大學生體育鍛煉論文2篇

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第一篇

大學生心理健康問題是我國高等教育發展與改革中最為關注的問題;培養全面健康的大學生是我們高等教育的基本任務。然而隨著我國社會經濟、文化、教育的迅猛發展，高等院校的規模不斷擴大，為社會培養了大批優秀的專業人才，但是，由于在校大學生學習、生活壓力較重，就業壓力過大，人際關系復雜，很容易導致有些學生的心理健康出現問題，從而造成一部分大學生產生焦慮或抑郁心理。教育部體衛藝司工作手冊將焦慮定義為人由于不能達到目標或不能克服障礙的威脅，致使自尊心和自信心受挫，或失敗感和內疚感增加，形成一種緊張不安并帶有恐懼的情緒狀態［1］。為了加大對當前大學生心理健康狀況的了解，探討體育鍛煉對大學生心理健康的影響，國內出現了大量關于此類實驗與調查研究，但是目前沒有出現基于這些體育鍛煉干預焦慮情緒相關綜合研究的元分析。筆者綜合以前相關研究分析體育鍛煉對大學生各種焦慮準確而具體的整體效應和調節效應，以幫助尋找合理調節大學生焦慮水平的體育鍛煉的科學方法或手段。

1理論假設

目前國內還沒有公開發表有關體育鍛煉對大學生焦慮情緒影響的元分析方面的論文。僅有部分學者研究體育鍛煉與心理健康，或與抑郁的關系的元分析。王衛兵、彭彥銘對體育鍛煉對心理健康影響進行元分析，認為體育鍛煉對心理健康促進有顯著效果［12，13］。然而對焦慮等情緒的影響沒有展開研究，因此，對我國諸多體育鍛煉對焦慮影響文獻進行綜合元分析十分必要。

1．1元分析研究假設

1．1．1體育鍛煉對焦慮影響的主效應假設

假設1(a-b):a、體育鍛煉對焦慮影響，基于之前國外元分析效應值(VickiS，2010)，假設本研究整體的效應值是中等;b、各量表測量干預后或者比較的焦慮效應值差異大;假設2(a-d):a、實驗前后組內比較;b、實驗組與對照組組間比較;c、調查組內比較;d、調查組間比較，得出體育鍛煉對焦慮效應值為中等效應。

1．1．2相關因素對體育鍛煉影響焦慮的調節效應假設

假設3(a-f):a、體育鍛煉對焦慮影響男子比女子大;b、發表了的文獻效應值比不發表的效應值大;c、帶課題、基金發表的文獻效應值高;d、體能項目鍛煉，如慢跑等項目比表現、對抗項目干預效果好;e、體育鍛煉對大學生焦慮影響的效果各地區有差異;f、效應值在各時間效應值異質性大。

1．1．3體育鍛煉行為對焦慮影響的效應假設

假設4:基于(Wipfli，2008)研究結果，a、鍛煉時間;b、鍛煉頻率;c、實驗干預時間，各有一個值或范圍對焦慮影響的效應值最大;假設5:中等運動量的體育鍛煉對焦慮影響的效應值最大。

2研究方法

2．1文獻搜索

主要從CNKI數據庫(中國期刊網)、中國科技期刊數據庫(維普期刊)、萬方數據檢索系統及互聯網中進行中文文獻搜索。文獻搜集分四步完成:首先，搜索題目中包含“體育鍛煉”和“焦慮”的文獻，同時篩選出實證研究文獻;其次，搜索題目中包含“運動”和“焦慮”的文獻，并且是以大學生為被試進行的研究;第三，搜索題目中包含“運動量”或者“頻率”或者“球”或者“舞蹈”和“焦慮”的文獻，為調節效應分析做出分類處理;第四，對文獻數據歸類，相關體育鍛煉對焦慮影響的均數值、t值、F值、r值等進行一一識別，數據不全不納入文獻。英文文獻搜索相對簡單，未發現以中國大學生被試進行的相關體育鍛煉對焦慮影響的實證研究。文獻搜索的時間跨度從1995年1月到2013年4月底。最終獲得滿足元分析標準的研究有30項，包括學術期刊論文(27篇)、博士論文(1篇)和碩士論文(2篇)。30項研究共產生了59個獨立樣本的效應值，共包括5685名被試。各獨立樣本的被試規模在12—698之間，滿足元分析標準的最早研究出現在2000年。

2．2元分析的程序

編碼標準:(1)研究被試必須是大學生人群;(2)焦慮測量必須采用完整工具;(3)相關變量包括:性別、焦慮種類、區域特征、鍛煉時間、頻率、運動量、每次運動時間;(4)文獻研究方式必須是前后比較、實驗組與干預組、調查中鍛煉與非鍛煉組比較。編碼過程:效應值的產生以獨立樣本為單位，每個獨立樣本編碼一次。如果某文獻包含多個獨立樣本，對應的也進行多次編碼;對于采用不同焦慮測量工具進行研究的獨立樣本，又遇到不同性別、不同研究方式，同樣分別編碼。另外，由于本研究實際上存在著鍛煉與非鍛煉對焦慮影響的效應值和不同運動量或不鍛煉對焦慮影響的兩種效應值，因此編碼是將其分別編碼，出現三項重復編碼，但是不影響整體效應和調節效應分別計算的效應值。筆者采用由同一編碼者在不同時段針對所有編碼文獻進行重新編碼的方式進行一致性檢驗。結果發現:除個別數據有偏差外，其他沒有差異，說明編碼的一致性較高。

2．3統計分析

本研究選用CMA2．0(ComprehensivemetaA-nalysis2．0)專業版軟件進行元分析。為了確保元分析結論的穩定性，首先使用失效安全數(FailsafeN)來計算發表偏倚。將失效安全數過小的指標淘汰，不納入進一步的元分析;然后將每個測量指標數據中體育鍛煉組是實驗組，非鍛煉組作為對照組。由于本研究是對比實驗組與干預組，因此選用標準化均數差作為效應值。計算時運用估計值Hedgesd［14］，求出每個指標合并效應值的點估計值d及其95%的置信區間。其計算公式如下:其中Ne是實驗組的樣本量，Nc是控制組的樣本量。本文采用基于卡方分布的Q值計算效應值的異質性。顯著的異質性表明效應值不穩定，以及變量控制下效應值差異大。為了說明異質性的特點，引入Tau2值和I2值進一步說明異質性。d=(Ne－1)SeSe+(Ne－1)ScScNe+Ne槡－2效應值d的方差為:S=Ne+NcNeNc+dd2(Ne+Nc槡)Tau2值說明隨機效應模型中各個研究之間和亞組的方差。大的Tau2能反應研究間真正差異的比重。當研究數量少于五時，該值不準確，另外其值應該是對所有計算合并方差的估計;I2統計值是過度分散占總分散的比率，或者說是研究間變異水平占總變異的百分比，也可以說明為置信區間解釋總方差歸因于協變量的重疊。I2統計值小于等于25%表示解釋率低，其值50%左右說明中度解釋率，75%的值具有較高解釋率［15］。但具有相當影響力的《Cochrane系統評價手冊》，則認為I2＞50%時則認為研究間存在異質性［16］。運用CMA2．0軟件進行統計可以得到固定模型和隨機模型分析結果。固定模型使用研究內的變異計算權重;隨機模型使用研究內和研究間變異計算權重。究竟選擇固定模型分析還是隨機模型分析方法，取決于同質性檢驗結果。當檢驗出的效應值是同質時，適合采用固定模型分析方法;當檢驗出的效應值是異質時，通常有兩種處理方式:第一是刪除極端效應值，直至達到同質再進行固定模型分析;第二是采用考慮了研究內和研究間變異的隨機模型分析［17］。當效應值為異質時，本研究采用隨機模型分析方法。

3研究結果

3．1整體與亞組效應值分析

筆者按照《Cochrane系統評價手冊》元分析程序［16］，依據文獻選擇策略(見圖1)最終納入文獻30篇［3，4，5，6，7，19—44］。首先，對整體效應進行分析，總體效應值為－0．656(見表1)，根據Cohens(1988)設置的標準均數差效應范圍:小(≤0．20)、中(0．50)、大(≥0．80)［18］。本研究得出效應值為中等效應。95%置信區間為－0．782，0．530，驗證了假設1a。發表偏倚的安全系數高，達到3614，說明此結論相對穩定，然而異質性大，Q值為296;I2值為82．748，說明變異解釋率為82．748%;同時研究間的估計方差值Tau2值為0．212，進一步說明異質性明顯。因此采用隨機效應模型進行亞組分析如下。表1表明，體育鍛煉對大學女生焦慮影響效應值比男生大，女生效應值－0．682達到中等效應值，男生－0．425未達到中等效應值;在焦慮分類的相關研究中，特質焦慮與社會體格焦慮干預的效果最顯著，達到了高度效應;狀態焦慮和用SCL-90測量的文獻分析后的效應值最低分別是－0．505和－0．551，未達到中等效應。用《情緒量表-T》測量的文獻只有兩篇，其合并效應值沒有意思，但是可以納入整個效應值中;另外用SAS測量焦慮文獻合并效應值最接近整體效應值，同時這類效應值數量僅為16，說明權重不大，但是能代表整體效應。Q值最大的是對女生干預的效應值以及用STAI測量特質焦慮的文獻，其中后者只有五個效應值，但是卻出現Q值為119．74的異質性，研究間的估計方差Tau2達到0．696?？梢娫搧喗M的各文獻的效應值差異大。從而假設1b得到驗證。

3．2調節變量異質性分析

表2顯示，本研究根據實驗和調查方式、隨機選擇研究對象與否，是否是發表和基金支持、區域特征等進行調節變量分析。結果顯示:調查法組間比較、實驗法組內比較、隨機選擇研究對象的文獻、對抗性項目、華東和華中地區研究對象的效應值最接近整體效應值，發表與否的效應值區別不大;帶基金課題的文獻、以體能訓練為鍛煉方式研究的文第2期金勝真:體育鍛煉對大學生焦慮情緒影響的元分析•69•獻、研究對象為華南地區的文獻異質性統計值非正常，說明其各效應值差異大。因此，除假設2b，3a，3b外，其他假設2a、c、d，假設3c、d、e、f均得到驗證。

3．3時間與鍛煉行為連續數據的異質性分析

對連續性數據采用meta回歸分析，在圖2至圖5中顯示:年限在2008年、每次鍛煉時間47．5分鐘左右、每周訓練三次、實驗干預時間在75天左右異質性性最大，從而驗證了假設4。

3．4鍛煉行為效應值分析

如表3中對體育鍛煉運動量各維度焦慮情緒影響的12篇研究文獻［45—57］總共4506人研究對象進行調節效應元分析。結果顯示:鍛煉時間4至9周、鍛煉頻率1至2次、每次鍛煉時間1至2小時、中等運動量效應值最大。這一結論驗證了假設5。

4分析與討論

元分析結果充分證實了體育鍛煉能顯著降低大學生的焦慮水平。隨機模型的總效應值為－0．656，該值比以往國外相關元分析所得結果大;VickiS等(2010)計算的效應值為－0．22［8］;Wipfli等(2008)計算的效應值為－0．48［9］。可能是由于納入文獻采用的標準不一樣，如研究對象為大學生。上述國外兩篇相關研究沒有限定研究對象年齡的納入標準，可能促使體育鍛煉對焦慮影響的效應值低。也許可以表明中國文化背景下體育鍛煉對大學生焦慮影響的有效性作用效果更為明顯，或者說國內相關研究偏向于良性結果。體育鍛煉對男生比女生焦慮影響的效應值小，與國內很多研究結論吻合?？赡芤驗檎{查女生和男生體育場與頻率或時間的基數不同造成的這個差異，同時也能說明為何假設2b未成立。不同量表測量下各文獻效應值差異大，其中通過STAI量表測量的特質焦慮效應值－1．074最高，值得特別說明的是經過SAS測量納入研究的文獻最多，其效應值為－0．600，與總體效應值最為接近，由此看來該結論比較穩定;另外國內學者對SPAS量表測量的研究比較多，社會體格焦慮也是大學生最容易形成的焦慮，干預影響的效應值比較大，為－0．823。進一步分析總效應值異質性，Q值為297．175。通過亞組分析以及連續數量Meta回歸分析發現異質性主要出現在實驗法中組內比較、調查法中組間比較、發表過的文獻、以華東地區大學生人群為研究對象的研究、2008年出現的相關文獻、每次運動的時間40至47分鐘得出的效應值。未能證實假設2b:實驗組間比較效應值并非和總體效應值一樣為中等效應，但本結論與同樣采用實驗組間比較的國外元分析(Wipfli2008)計算的效應值為－0．48［9］，結論一致。與以往元分析不同的是本研究納入發表和非發表文獻計算出效應值沒有顯著差異，并且非發表的文獻比發表的文獻效應值大，從而不能驗證本文假設3b，可能是因為本研究非發表的文獻只納入了碩士和博士論文，使其效應值與發表的文獻同樣都偏向于良性結論。對體育鍛煉運動量各維度焦慮情緒影響的12篇研究文獻總共4506人研究對象進行調節效應元分析。結果顯示:鍛煉時間4至9周、鍛煉頻率1至2次、每次鍛煉時間1至2小時、中等運動量效應值最大。該研究結論與國內實證研究以及國外相關元分析結論基本相同。本研究以體育鍛煉和各運動量對焦慮影響為代表進行出版偏差的安全系數檢驗，發現安全系數都很大，沒有發現出版偏差問題。這表明研究結果是可靠的。本研究結論與假設2b，3a，3b相反，說明國內相關研究不能完全參考國外相關元分析，必須考慮中外文化差異以及不同元分析不同的納入標準。本研究綜合對國內關于體育鍛煉對大學生焦慮影響的元分析以往相關實證研究，希望能對將來相關研究提供有用的信息和數據。在元分析文獻梳理過程中，還發現國內相關研究存在一些問題:(1)在研究設計上，調查研究多于實證研究、組內設計比組間設計多。在調查數據的收集上，較少有研究能克服共同方法論偏差;(2)研究結果報告上，部分研究沒有報告相關系數矩陣、有些研究對調查樣本和程序描述不夠具體、有些研究在報告相關系數時不夠完整，要么只有維度層次沒有整體層次，要么相反。另外大多數研究偏向于良性結論。以上問題不利于運用元分析方法從整體上準確把握體育鍛煉干預效果，未來的實證研究應盡量克服?？偠灾斍霸治鰧w育鍛煉理論和大學生心理健康的研究和實踐運用具有重要意義。理論研究上，一方面，元分析結果提供了體育鍛煉對焦慮情緒影響關系的數據。這些數據和結果能為未來情緒干預研究提供引導;另一方面，通過元分析，發現了值得未來實證研究設法避免和克服的一些問題。實踐運用上，研究表明體育鍛煉對大學生焦慮情緒影響有不同程度的預測力。這對于組織運用體育鍛煉去改進提升并有效調節大學生心理健康具有重要啟示意義，尤其是在當今心理健康問題突出的大學校園。研究的不足:(1)某些分析的樣本較少，在這些分析基礎上得出的任何結論都需謹慎。只有滿足了以更多實證研究作為支撐的條件，才能得出更科學的結論;(2)很多潛在的研究問題不是一次元分析就可以解決的。建立在專業知識基礎上，感興趣的研究者可以運用筆者元分析提供的數據，得出更有說服力的結論。

5結論

當前元分析提供了體育鍛煉對大學生焦慮影響的多個相關變量更為精確的估量。整體上體育鍛煉對大學生焦慮影響為有效性的效應值達到－0．656，而中等強度的運動量對大學生焦慮情緒干預效果最好達到了－0．850，體能項目如慢跑、快走比對抗性、表現性項目干預效果要好。除此之外，體育鍛煉的效果還與其他重要變量，如干預時間、每次運動時間、運動頻率高度相關。以上結果表明體育鍛煉對大學生焦慮有較強的預測性。相對于國外同類研究，本研究發現在元分析中研究設計、量表測量、地區效應、大學生人群上有更高的解釋量，國內的相關研究偏向于良性結果。將來的相關研究應該更加注重不同鍛煉行為對焦慮情緒的影響，以及不同的焦慮類型需要的對應具體的調控手段從而取得更好效果。

作者:金勝真單位:武漢科技大學體育部

第二篇

一、引言

對高校這樣一個小范圍進行調研得出的結論不可能完全適用于其他任何一個地方。但是，正如費孝通先生在調研江村時所言:這樣的結論卻可以用作假設，也可以作為在其他地方進行調查時的比較資料，是獲得真正科學結論的最好方法。

二、研究方法

(一)文獻資料法

參閱大量“中國知網”(CNKI)核心文獻、EBSCO英文文獻及其他相關著作，內容包括大學生體育鍛煉現狀問題分析、運動理論以及其他最新研究成果。

(二)問卷調查法

問卷發放范圍限定在S高校兩個主校區，在這兩個校區內采用街頭攔人法，于午餐和晚餐兩個時間段發放問卷，詢問是否為該校本科學生，如是則進行問卷調查。兩校區各抽取了400名本科學生，共800人，其中男生360人，女生440人，共發放問卷800份，回收800份，有效問卷784份，有效率98%。800名學生中大一至大四的人數分別為188、256、226、130，來自17個不同學院。問卷發放前請5位專家對問卷做了效度檢驗，5位專家均認為問卷有效。并采取重測法，對40名學生進行兩次測驗，計算得皮爾遜相關系數為r=0．803，說明問卷是有效的。對問卷測量值采用單樣本T檢驗，在95%的置性度下得到sig(雙側)值均大于檢驗水準0．025，處于虛無假設拒絕域，因此接受原假設，即樣本中的差異在總體中依然存在，故所抽樣本可以替代總體進行分析。

(三)數理統計法將問卷收集的結果統一錄入SPSS17．0軟件進行統計分析，主要采用描述統計、假設檢驗、相關分析和因子分析等方法。以統計分析出的結果為依據，進行整理論述。

三、研究內容

在本次研究的問卷調查中，首先對S高校學生自主參與體育鍛煉的現狀進行了統計，以每周除體育課外的自主參與鍛煉時間為統計標準，劃分為四檔，分別為每周鍛煉時間小于30分鐘、30～90分鐘、90～150分鐘以及大于150分鐘。S高校學生每周參與體育鍛煉時間統計結果見將每周鍛煉90分鐘作為基本達標，小于90分鐘的認為缺乏體育鍛煉。選取每周小于90分鐘的同學共計668人進行影響因素分析，設置問題:“你認為導致你運動時間較少的原因主要有哪些?請對以下20個選項依次進行1～10打分，10分代表完全同意，1分代表完全不同意。”20個因素為與專家討論后得出的有可能造成大學生缺乏體育鍛煉的原因。

四、結果分析

總體來看，S高校學生鍛煉時間較短，基本處于150分鐘以下，多數處于90分鐘以下，同時女生鍛煉相對于男生較少，缺乏體育鍛煉現象較為普遍。根據偏度分析表來看，偏度為負，代表長尾在左，即左偏，反之為右偏。以偏度為依據過濾出偏度為負，即左偏的9個選項，為同意度最高的9個選項，隨機編號X1～X9，使用SPSS17．0軟件進行分析。得到Kaiser－Meyer－Olkin度量值為0．634，值較高，Bartlett球形檢驗中的Sig值為0．00，小于顯著性系數0．05，變量之間存在相關關系，符合正態分布，適合采用因子分析，其中S1、S2、S3和S4的累計貢獻率為68．579%，貢獻率不高，提取的公因子方差基本大于0．7。進行高載荷因素分析，得F1的高載荷變量為X7、X4、X3，命名為“自身因子”;F2的高載荷變量為X6、X9，命名為“學校因子”;F3的高載荷變量為X8、X5，命名為“環境氛圍因子”;F4的高載荷變量為X1、X2，命名為“家庭社會因子”。由此可以判斷出該生缺乏體育鍛煉的主要原因。

五、大學生缺乏體育鍛煉的因素分析

(一)自身因子

1．對體育鍛煉無興趣體育鍛煉的興趣來自于“自我效能感”(self－efficacy)和“感知享受”(perceivedenjoyment)。缺乏興趣也就意味著缺乏鍛煉中的自我效能感和感知享受，即不知道體育鍛煉能給自己帶來什么和在其中得不到快樂。國外學者的研究表明，自我效能感是改變學生參與體育鍛煉的關鍵因素，高自我效能感可以造成高體育鍛煉參與率［3］。而缺乏自我效能感最主要是由于缺少鍛煉的次數積累和正確的認知引導，或者說體育鍛煉缺乏經常性和習慣性。按照董育平的研究，每周參加體育鍛煉3次或3次以上，每次30分鐘者，稱為有體育鍛煉習慣的人［4］。缺乏鍛煉次數的積累使得大學生很難在其中找到快樂。經常參加體育鍛煉，則可以幫助他們培養穩定的體育興趣［5］。在對體育鍛煉無興趣者的選擇訪談中，說出“累”和“煩”字眼的頻率相當高，可見很多學生是因為嫌累嫌煩才不能堅持參加體育鍛煉。但是體育鍛煉中“累”是不可避免的，有時甚至會有受傷的風險。只有具備吃苦耐勞的精神，克服嫌累嫌煩的心態，才有可能發現其中的樂趣，才可能提高自我效能感和感知享受，培養出對體育鍛煉的興趣。另外，學生缺乏體育鍛煉的興趣還來自對體育鍛煉認知不足，忽視了其重要性，造成了態度上的偏差。體育鍛煉是一種有目的有意義的行為，不是人的一種本能。Ajzen和Fishbein曾提出了“計劃行為理論”(Theoryofplannedbe-havior)。該理論認為，人的行為取決于行為意向，行為意向是由個人對行為的態度、主觀規范和所體驗到的主觀控制感共同決定的，主觀規范不僅決定行為意向，而且對行為的產生也有一定的預測作用［6］。此觀點與符號互動學家的觀點不謀而合，認為人在確定個體行為上具有主觀能動性。在體育鍛煉方面，強調個體參與體育鍛煉的行為應是計劃好了的理性行為，個體缺乏體育鍛煉則是由于認知存在不足，缺少鍛煉意向，從而造成對待體育的消極態度和不積極行為。2．缺乏至少一項專門的運動特長根據問卷調查反饋的信息，在缺乏體育鍛煉的學生中隨機抽取了數位進行訪談，并且訪問了S高校部分體育老師，從得到的信息反饋來看，因為缺少一項專門的運動特長，學生很多時候不知道如何去運動，不知道到底該運動什么，并且在運動中經常被擊敗。長此以往，學生便逐漸喪失自信，同時覺得在體育鍛煉中找不到任何樂趣，甚至從心底對體育運動有一種自卑感。缺乏運動特長使得體育鍛煉在人際互動中失效，個體不但不能從中獲得自我身份認同，反而干擾了其過去已有的自我意識，產生自卑和不信任自我的現象，導致個體安全感喪失，從此對體育鍛煉產生恐懼和逃避心理。筆者通過觀察也得到印證。在S高校體育館進行隨機實驗，抽取10名前往體育館自主鍛煉的學生進行觀察和詢問，發現有7位在運動項目上有一定的建樹并且經常進行鍛煉。另外3位同學均自認為目前水平一般，但堅信自己只要持續鍛煉是會提高的。實際上這種對未來充滿希望的態度也屬于自信的表現。3．個人課余時間安排不合理根據旋轉成分矩陣可以看出，“課余時間更愿意做其它事情”在“個人因子”中影響最大。對大學生來說，課業壓力普遍沒有中學時期重，在缺乏鍛煉原因的調查結果中，“課業負擔太重”這一項的認同得分相對較低。也就是說，大學生普遍有較充足的課余時間，卻很少用來鍛煉。因此可以看出，大學生在個人的課余時間安排上不合理。現實情況的確如此，越來越多的大學生利用課余時間上網、聚會、逛街等，而非用于體育鍛煉。究其原因，實際上是學生認為在其他事情中更能獲得超過鍛煉所帶來的快樂。社會中誘惑太多，許多大學生自制力較弱，再加上缺乏正確的引導，使其在課余時間安排上不合理。

(二)學校因子

1．學校在學生體育鍛煉方面存在職能缺位學校作為學生日常生活中接觸最多的機構，對學生的行為導向至關重要。目前由于社會因素的制約，學校的功能主要定位在傳授知識上，但是學校的功能遠不止此，還包括整合社會各方資源，促進學生身心健康發展，完善人格等。學校忽視體育鍛煉，最直接的表現是很少有學校把體育鍛煉看成是與其他學科一樣重要的課程。如今學生在學校的體育鍛煉非常有限，加之學術課程較多，這樣就更壓縮了他們鍛煉的時間。學校忽視體育鍛煉不但不利于學生的體質健康，也阻礙了學生社會化的過程，造成學生人格不完整。符號互動論的奠基人美國社會學家米德(Mead)指出，符號是社會生活的基礎，人們通過各種符號進行互動，可以借助符號理解他人的行為，也可以據此評估自己的行為對他人的影響［7］。在學生的校園生活中，體育鍛煉作為一個明顯的符號，直接影響著學生的個體行為。學生通過學校對待體育鍛煉的態度和方式，決定自身對待體育鍛煉的態度和方式。因此，學校在體育鍛煉上的職能缺位將很可能導致學生在體育鍛煉上的缺乏。S高校目前每周只有兩節體育課，并且只在大一大二開設，開設項目有限，學生選擇項目的余地較小。該校對學生課外體育鍛煉設置了“刷卡制度”，即在學校體育館設立刷卡點，學生需在規定時間內到體育館進行刷卡，然后參與鍛煉，半小時后再刷一次，方可有效。校方用意雖好，效果卻不盡如人意。據問卷調查結果顯示，有65%的同學表示只是去刷個卡，然后過半小時后再去刷一次，有的甚至直接讓同學代刷。實際上，學校在體育教學和日常管理上并沒有充分調動大學生鍛煉的積極性，激發學生的鍛煉熱情，而是僅僅依靠外界強制手段，使學生為了完成學業而被動地參加到鍛煉中來，成為被動體育人口［8］。一旦進入高年級，這些強制手段取消后，學生參與體育鍛煉的時間會更少。2．運動場地和器材難以滿足需求體育器材設施方面的問題是大學生缺乏體育鍛煉的主要客觀原因。據調查，S高校運動場地并不是任何時間都開放，當同學想要去鍛煉時卻發現場地并不開放，且部分運動場地和器材需要收費使用。通過問卷反饋的情況來看，有近一半的學生認為學校的鍛煉器材“馬馬虎虎”。在對造成場地器材不方便使用的原因進一步調查中顯示，“人多”和“使用條件苛刻”成為了場地器材使用不方便的主要原因，分別占到了所有原因的34%和35%。因此，學生在體育鍛煉器材設施上遭遇了“不公”，很難分享到體育設施的發展成果。

(三)環境氛圍因子

這里所說的環境氛圍是指來自個體自身周圍并與之緊密相關的環境因素，主要包括來自朋友和學校的影響等，是一種無形因素。家庭雖然也與個體自身緊密相關，但家庭在體育鍛煉上的功能表現并不明顯。個人參與是個體與環境關系的表現，美國早期社會學家庫利(CharlesHortonCooley)提出了“鏡中人”學說，托馬斯(Thomas)又相繼提出情境分析和情境定義的思想，指出個人行為受到環境的影響，不能脫離環境來考慮人的行為。群體中個體的行為既與個體自身的素質有關，又與群體氛圍有關［9］。群體的每一個成員既受環境的影響，同時他們自己又構成環境的一部分，影響著其他成員。大學生缺乏體育鍛煉很重要的一個原因是缺少合適的運動環境和運動群體。1．缺乏相對固定的運動伙伴在被調查的學生中，缺乏固定的運動伙伴的現象很明顯。86．23%的學生在鍛煉的時候會選擇獨自一人或者一到兩個伙伴，三個及以上伙伴的人比例很小，女生相對于男生更加偏向于有一到兩個伙伴的運動方式。即使這樣，在有運動伙伴的人中，近一半的人表示伙伴不固定。缺少相對固定的運動伙伴，一是會讓本來想去運動的學生因找不到一起運動的人，很多項目完成不了，只好放棄。二是因為人都有惰性，運動伙伴能夠起到一種相互促進、相互督促的作用。一旦形成一個集體，通過相互交往和引導，形成群體動力，便能很好地影響個體參與度，大大提高鍛煉的積極性。同時這種團隊性質的運動也可以增加運動的效用，培養合作、互助精神，以及與人交往的能力。2．校園體育文化氛圍營造較弱在S高校中，學校在體育運動社團方面數量較少，目前只有足球社、乒乓球協會、輪滑社等少量社團。問卷調查中有95%的學生表示沒有加入任何有關體育運動的組織。學校相關體育運動團體較少，且學校對體育類社團的支持度也不太高。據有關學生反映，乒協每年得到學校的資助不到500元，作為一個社團運轉一年的資金，通常不夠支付舉辦活動的支出，在這樣的情況下，社團不得不減少活動。同時整個學校對于體育的文化建設力度依然不夠，宣傳力度較不充分，體育活動舉辦較少，很難充分調動學生運動的積極性。校園體育文化建設的好壞直接關系到學生鍛煉的熱情，好的體育鍛煉氛圍可以極大地將學生吸引到體育鍛煉中去。

(四)家庭社會因子

調查中，雖然80%以上的被調查者認為家庭對自己的鍛煉是比較支持和很支持的，卻只有不到5%的被調查者的家庭會定期組織鍛煉。也就是說，大多數的家長基本上都支持自己的子女去鍛煉，但多數只停留在態度上，家長很少主動引領他們鍛煉。常生教授曾經做過統計分析:父母參加鍛煉狀況與大學生體育鍛煉行為的關系呈正相關，父母參加鍛煉多，學生的鍛煉行為階段也高［10］?？梢钥闯?，調查中家庭的支持只是表面現象，缺少實際行動，家長更看重的是孩子在其他方面的發展。這一點在性別上也存在差異，調查中男生選擇“家里沒有鍛煉的習慣”的人數比例遠低于女生，說明女生受到家庭的影響會比男生大。美國學者基廷博士(XiaofenDengKeating)通過研究表示，男生在對待外部環境的影響上，包括來自家庭、同學等的影響要比女生顯得強大［11］。我國自古以來盛行著“重文輕武”的思想，在現代可以說是讀書比鍛煉重要，社會的需要決定了人才的培養方向。當代社會看重學生的學歷高低，當大學生畢業去社會上求職時，許多時候都是只看文憑，在企業眼里學生們的學歷是評價他們能力的唯一標準。真正想靠體育吃飯的人只是少數，在這樣的環境下，體育鍛煉不得不面臨被學習成績排擠的尷尬處境。家庭社會因子屬于外部環境因素，不過相比于環境氛圍因子顯得更加宏觀，表示了家庭和社會對體育鍛煉的態度和支持度。家庭和社會在體育鍛煉上的做法直接影響到個體對體育鍛煉的認知，而認知又影響態度，態度決定行為［12］。從圖1可以看出，由于前文所述之個體認知上的不足和氛圍上的缺失，導致第一個鏈條斷裂，而家庭和社會的影響使得大學生排斥“體育需要”，造成第二個鏈條斷裂，學校方面的責任缺位和體育設施的不完善使得第三個鏈條斷裂。

六、相關建議

(一)微觀視角

1．個體鍛煉動機的激發在教學中突出對學生終生受益的體育科學知識的傳授，保證理論講授的科學性，讓學生認識到運動不是一項簡單的增強體質的手段，而是為身心健康、延長生命、提升生活質量、增強社會適應能力的一種活動［13］。人是有理性的個體，只有通過干預使人產生行為認知，才能改變人的行為。人們不論應用什么方式進行行為改變都需要通過認知，所以認知行為改變的原理和策略近年來也廣泛運用在鍛煉行為的建立和維持上［14］。只有首先具有鍛煉動機，才能進一步考慮其他問題。2．個體鍛煉興趣的培養學校要進一步培養學生在體育運動中的一技之長，注重運動中的樂趣，使學生能在體育鍛煉中感受到自信和快樂。同時，家庭和學校都應努力形成團隊式運動，通過家庭、學校等外部力量盡可能保證學生能夠堅持體育鍛煉，能夠逐步培養體育鍛煉的興趣。

(二)中觀視角

1．運動設施的建設學校需進一步加大對體育設施及場地的投入和建設，努力提高已有體育設施使用率，使學生能夠有地方、有條件鍛煉，分享體育發展帶來的成果。同時建議學校免費開放運動設施和場地，并延長開放時間。2．環境氛圍的營造學校要加大對體育文化氛圍的建設，增加舉辦體育活動的次數并提高體育活動舉辦的質量，提倡“趣味體育”“娛樂體育”。家長需要積極鼓勵孩子參與體育鍛煉，營造“家庭鍛煉”的環境。通過營造運動氛圍產生的吸力，將學生吸引到體育鍛煉中來。

(三)宏觀視角

1．資金投入要做到體育鍛煉在大學生中的普及，必須要有長期穩定的資金投入，不管是學校體育人才的培養，還是社會體育人士的培養，都離不開資金投入。建議政府體育部門轉變行政職能，增設專項資金，以人為本，承擔體育運動普惠制的責任。在財政預算中增加對青少年體育鍛煉方面的投入，將此作為一項重要的政策固定下來。2．社會倡導社會應努力改變對傳統人才的評價方式，加強對學生體育方面的認可度，以提高學生對體育的需求，刺激學生對體育的重視，倡導學生進行體育鍛煉。在素質教育大環境下，要努力做到學科類課程與活動類課程相結合，體育與教育相結合，學生與家長相結合，充分發揮體育在素質教育中的作用［15］。建議政府增加對體育鍛煉方面的投入和引導，媒體加強對體育運動的宣傳和倡導，使得全民健身真正成為我國社會中的新氣象。

七、結語

通過對江蘇省S高校800名學生關于體育鍛煉方面的抽樣調查，發現大學生缺乏體育鍛煉的現象比較普遍。本文運用因子分析法，揭示了大學生缺乏體育鍛煉的原因主要包括“自身因子”“學校因子”“環境氛圍因子”和“家庭社會因子”。對此建議從微觀、中觀和宏觀視角出發，一方面注重學生個體鍛煉興趣和鍛煉習慣的培養，另一方面要積極營造運動氛圍，加大資金投入和社會倡導。

作者:王鍇朱國生單位:蘇州大學