)能力發(fā)展敏感期，探究此階段青少年體育鍛煉的影響機(jī)制，益于揭示其日常學(xué)習(xí)生活中諸多問題，有針對性地制定和開展干預(yù)策略，是其獲得身心效益、塑造社會(huì)化人格的重要前提。
人際知覺理論認(rèn)為，人際交往中的情感因素會(huì)參與知覺過程，而當(dāng)個(gè)體被外界排斥、被邊緣化，則會(huì)因情感受損而產(chǎn)生孤獨(dú)感，導(dǎo)致主動(dòng)拒絕參加有益身心的社會(huì)活動(dòng)[4]。在這一理論層面，消極的體育鍛煉可能與個(gè)體知覺到的孤獨(dú)感有關(guān)。孤獨(dú)感是個(gè)體在人際交往中形成痛苦、不愉悅的負(fù)性體驗(yàn)，它會(huì)引發(fā)一系列問題行為或內(nèi)化問題，影響日常行為的積極性和主動(dòng)性。人際關(guān)系理論認(rèn)為，若個(gè)體在人際交往中產(chǎn)生孤獨(dú)感，則會(huì)引發(fā)抑郁、社會(huì)退縮，并影響后續(xù)行為[5]?？梢?，作為一種負(fù)性體驗(yàn)，孤獨(dú)感會(huì)影響身體活動(dòng)的動(dòng)力和堅(jiān)持性，尤其對于中老年人，強(qiáng)烈的孤獨(dú)感不僅是日常身體活動(dòng)的羈絆，還會(huì)增加全因死亡風(fēng)險(xiǎn)[6]。正如“人-情境”交互理論所闡釋的：社會(huì)情境引發(fā)的知覺或體驗(yàn)會(huì)對社會(huì)行為產(chǎn)生影響[7]。那么，對于正值人際關(guān)系感知敏感期的大學(xué)生，孤獨(dú)感能否干擾其日常體育鍛煉實(shí)踐？據(jù)此，提出假設(shè)H1：孤獨(dú)感對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著。
眾所周知，飛速發(fā)展的互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代正改變著人們的生活方式，手機(jī)設(shè)備作為現(xiàn)代人類必需品，在大學(xué)生中表現(xiàn)出巨大的沖擊力和滲透力，亦不可避免引發(fā)一系列問題行為，如手機(jī)成癮。手機(jī)成癮是個(gè)體強(qiáng)迫性、依賴性、沖動(dòng)性的過度高頻使用手機(jī)的一種不良心理或失控行為狀態(tài)，它會(huì)使人忽視現(xiàn)實(shí)人際溝通，而將注意和心智偏向于手機(jī)使用，還會(huì)增加久坐時(shí)間、屏前行為，影響身體活動(dòng)的活躍度[8]。研究表明，手機(jī)成癮會(huì)引發(fā)許多不良生活方式，影響學(xué)生日常學(xué)習(xí)和生活，使之現(xiàn)實(shí)行為呈現(xiàn)拖延、非活躍狀態(tài)，而且成癮傾向越嚴(yán)重，參與運(yùn)動(dòng)的興趣和動(dòng)力越弱，運(yùn)動(dòng)行為越消極[9]。然而，國外學(xué)者得出迥異觀點(diǎn)：盡管手機(jī)成癮會(huì)引發(fā)久坐、久臥等問題，但因大學(xué)生趨于成熟的自我管理能力，手機(jī)成癮并不會(huì)導(dǎo)致其體育活動(dòng)發(fā)生改變，而且成癮者與非成癮者的身體活動(dòng)也無明顯差異[10]。那么，手機(jī)成癮會(huì)否成為大學(xué)生從事體育鍛煉的羈絆？據(jù)此，提出假設(shè)H2：手機(jī)成癮對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著。
學(xué)界在探究體育鍛煉致因時(shí)發(fā)現(xiàn)，睡眠質(zhì)量與身體鍛煉活動(dòng)存在關(guān)聯(lián)。睡眠是身體機(jī)能得以恢復(fù)的保障，睡眠時(shí)間不足、睡眠障礙會(huì)影響身體健康，干擾人們的生活和生產(chǎn)實(shí)踐[11]。睡眠障礙是評價(jià)主體睡眠質(zhì)量的重要指標(biāo)之一，指睡眠不正常、睡眠中出現(xiàn)異常行為的表現(xiàn)，以及對睡眠質(zhì)量不滿意且影響日間功能的體驗(yàn)[12]。研究表明，睡眠障礙對體育鍛煉具有預(yù)測功效，消極的體育鍛煉往往與嚴(yán)重的睡眠障礙有關(guān)[13]；在大學(xué)生群體中，幾近30%的不鍛煉者存在睡眠質(zhì)量問題（包括睡眠障礙），而經(jīng)常參加體育鍛煉的大學(xué)生中，僅4%存在睡眠障礙。老年人群體亦存在類似現(xiàn)象，即嚴(yán)重的睡眠障礙與非活躍的體育鍛煉密切相關(guān)[14]。那么，對于思維與行為相對活躍的大學(xué)生，睡眠障礙是否會(huì)制約其體育鍛煉？據(jù)此，提出假設(shè)H3：睡眠障礙對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著。
此外，學(xué)者在探討孤獨(dú)感與社會(huì)行為的內(nèi)在機(jī)制時(shí)發(fā)現(xiàn)，手機(jī)成癮、睡眠障礙具備中介作用。首先，孤獨(dú)感會(huì)引發(fā)個(gè)體許多問題行為（如手機(jī)成癮），使之傾向于采用消極方式應(yīng)對生活事件，而且孤獨(dú)感越強(qiáng)烈，越易導(dǎo)致個(gè)體移情至手機(jī)使用，并在長期過度使用中成癮，而對現(xiàn)實(shí)人際互動(dòng)和鍛煉行為產(chǎn)生抵觸[15]。可見，孤獨(dú)感可能通過誘發(fā)手機(jī)成癮傾向影響體育鍛煉。其次，醫(yī)學(xué)研究表明，孤獨(dú)感是影響睡眠質(zhì)量的危險(xiǎn)因素，強(qiáng)烈的孤獨(dú)感易使人對生活威脅事件過度警覺、產(chǎn)生情感偏見、加重睡眠障礙，從而干擾日常行為[16]?？梢?，孤獨(dú)感會(huì)引發(fā)睡眠障礙進(jìn)而阻滯體育鍛煉。另有研究表明，高頻使用手機(jī)會(huì)引發(fā)睡眠障礙，而且手機(jī)成癮傾向越嚴(yán)重，睡眠障礙越明顯[17]。該結(jié)果在縱向研究中也被證實(shí)，即手機(jī)成癮是睡眠障礙的一個(gè)誘因，能預(yù)測20～24 歲成年人1 年后的睡眠障礙[18]。綜上，孤獨(dú)感會(huì)誘發(fā)手機(jī)成癮傾向，進(jìn)而加劇睡眠障礙，最終對社會(huì)活動(dòng)產(chǎn)生阻滯作用。誠然，在體育領(lǐng)域，針對大學(xué)生群體的相關(guān)研究尚未明晰。據(jù)此，提出假設(shè)H4：在孤獨(dú)感與大學(xué)生體育鍛煉影響鏈上，手機(jī)成癮和睡眠障礙具備鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。
眾所周知，受社會(huì)性別認(rèn)知、人格特質(zhì)、生活習(xí)慣等影響，男性和女性在人際情感體驗(yàn)、生活方式和體育鍛煉等方面存在性別差異[3]。那么，在孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙與大學(xué)生體育鍛煉的影響路徑上，性別是否皆具備調(diào)節(jié)效應(yīng)，尚需在實(shí)證中獲得解讀。據(jù)此，提出假設(shè)H5：性別能夠調(diào)節(jié)諸變量間的影響，即H5a：性別能調(diào)節(jié)孤獨(dú)感對手機(jī)成癮的影響；H5b：性別能調(diào)節(jié)孤獨(dú)感對睡眠障礙的影響；H5c：性別能調(diào)節(jié)手機(jī)成癮對睡眠障礙的影響；H5d：性別能調(diào)節(jié)手機(jī)成癮對體育鍛煉的影響；H5e：性別能調(diào)節(jié)睡眠障礙對體育鍛煉的影響。
基于此，構(gòu)念觀念、建立假設(shè)（見圖1），并通過實(shí)證研究檢驗(yàn)上述假設(shè)，為豐富大學(xué)生體育鍛煉研究有所裨益。
圖1 研究假設(shè)模型Figure1 The Research Hypothetical Model
1 研究對象與方法
1.1 被 試
遵循方便取樣原則，以浙江、江蘇、安徽、上海等省/直轄市為例，各省按照省會(huì)、一般城市、地級市、城鎮(zhèn)各選取1 所高校，上海（直轄）市按城區(qū)劃分成東南西北4 個(gè)區(qū)域，各區(qū)域選取1 所高校；考慮到大四學(xué)生離校實(shí)習(xí)，在各高校大一至大三中分別選取1 個(gè)自然班級的學(xué)生為被試。共發(fā)放1 837 份問卷，依據(jù)“反向題檢驗(yàn)”“規(guī)則性填答”“應(yīng)答缺失率高于25%”等篩查原則，共保留1 735 份有效數(shù)據(jù)為最終分析樣本，有效回收率94.45%。其中，男生824 人，女生911 人，年齡（19.42±1.951）歲。2019年11月，對133名被試進(jìn)行間隔15天重測，配對樣本量117份。
1.2 測量工具
1.2.1 孤獨(dú)感量表 采用王登峰[19]中文版孤獨(dú)感量表，以Russell 孤獨(dú)感量表（第二版）為藍(lán)本，原為針對大學(xué)生群體的孤獨(dú)感測評工具，故保持原量表題項(xiàng)表述，量表共18 題（含10 個(gè)反向計(jì)分題），如“我覺得我和周圍人關(guān)系淡漠”。采用Likert5點(diǎn)法，從“從不（1）”到“經(jīng)常（5）”計(jì)分，經(jīng)反向題處理后，以總分表示孤獨(dú)感程度。測得K-S參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（P=0.000，df=1 735）；探索性因子分析：累積貢獻(xiàn)率50.094%，KMO=0.937，Bartlett 球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=10 336.485，df=153，P<0.001）；驗(yàn)證性因子分析：x2/df（135）=3.683，GFI=0.944，NFI=0.948，IFI=0.959，NNFI=0.940，CFI=0.959，SRMR=0.032 2，RMSEA=0.068；量表Cron‐bach'sα=0.896；間隔15 天重測穩(wěn)定性系數(shù)0.739（P<0.01，Spearman秩相關(guān)性分析）。
1.2.2 手機(jī)成癮傾向量表 采用熊婕等[20]大學(xué)生手機(jī)成癮傾向量表，由戒斷癥狀、突顯行為、社交撫慰和心境改變4 個(gè)維度16 個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成，如我若很長時(shí)間沒用手機(jī)，會(huì)覺得難受。各題項(xiàng)采用Likert5點(diǎn)法，從“非常不符合（1）”到“非常符合（5）”，以總分表示手機(jī)成癮傾向程度。測量K-S 參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（P=0.000，df=1 735）；探索性因子分析：累積貢獻(xiàn)率62.016%，18 個(gè)題項(xiàng)全部進(jìn)入預(yù)設(shè)，KMO=0.946，Bartlett球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=14 596.802，df=120，P<0.001）；驗(yàn)證性因子分析：x2/df（98）=2.372，GFI=0.911，NFI=0.917，IFI=0.923，NNFI=0.906，CFI=0.923，SRMR=0.0423，RMSEA=0.079；Cronbach'sα=0.926；重測穩(wěn)定性系數(shù)0.576（P<0.01，Spearman 秩相關(guān)性分析）。
1.2.3 睡眠障礙問卷 采用J.B.DANIEL 等[21]匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)（Pittsburgh Sleep Quality Index，PSQI）中的睡眠障礙問卷，問卷從“夜間易醒”“呼吸不暢”“咳嗽/鼾聲高”等9 種現(xiàn)象發(fā)生的頻率考察被試睡眠障 礙情況，并 從“無”“<1 次/周”“1～2 次/周”“≥3 次/周”分別計(jì)0～4分。參照PSQI測試經(jīng)驗(yàn)，先將各題得分加總，再以總分0 重新編碼為“0”，1～9 編碼為“1”，10～18 編碼為“2”，19～27 編碼為“3”，以編碼后分值評估被試睡眠障礙程度。測得K-S 參數(shù)檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（P=0.000，df=1 735）；探索性因子分析：累積貢獻(xiàn)率55.515%，9 個(gè)題項(xiàng)全部進(jìn)入預(yù)設(shè)，KMO=0.899，Bartlett 球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=4 949.854，df=36，P<0.001）；驗(yàn)證性因子分析：x2/df（27）=1.955，GFI=0.988，NFI=0.965，IFI=0.970，NNFI=0.950，CFI=0.970，SRMR=0.040 8，RMSEA=0.055；Cronbach'sα=0.930；重測穩(wěn)定性系數(shù)0.800（P<0.01，Kappa一致性檢驗(yàn)）。
1.2.4 體育活動(dòng)等級量表 采用梁德清[22]體育活動(dòng)等級量表，旨從鍛煉強(qiáng)度、持續(xù)時(shí)間、鍛煉頻率評定被試的運(yùn)動(dòng)量情況，各指標(biāo)皆為5個(gè)等級，其中鍛煉的強(qiáng)度與頻率從1～5等級分別計(jì)1～5分，持續(xù)時(shí)間從1～5 等級分別計(jì)0～4 分。采用“強(qiáng)度×?xí)r間×頻率”計(jì)算運(yùn)動(dòng)量情況，以小運(yùn)動(dòng)量≤19 分、中等運(yùn)動(dòng)量為20～42 分、大運(yùn)動(dòng)量≥43 分劃分活動(dòng)量等級。結(jié)合題意，以運(yùn)動(dòng)量等級量化體育鍛煉情況。重測穩(wěn)定性系數(shù)0.511（P<0.01，Kappa一致性檢驗(yàn)）。
1.3 施測過程
施測前，統(tǒng)一對問卷數(shù)據(jù)采集的負(fù)責(zé)人進(jìn)行施測流程、要點(diǎn)、方法等培訓(xùn)。采用紙筆法，對抽樣單位開展問卷調(diào)查。施測需被試知情同意，口頭宣讀問卷指導(dǎo)語，讓被試知曉問卷調(diào)查的用途、調(diào)查的保密性、填答問卷的匿名性和自愿性等，并提醒被試可在施測過程中隨時(shí)自愿放棄、終止問卷填答。問卷填答12 min后，由數(shù)據(jù)采集負(fù)責(zé)人當(dāng)場回收。施測中，獲取被試年齡、年級、性別等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料。
1.4 數(shù)據(jù)處理與分析
將有效數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS26.0 分析軟件。利用K-S非參數(shù)檢驗(yàn)、可靠性分析、探索性及驗(yàn)證性因子分析等檢驗(yàn)數(shù)據(jù)正態(tài)分布及工具信效度。數(shù)據(jù)經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理后，采用Mann-Whitney U 檢驗(yàn)考察諸變量性別差異，并采用Kruskal-Wallis H檢驗(yàn)考察諸變量年級差異。采用控制性別、年齡、年級的偏相關(guān)分析、回歸分析等，考察孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙對體育鍛煉的直接影響效應(yīng)。利用Bootstrap法Process（3.5版）插件分析孤獨(dú)感影響體育鍛煉的間接效應(yīng)（手機(jī)成癮、睡眠障礙的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)和性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)）[23]，設(shè)定如下：設(shè)定模型=92；X=孤獨(dú)感，M1=手機(jī)成癮，M2=睡眠障礙，Y=體育鍛煉，W=性別；Bootstrap Samples=5 000；取樣方法為Bias Corrected，置信區(qū)間設(shè)為95%，分組條件為Meanand+/-SDfromMean。
1.5 共同方法偏差檢驗(yàn)
采用Harman 單因素檢驗(yàn)法，考察施測可能存在的共同方法偏差：排除基本信息，對所有題項(xiàng)進(jìn)行單因素、未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，共提取7個(gè)特征根大于1 的因子，第1 因子變異率為27.587%，未達(dá)到臨界值40%，證實(shí)施測中的共同方法偏差可接受。
2 結(jié) 果
2.1 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙與大學(xué)生體育鍛煉的群體差異分析
性別的Mann-Whitney U 檢驗(yàn)和年級的Kruskal-Wallis H 檢驗(yàn)顯示（見表1、表2）：孤獨(dú)感、睡眠障礙和體育鍛煉的性別差異皆顯著（P<0.01），而手機(jī)成癮性別差異不顯著（P>0.05），且女生具有較高的孤獨(dú)感、較低的睡眠障礙和體育鍛煉水平；孤獨(dú)感和手機(jī)成癮的年級差異顯著（P<0.05），睡眠障礙和體育鍛煉的年級差異不顯著（P>0.05），從大一至大三，被試報(bào)告的孤獨(dú)感依次遞減，而手機(jī)成癮依次遞增。
2.2 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙對大學(xué)生體育鍛煉的影響效應(yīng)分析
為排除人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的干擾，數(shù)據(jù)經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理后，對諸變量進(jìn)行控制性別、年級、年齡的偏相關(guān)性分析顯示（見表2）：孤獨(dú)感與手機(jī)成癮、睡眠障礙的正相關(guān)，與體育鍛煉的負(fù)相關(guān)皆達(dá)顯著水平（P<0.001）；手機(jī)成癮與睡眠障礙的正相關(guān)，與體育鍛煉的負(fù)相關(guān)皆達(dá)顯著水平（P<0.001）；睡眠障礙與體育鍛煉的負(fù)相關(guān)達(dá)顯著水平（P<0.001）。
表1 性別的Mann-Whitney U檢驗(yàn)和年級的Kruskal-Wallis H檢驗(yàn)（M±SD）Table1 Mann-Whitney U Test of Gender and Kruskal-Wallis H Test of Grade
表2 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙、體育鍛煉的偏相關(guān)性分析Table2 Partial Correlation Analysis of Loneliness，Mobile Phone Addiction，Sleep Dysfunction，and Physical Activity
分別以孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙為自變量，體育鍛煉為因變量，強(qiáng)行進(jìn)入法進(jìn)行3 組回歸分析顯示（見表3）：孤獨(dú)感[F（1，1733）=312.044，β=-0.391]、手機(jī)成癮[F（1，1733）=38.343，β=-0.147]和 睡 眠 障 礙[F（1，1733）=316.735，β=-0.393]對體育鍛煉的負(fù)向影響皆顯著（P<0.001），分別解釋15.2%、2.1%和15.4%的變異。
表3 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙分別對體育鍛煉的回歸分析Table3 Regression Analysis of Loneliness，Mobile Phone Addic‐tion，and Sleep Dysfunction on Physical Activity，Individually
利用Bootstrap 法，考察孤獨(dú)感對體育鍛煉的間接影響（見表4、表5）。方程1：孤獨(dú)感對手機(jī)成癮正向影響顯著[β=0.391，F(xiàn)（3，1731）=32.627，95%CI=[0.034，0.089]，P<0.001]，但性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著[βInt_1=-0.010，F(xiàn)（1，1731）=1.559，95%CI=[-0.033，0.007]，P>0.05]；方 程2：孤 獨(dú) 感[β=0.377，95%CI=[0.086，0.167]，P<0.001]和手機(jī)成癮[β=0.061，95%CI=[0.112，0.300]，P<0.01]分別對睡眠障礙的正向影響顯著[F（5，1729）=328.430]，且性 別在 孤獨(dú) 感影 響 睡眠 障礙[βInt_1=0.100，F(xiàn)（1，1729）=43.291，95%CI=[0.001，0.012]，P<0.001]、手 機(jī) 成 癮 影 響 睡 眠 障 礙 時(shí)[βInt_1=0.180，F(xiàn)（1，1729）=5.558，95%CI=[0.002，0.006]，P<0.05]的正調(diào)節(jié)效應(yīng)皆顯著，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)β男=0.326（t=25.268，95%CI=[0.301，0.352]）、β女=0.227（t=28.191，95%CI=[0.211，0.242]）；方程3：孤獨(dú)感[β=-0.225，95%CI=[-0.008，-0.048]，P<0.001]、手 機(jī) 成 癮[β=-0.045，95%CI= [-0.117，-0.091]，P<0.05]和睡眠障礙[β=-0.234，95%CI=[-0.143，-0.001]，P<0.001]對體育鍛煉的負(fù)向影響皆顯著[F（7，1727）=85.843]，但性別在諸影響路徑上的調(diào)節(jié)效應(yīng)皆不顯著（P>0.05）。
表4 間接影響效應(yīng)檢驗(yàn)Table4 Test of The Indirect Effects
表5 間接影響效應(yīng)的Bootstrap檢驗(yàn)Table5 Bootstrap Test of The Indirect Effects
綜上，在孤獨(dú)感影響大學(xué)生體育鍛煉時(shí)，手機(jī)成癮、睡眠障礙具備鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，在此鏈?zhǔn)街薪闄C(jī)制中，性別調(diào)節(jié)了孤獨(dú)感對手機(jī)成癮的影響，也調(diào)節(jié)了手機(jī)成癮對睡眠障礙的影響（見表6）。相較于女性大學(xué)生，孤獨(dú)感更易誘發(fā)男性大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向，且手機(jī)成癮傾向更易使男性大學(xué)生罹患睡眠障礙。基于此，為從直觀層面詮釋諸變量內(nèi)在關(guān)聯(lián)，構(gòu)建一組有調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停ㄒ妶D2）。
表6 研究假設(shè)驗(yàn)證結(jié)果Table6 Verification Results of Research Hypothesis
圖2 有調(diào)節(jié)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型Figure2 The Model of Moderated Chain Mediating Effect
3 討 論
3.1 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙與大學(xué)生體育鍛煉的群體差異
性別的Mann-Whitney U 檢驗(yàn)表明，孤獨(dú)感、睡眠障礙和大學(xué)生體育鍛煉的性別差異顯著。相較于男生，女生具有較高的孤獨(dú)感、較低的睡眠障礙和體育鍛煉水平，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[3，24]。情緒歸因理論認(rèn)為，當(dāng)感受到消極體驗(yàn)，男性會(huì)抱怨外界環(huán)境，女性則傾向于自我抱怨[25]。也就是說，在社會(huì)交往中，陷入負(fù)性情境的男性傾向于將不愉悅感受歸因于外界不接納、不認(rèn)可，并較易將情緒外放；女性則更多將負(fù)性體驗(yàn)歸因于自我缺失和不足，在自我腹誹中形成孤獨(dú)感。正如前人所言：因情緒腦結(jié)構(gòu)差異，女性負(fù)性情緒易感性更強(qiáng)，較難通過認(rèn)知策略調(diào)節(jié)負(fù)性情緒，更易產(chǎn)生孤獨(dú)感[26]。毋庸諱言，大學(xué)生在許多生活習(xí)慣和注意偏好上或存性別差異，這亦導(dǎo)致男生往往在睡前仍保持活躍狀態(tài)，且對手機(jī)游戲、網(wǎng)絡(luò)游戲趨之若鶩[27]，加之其學(xué)業(yè)壓力的高度易感性，更易形成睡眠障礙。正如前人所言：注意偏好和生活習(xí)慣等差異，導(dǎo)致男性更易引發(fā)睡眠障礙等問題[24]。社會(huì)性別理論認(rèn)為，傳統(tǒng)性別觀念會(huì)引導(dǎo)兩性行為朝著社會(huì)期許的方向非均衡發(fā)展，使男女性別角色認(rèn)知和行為產(chǎn)生差異[28]。眾所周知，體育運(yùn)動(dòng)往往象征拼搏、爭勝，這似乎更符合社會(huì)對男性個(gè)性特征的期望。相應(yīng)地，在體育鍛煉方面，男生會(huì)比女生更活躍、積極、主動(dòng)且具持續(xù)性，而恬靜、溫順是刻板印象賦予女性的角色標(biāo)簽，這亦導(dǎo)致女生在參加體育鍛煉時(shí)相對文靜和穩(wěn)重?？梢?，孤獨(dú)感、睡眠障礙和體育鍛煉的性別差異，可能與男女大學(xué)生迥異的情緒歸因風(fēng)格、生活習(xí)慣和性別角色認(rèn)知有關(guān)。
年級的Kruskal-Wallis H檢驗(yàn)表明，孤獨(dú)感和手機(jī)成癮的年級差異顯著，孤獨(dú)感從大一至大三依次遞減，而手機(jī)成癮則依次遞增，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[24，29]。隨著在校年限增長，大學(xué)生能在同儕交往中豐富社交經(jīng)驗(yàn)，對外界消極因素的自控和情緒調(diào)節(jié)能力不斷強(qiáng)化，在同伴關(guān)系處理上也會(huì)逐漸成熟。因此，當(dāng)知覺到被忽視、排斥時(shí)，高年級大學(xué)生更易選擇適宜的情緒調(diào)控或應(yīng)對方式脫困，難于累聚嚴(yán)重的孤獨(dú)感。眾所周知，隨著年齡增長，大學(xué)生的獨(dú)立意識和自我關(guān)注逐漸增強(qiáng)，加之受行為偏好和注意偏向的影響，年級越高越熱衷于在手機(jī)使用中獲得技術(shù)操控（如手游）滿足感或網(wǎng)購物質(zhì)獲得感[29]。因此，與前人研究觀點(diǎn)一致，高年級大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向檢出率更高[30]。綜上，大學(xué)生孤獨(dú)感和手機(jī)成癮的年級差異，可能與其社交經(jīng)驗(yàn)、情緒調(diào)節(jié)能力、行為偏好的穩(wěn)定性有關(guān)。
3.2 孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙對大學(xué)生體育鍛煉的影響效應(yīng)
控制性別、年齡、年級的偏相關(guān)分析和回歸分析表明，孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙對大學(xué)生體育鍛煉皆具有顯著的負(fù)向影響；Bootstrap 法證實(shí)了，在孤獨(dú)感影響大學(xué)生體育鍛煉時(shí)，手機(jī)成癮和睡眠障礙的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著，并證實(shí)性別能調(diào)節(jié)孤獨(dú)感對手機(jī)成癮、手機(jī)成癮對睡眠障礙的影響。
3.2.1 直接影響效應(yīng)討論 首先，分析證實(shí)假設(shè)H1不被拒絕，即孤獨(dú)感對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著，與前人觀點(diǎn)一致[4]。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，孤獨(dú)感會(huì)制約人際關(guān)系能力發(fā)展，引發(fā)抑郁、社會(huì)退縮，導(dǎo)致個(gè)體自覺與他人產(chǎn)生社會(huì)距離而抵觸互動(dòng)行為，對于大學(xué)生，孤獨(dú)感越強(qiáng)烈，越難于形成穩(wěn)定、持久的鍛煉行為，其參與次數(shù)也會(huì)越少。換句話說，當(dāng)大學(xué)生因被同儕排斥、忽視或拒絕而知覺到孤獨(dú)感，便較易在社會(huì)互動(dòng)中呈現(xiàn)消極自我、社會(huì)退縮，亦可能伴有焦慮、抑郁等內(nèi)化問題[26]。因此，在從事鍛煉活動(dòng)時(shí)往往呈現(xiàn)低自信、低活躍度、低投入狀態(tài)。分析證實(shí)了前人觀點(diǎn)，即孤獨(dú)感會(huì)導(dǎo)致主體身體活動(dòng)缺乏動(dòng)力[6]?？傊?，作為一種社會(huì)情境引發(fā)的消極情緒體驗(yàn)，孤獨(dú)感易使大學(xué)生產(chǎn)生自我孤立和逃避傾向，阻滯體育鍛煉的心理投入和行為呈現(xiàn)。正如流暢性理論揭示的：主體的認(rèn)知體驗(yàn)?zāi)茏鳛橐环N信息線索而決定后續(xù)行為[31]。
其次，分析證實(shí)假設(shè)H2不被拒絕，即手機(jī)成癮對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著，與前人觀點(diǎn)一致[9]。數(shù)據(jù)結(jié)果折射出，易沉迷于手機(jī)使用或難于戒斷手機(jī)使用的大學(xué)生，往往將注意偏好轉(zhuǎn)移到虛擬網(wǎng)絡(luò)世界，導(dǎo)致大量余暇時(shí)間被屏前行為、久坐行為擠占，而在現(xiàn)實(shí)中更多呈現(xiàn)消極、憊懶的鍛煉參與狀態(tài)。有研究表明，手機(jī)成癮者傾向于在手機(jī)使用（手機(jī)游戲、網(wǎng)絡(luò)交友）中尋求滿足感、維持自尊，而往往以消極的自我呈現(xiàn)和易波動(dòng)的情緒化表現(xiàn)應(yīng)對現(xiàn)實(shí)生活事件[32]。足見，手機(jī)成癮是大學(xué)生踐行體育鍛煉的羈絆，成癮傾向越嚴(yán)重，體育鍛煉越消極。正如前人所言，手機(jī)成癮會(huì)引發(fā)一系列負(fù)面心理反應(yīng)（如社會(huì)排他性），從而導(dǎo)致低能耗的身體活動(dòng)和非活躍狀態(tài)[33]。值得一提的是，手機(jī)成癮對大學(xué)生體育鍛煉的影響效應(yīng)較低（β=-0.147，R2=0.021），究其原因：一方面，可能受霍桑效應(yīng)影響，大學(xué)生被試在報(bào)告手機(jī)使用狀況時(shí)存在內(nèi)隱心理控制，導(dǎo)致數(shù)據(jù)報(bào)告結(jié)果相對理想化；另一方面，手機(jī)成癮可能通過增加靜態(tài)時(shí)間、屏前行為，降低睡眠質(zhì)量、產(chǎn)生社會(huì)退縮心理等問題而間接影響鍛煉實(shí)踐，該結(jié)果亦證實(shí)了既有研究的相關(guān)結(jié)論[8]。
最后，分析證實(shí)假設(shè)H3不被拒絕，即睡眠障礙對大學(xué)生體育鍛煉的負(fù)向影響顯著，與前人部分觀點(diǎn)一致[14]。臨床心理學(xué)發(fā)現(xiàn)，睡眠障礙會(huì)使人疲憊無力、精神萎靡，嚴(yán)重的睡眠障礙不僅會(huì)引發(fā)主體內(nèi)化問題（抑郁、焦慮），還會(huì)干擾正常的日間體育鍛煉活動(dòng)[13]。既有多項(xiàng)研究表明，睡眠質(zhì)量問題與日常體育鍛煉或身體活動(dòng)存在中高水平的相關(guān)，且通過體育鍛煉干預(yù)可有效緩解睡眠障礙[12，14]。本研究拓展了前人觀點(diǎn)，從另一視角發(fā)現(xiàn)，睡眠障礙同樣會(huì)影響大學(xué)生日間體育鍛煉參與（β=-0.393），并能解釋15.4%的變異。毋庸諱言，盡管國家教育部在2007 年便推行了“全國億萬學(xué)生陽光體育運(yùn)動(dòng)”，但大學(xué)生體育鍛煉的發(fā)展依舊磐散行汲，甚至存在“虛假繁榮”之象[34]。而該現(xiàn)象的致因除外界因素（鍛煉氛圍、自然條件），或與個(gè)體生活習(xí)慣、睡眠質(zhì)量有關(guān)。正如前人所言：改善睡眠質(zhì)量、緩解睡眠障礙可以改善體育鍛煉參與狀態(tài)，還可以降低年齡增長帶來的慢性疾病發(fā)病率[11]。基于此，本研究認(rèn)為，緩解睡眠障礙、改善睡眠質(zhì)量，可能是促進(jìn)大學(xué)生積極參與體育鍛煉的一項(xiàng)干預(yù)手段。
3.2.2 間接影響效應(yīng)討論 分析證實(shí)了假設(shè)H4不被拒絕，即在孤獨(dú)感與大學(xué)生體育鍛煉影響鏈上，手機(jī)成癮和睡眠障礙具備鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。補(bǔ)償性網(wǎng)絡(luò)使用理論認(rèn)為，當(dāng)主體在現(xiàn)實(shí)中陷入困境、遭遇心理問題，可能會(huì)將生活重心轉(zhuǎn)移至智能手機(jī)，以維持自尊、逃避痛苦、消解壓力，加之手機(jī)的多功能性易使人沉迷于手機(jī)使用而影響時(shí)間自我管理能力，干擾正常生活[35]。自我調(diào)節(jié)缺陷模型亦強(qiáng)調(diào)，有社會(huì)心理問題的人往往缺乏時(shí)間自我管理能力和自控力，更易因無節(jié)制的手機(jī)使用而成癮，從而在現(xiàn)實(shí)中出現(xiàn)一系列問題行為[36]?？梢?，當(dāng)大學(xué)生在社交中知覺到孤獨(dú)感，較易將情感遷移至頻繁使用手機(jī)，以滿足歸屬感和愉悅感，并在高頻使用中成癮，甚至?xí)纱颂岣咚按竽X興奮性，降低睡眠質(zhì)量、產(chǎn)生睡眠障礙，從而影響日間體育鍛煉的參與狀態(tài)。簡言之，孤獨(dú)感既以直接的方式影響大學(xué)生參與體育鍛煉，還可以通過加劇手機(jī)成癮傾向而引發(fā)睡眠障礙，最終對體育鍛煉產(chǎn)生阻滯作用。正如偏好理論闡釋的：源于社會(huì)情境的不愉悅感受會(huì)改變注意偏好，由此引發(fā)內(nèi)化問題，并影響行為呈現(xiàn)方式[37]?；诖耍狙芯空J(rèn)為，構(gòu)建積極健康的人際交往氛圍，加強(qiáng)大學(xué)生的自我情緒和時(shí)間管理能力，可有效防控手機(jī)成癮傾向，養(yǎng)成良好作息習(xí)慣、提升睡眠質(zhì)量，改善體育鍛煉參與現(xiàn)狀。
分析證實(shí)了假設(shè)H5中的部分子假設(shè)（H5a和H5c）不被拒絕，即性別能調(diào)節(jié)孤獨(dú)感對手機(jī)成癮的影響，亦能調(diào)節(jié)手機(jī)成癮對睡眠障礙的影響。相較而言，孤獨(dú)感更易誘發(fā)男性大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向，且手機(jī)成癮更易使男性大學(xué)生罹患睡眠障礙，與前人觀點(diǎn)一致[38]。既有研究表明，孤獨(dú)感往往伴隨低效能感、低自尊和社會(huì)退縮傾向[39]。受儒家思想桎梏，社會(huì)性別觀念往往賦予男性獨(dú)立、堅(jiān)強(qiáng)、樂于自我展示等標(biāo)簽，這亦使男性在陷入負(fù)性情境時(shí)傾向于將不愉悅感受或情緒發(fā)泄、外放，而若真切知覺到被孤立而產(chǎn)生孤獨(dú)感，男性則更易對現(xiàn)實(shí)生活事件產(chǎn)生逃避、抵觸、放棄心理，并主動(dòng)將注意偏向和行為偏好轉(zhuǎn)移至手機(jī)的操作性使用（網(wǎng)游、手游），或者在虛擬網(wǎng)絡(luò)世界（網(wǎng)絡(luò)社交、網(wǎng)絡(luò)購物）獲得成就感、歸屬感、安全感和滿足感，更易產(chǎn)生手機(jī)成癮傾向。加之，大學(xué)生普遍對新鮮事物存有高度敏感性，其自我約束能力尚未成熟，相較之下，男生比女生更傾向于行為的自我主導(dǎo)與支配，更易因強(qiáng)迫性、沖動(dòng)性的手機(jī)使用而影響日常作息，產(chǎn)生睡眠障礙。因此，相較于女性大學(xué)生，孤獨(dú)感更易加重男大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向，且手機(jī)成癮嚴(yán)重的男生更易罹患睡眠障礙、睡眠時(shí)間不足等問題。
4 結(jié) 論
相較于男性大學(xué)生，女性大學(xué)生能感知到更高的孤獨(dú)感，具有較低的睡眠障礙，并呈現(xiàn)較低的體育鍛煉水平；隨著年級升高，大學(xué)生感知到的孤獨(dú)感依次遞減，但手機(jī)成癮卻依次遞增；孤獨(dú)感、手機(jī)成癮、睡眠障礙是制約大學(xué)生體育鍛煉的前因，孤獨(dú)感既能直接阻滯大學(xué)生參與體育鍛煉，還會(huì)通過誘發(fā)手機(jī)成癮傾向引發(fā)睡眠障礙，從而制約大學(xué)生體育鍛煉實(shí)踐，且孤獨(dú)感更易加重男性大學(xué)生的手機(jī)成癮傾向，且手機(jī)成癮更易使男性大學(xué)生罹患睡眠障礙。
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