鍛煉氛圍、主觀體驗對大學(xué)生余暇體育鍛煉的影響

程韻楓 ，董寶林，2

余暇體育鍛煉是學(xué)校體育課程教學(xué)的拓展與延伸，是學(xué)生以健康、娛樂、消遣等為目標(biāo)，利用課外余暇時間采取各種方式進行的各種身體練習(xí)活動。與體育課程學(xué)習(xí)相較，余暇體育鍛煉更具有自主性、自發(fā)性和自我決定性，能夠折射大學(xué)生對待生活的積極態(tài)度。2013年，黨的十八屆三中全會提出“強化體育課和課外鍛煉，促進青少年的身心健康、體魄強健”[1]。2016年，中共中央國務(wù)院在“關(guān)于加強青少年體育增強青少年體質(zhì)的意見”中明確指出，學(xué)校體育應(yīng)以“天天鍛煉、健康成長、終身受益”為目標(biāo)[2]。培養(yǎng)良好的余暇自主鍛煉習(xí)慣、塑造健康的體魄既是國家的意志訴求，又是高校體育教育的人文關(guān)懷。調(diào)查顯示，大學(xué)生余暇體育鍛煉總體狀況有所改善[3]，誠然，受個體參與體驗、鍛煉氛圍等因素影響，相當(dāng)數(shù)量大學(xué)生仍缺乏余暇體育鍛煉的主觀能動性和參與自主性，亦相應(yīng)凸顯出較弱的鍛煉堅持性和行為穩(wěn)定性[4]。因此，從大學(xué)生余暇體育鍛煉的外界氛圍和主觀體驗出發(fā)，實證考察大學(xué)生余暇體育鍛煉的前因機制，既是培養(yǎng)大學(xué)生建立綠色的生活方式和健康生活觀念的需要，亦是高校體育亟待解決的重要議題。

近年來，學(xué)者在歸因余暇體育鍛煉上普遍認(rèn)同“氛圍是余暇鍛煉自主行為產(chǎn)生、維持和發(fā)展的外部資源”[5]。氛圍是特定環(huán)境逐步形成具有特色的、可被主體感知和認(rèn)同的氣氛或環(huán)境，分為自然氛圍和人際氛圍[6-7]。（1）自然氛圍是個體鍛煉踐行的外部需求和動力，是人們自覺參與鍛煉的決策依據(jù)[8]。當(dāng)鍛煉者感知到鍛煉場所數(shù)量及布局、可達性和可入性符合預(yù)期或滿足需求，便會喚起興趣、熱情和欲望，激發(fā)鍛煉行為，易促進參與頻率等[9-11]。（2）人際環(huán)境會決定個體余暇鍛煉的認(rèn)知、情感、選擇和表達[12]。一方面，同伴友誼營造出的人際氛圍益于個體減少孤獨感，在建立社會人際的同時形成與周圍同伴一致的行為方式，即形成趨同化行為[13]。正如從眾心理學(xué)闡釋的，青少年的觀念和行為會在人際關(guān)系的引導(dǎo)和壓力下向與多數(shù)人一致的方向發(fā)展[14]。另一方面，人們感知到重要他人的自主支持是其應(yīng)對挑戰(zhàn)性事件的情感助力，它有助于個體獲得鍛煉熱情和認(rèn)同感，激發(fā)鍛煉自主權(quán)和自我決策權(quán)[15]。正如K.C.JUNIPER所言，主體間的結(jié)構(gòu)關(guān)系會完善大學(xué)生健康信念，并使其體育活動更具活力[16]。總之，在余暇時間里，無論是自然氛圍還是人際氛圍（友誼、支持），都應(yīng)該是激發(fā)大學(xué)生自主、積極從事體育鍛煉活動的重要外部因素。

學(xué)者探討余暇體育鍛煉行為的影響機制發(fā)現(xiàn)，在外界氛圍與主體鍛煉行為間，某些非理性因素扮演著中介角色，其中，主觀體驗便是具備此功能的一個變量[17-19]。鍛煉堅持認(rèn)知決策理論認(rèn)為，自然環(huán)境和人際氛圍能在豐富鍛煉參與選擇、提高鍛煉機會的基礎(chǔ)上促使個體堅持鍛煉[20]，而在此機制中，積極的主觀體驗具有顯著的增值貢獻[21]。一方面，場地、器材等自然氛圍能夠預(yù)測鍛煉的機會、條件和滿足感，它益于豐富鍛煉者的快樂體驗、感受、正性情緒和參與欲望，并成為決策鍛煉的信息記憶，使個體保持規(guī)律、頻繁的自主鍛煉成為可能[22]。正如情緒記憶理論闡釋的：社會環(huán)境引發(fā)的情緒（愉快、不安、恐懼、憤怒等）會成為主體認(rèn)知記憶的信息符號，該符號會重構(gòu)認(rèn)知系統(tǒng)并指導(dǎo)未來行為[23]。另一方面，友誼、支持等人際氛圍為主體傳達了一種情感關(guān)懷，它能激勵個體勇于展示自我、建立群體認(rèn)同[24-25]，使之在實踐中充分釋放情感、激發(fā)積極體驗，進而促進鍛煉行為[26-28]。而且，人際氛圍還為青少年的健康行為提供了情感的保護場域，當(dāng)面臨任務(wù)挑戰(zhàn)或陷入情緒耗竭時，人際氛圍能調(diào)動個體自我掌控力，使之快速從消極體驗中分離，進而保持健康行為[26]。

鍛煉心理學(xué)認(rèn)為，特定情境引發(fā)的外部刺激能引發(fā)一系列感受和體驗，而人們總傾向于在既有體驗基礎(chǔ)上評估未來事件、決定行為執(zhí)行與否[29]。據(jù)此推測，鍛煉氛圍既可以直接的方式促進大學(xué)生的余暇體育鍛煉行為，還可以通過激發(fā)大學(xué)生的正性參與體驗間接促進余暇體育鍛煉行為?；诖?，構(gòu)架觀念（見圖1）并試圖解決如下問題：（1）鍛煉氛圍、主觀體驗對大學(xué)生余暇體育鍛煉有何直接影響；（2）在鍛煉氛圍影響余暇體育鍛煉時，主觀體驗是否具備中介效應(yīng)。高校是大學(xué)生建立自主鍛煉習(xí)慣的關(guān)鍵時期，研究旨為豐富大學(xué)生余暇體育鍛煉研究有所裨益，亦為相關(guān)部門制定決策提供參考。

圖1 觀念構(gòu)架Figure1 Conceptual Framework

1 研究對象與方法

1.1 被試

依據(jù)分層整群隨機抽樣原則，以上海市為例，按東、南、西、北4個區(qū)域劃分，每個區(qū)域選取1所高校（上海電機學(xué)院、上海理工大學(xué)、上海師范大學(xué)和上海杉達學(xué)院），在各高校每個年級隨機抽取120～150名大學(xué)生為被試，抽樣時盡量保證被試性別比控制在1：1.2范圍內(nèi)，調(diào)查共回收1 861份量表，依據(jù)“填答題項率不足3/4”“規(guī)則性填答”“反向題檢驗”等篩查原則，保留1 723份有效量表，有效率92.58%。其中，平均年齡為（20.00±0.500）歲；男838人，女885人。

1.2 工具

采用典型互譯程序漢化所有英文分量表，由2名精通英文的語言學(xué)學(xué)者漢化英文條目，由2位精通英文的體育學(xué)專家校正、修訂譯后條目，由2位未見原版量表的英語外教將譯后條目回譯成英文。多次重復(fù)上述程序，直至所有中英文條目語義、表述、內(nèi)涵匹配。

1.2.1 余暇體育鍛煉氛圍量表 結(jié)合前人理論觀點[6]，從環(huán)境和人際2個方面考察被試余暇體育鍛煉氛圍。（1）自然氛圍的測量。結(jié)合專家意見，從場地/場館的數(shù)量和布局、設(shè)施器材完備與更新、場館開發(fā)及收費、到達鍛煉場地/場館距離與交通等5個方面評估（如體育場館環(huán)境好、布局合理，能激發(fā)我余暇鍛煉的欲望；體育場館離我很近、交通便捷，方便我余暇時間參加體育鍛煉）。（2）人際環(huán)境從“運動友誼”和“同伴自主支持”2方面測量。修訂朱瑜《青少年運動友誼量表》（共25個題項）[30]，修訂時，加入“余暇時間”或”余暇體育鍛煉”等核心詞匯，如“在余暇時間里，好朋友會陪我一起參加體育鍛煉”，同時，設(shè)計1項反向題“在余暇鍛煉中發(fā)生爭執(zhí)時，我們會各持己見，很難及時交流溝通”。參照前人經(jīng)驗[31]，修訂B.S.C.LIM《重要他人自主支持量表》的教師自主支持分量表（共6題）[32]，修訂時，設(shè)定余暇體育鍛煉情境并將主語替換為“身邊的同伴或朋友”（如身邊的同伴或朋友對我的運動能力有信心；身邊的同伴或朋友會鼓勵我在余暇體育鍛煉中大膽展現(xiàn)自我）。上述所有題項皆采用李克特5點計分法，由“完全不符合（1）”到“完全符合（5）”，分量表總分分別表示被試自然氛圍、人際氛圍水平，總分表示被試余暇體育鍛煉氛圍情況。本次測量各題項偏度絕對值0.313～1.548，峰度絕對值0.005～3.361，標(biāo)準(zhǔn)差最小值0.765；探索性因子分析KMO=0.964，Bartlett球形檢驗（Chi-Square=31 656.768，df=630，P＜0.001），累積貢獻率59.544%；驗證性因子分析x2=2 386.778，df=586，x2/df=4.073（P=0.000），GFI=0.932，NFI=0.952，NNFI=0.957，IFI=0.968，CFI=0.967，SRMR=0.0525，RMSEA=0.064；總量表克朗巴赫 α 為0.953，分半信度為0.877，分量表α為0.823～0.937，分量表分半信度為0.763～0.930；題總相關(guān)在0.117～0.715范圍內(nèi)（P＜0.01）。

1.2.2 主觀鍛煉體驗量表 選用E.MCAULEY[24《]主觀鍛煉體驗量表》的積極幸福感（如余暇時間參加體育鍛煉，會讓我感到自信滿滿）、心理困擾（如余暇時間的體育鍛煉讓我感到苦惱不堪）分別評估被試積極和消極體驗，共8題（各維度各含4個題項），采用李克特5點計分法，由“完全不符合（1）”到“完全符合（5）”，各維度總分表示被試在該維度的主觀體驗水平。借鑒前人測試經(jīng)驗[33]，將心理困擾視為反項題，經(jīng)反向處理后，與積極幸福感總分來評估被試的主觀鍛煉體驗水平。本次測量各題項偏度絕對值0.551～1.012，峰度絕對值0.062～0.986，標(biāo)準(zhǔn)差最小值0.846；探索性因子分析KMO=0.899，Bartlett球形檢驗（Chi-Square=10 711.395，df=28，P＜0.001），累 積 貢 獻 率80.046%；驗證性因子分析 x2=112.100，df=19，x2/df=5.900（P=0.000），GFI=0.971，NFI=0.981，NNFI=0.974，IFI=0.982，CFI=0.982，SRMR=0.0239，RMSEA=0.076；總量表克 朗巴 赫 α 為0.921，分半信度為0.712，分量表α積極幸福感=0.896，α心理困擾=0.933，分量表分半信度分別為0.888和0.917；題總相關(guān)在0.760～0.826范圍內(nèi)（P＜0.01）。

1.2.3 大學(xué)生余暇體育鍛煉量表 鍛煉心理學(xué)認(rèn)為，體育鍛煉的行為特征應(yīng)包含活動量（頻率、強度、持時）、參與形式和鍛煉內(nèi)容等[34]。遵循該理論觀點，編制《大學(xué)生余暇體育鍛煉量表》。（1）活動量：修訂梁德清《體育活動等級量表》[35]，從強度、持續(xù)時間、頻率3個方面評估，各指標(biāo)皆分5個等級，強度與頻率從1～5等級分記1～5分，持續(xù)時間從1～5等級分計0～4分，并沿用公式“強度×持續(xù)時間×頻率”量化被試余暇體育鍛煉的運動量得分（最高分為100分、最低分為0分），同時，評定活動量等級以≤19為小活動量，20～42為中等活動量，≥43為大活動量。（2）參與形式、鍛煉內(nèi)容：遵循鍛煉心理學(xué)專家意見，設(shè)計提問語“余暇時間里，你參加體育鍛煉的形式通常是......”，并以“無固定形式”“單獨自行鍛煉”“無固定或臨時組合的小群體鍛煉”“長期、固定的小群體鍛煉”“參加有組織的社團/俱樂部活動”為備選答案，并逐一按1～5分記；設(shè)計提問語“在以下運動項目類型中，請選擇1個余暇時間里你最常參加的運動項目類型”，以“單一動作結(jié)構(gòu)類（散步、慢跑等）”“跳踢類（跳繩、毽子等）”“小球隔網(wǎng)對抗類（乒乓球、羽毛球、網(wǎng)球等）”“同場競技類（足球、籃球等）”“健身健美類（器械健身、健美操、體育舞蹈、瑜伽等）”作為備選答案，并逐一按1～5分記。本次測量各題項偏度絕對值0.020～0.510，峰度絕對值0.064～1.216，標(biāo)準(zhǔn)差最小值0.945；探索性因子分析KMO=0.769，Bartlett球形檢驗（Chi-Square=1 847.429，df=10，P＜0.001），累積貢獻率49.639%；驗證性因子分析單因素模型，x2=25.400，df=5，x2/df=5.080（P=0.000），GFI=0.982，NFI=0.960，NNFI=0.925，IFI=0.962，CFI=0.962，SRMR=0.0318，RMSEA=0.070；量表克朗巴赫α為0.735，分半信度為0.702；題總相關(guān)在0.583～0.779范圍內(nèi)（P＜0.01）。

1.3 施測

為盡量降低同源方差影響，于2018年4月和5月，采用紙筆調(diào)查法，分2輪采用集體施測的方式采集數(shù)據(jù)。填答時間為5min，當(dāng)場填完當(dāng)場回收，施測時獲得被試年齡、性別（1=女，2=男）等一般人口統(tǒng)計學(xué)資料。

1.4 數(shù)據(jù)處理與分析

將數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS24.0軟件。對有效數(shù)據(jù)進行反向題、中心化處理后，采用常規(guī)統(tǒng)計分析方法（描述性統(tǒng)計、相關(guān)性分析、回歸分析等）考察大學(xué)生余暇體育鍛煉氛圍、主觀體驗、活動量及余暇鍛煉情況，以及各前因變量對余暇體育鍛煉的直接影響；利用層次序列回歸分析考察主觀體驗的中介效應(yīng)。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用程序控制法和Harman單因素檢驗法考察施測可能存在的共同方法偏差。（1）程序控制法：從國內(nèi)外一流文獻中選擇成熟且已被國內(nèi)學(xué)者論證較高信效度的測量工具；設(shè)計問卷時，引導(dǎo)語著重標(biāo)注“調(diào)查僅為科研使用”，在《青少年運動友誼量表》設(shè)計1項反向題，《主觀鍛煉體驗量表》采用積極、消極體驗2個相反維度的分量表，故無需設(shè)計反向題；發(fā)放問卷時，反復(fù)強調(diào)數(shù)據(jù)保密性和匿名性，并采用當(dāng)場回收的方式收集數(shù)據(jù)。②Harman單因素檢驗法：對問卷所有題項（除人口統(tǒng)計學(xué)變量外）進行單因素未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析（EFA），結(jié)果提取了10個特征根值大于1的因子，而且，第1因子變異率為31.741%＜40%，證實施測可接受的共同方法偏差。

2.2 大學(xué)生鍛煉氛圍、主觀體驗和余暇體育鍛煉的現(xiàn)狀特征

本次選擇的測量工具除活動量分小、中、大3個等級外，其他題項皆為李克特5點計分法，故題項的理論均值應(yīng)為3分。描述性統(tǒng)計顯示：大學(xué)生感知到的鍛煉氛圍題項均值為3.80，其中，自然氛圍（M=3.50）、運動友誼（M=3.88）和重要人際的自主支持（M=3.72）各題項均皆高于理論均值；大學(xué)生鍛煉的主觀體驗題項均值為3.92，余暇時間的活動量處于中低水平（1.54），參與鍛煉的內(nèi)容（2.41）、形式（2.29）皆低于題項理論均值（見表1）。

表1 均值、標(biāo)準(zhǔn)差統(tǒng)計Table1 Statistics of Mean and Standard Deviation

為考察各變量在性別上是否存在差異，以性別為自變量的獨立樣本T檢驗表明：Levene’s誤差方差等同性檢驗中，鍛煉氛圍（含自然氛圍、運動友誼、重要他人支持）和主觀體驗均不顯著（P＞0.05），接受原假設(shè)；活動量、鍛煉形式、鍛煉內(nèi)容皆顯著（P＜0.05），拒絕原假設(shè)，故采用非齊性分析數(shù)據(jù)。T檢驗顯示，鍛煉氛圍（含自然氛圍、運動友誼、重要他人支持）、主觀體驗和余暇體育鍛煉（活動量、鍛煉形式、鍛煉內(nèi)容）存在性別差異，相對于女性大學(xué)生（見表1），男生感知到的鍛煉氛圍更佳、體驗更積極、余暇鍛煉更活躍、形式更多樣、內(nèi)容更豐富（見表2）。

表2 獨立樣本T檢驗Table2 Independent T-test

2.3 鍛煉氛圍、主觀體驗對大學(xué)生余暇體育鍛煉的直接影響

相關(guān)性分析顯示：總體而言，鍛煉氛圍、主觀體驗與大學(xué)生余暇體育鍛煉顯著正相關(guān)（P＜0.01），其中，鍛煉氛圍（r=0.221）、主觀體驗（r=0.332）皆與活動量正相關(guān)較密切（P＜0.01）；細化比較鍛煉氛圍各維度，重要他人支持與活動量（r=0.283）、鍛煉形式（r=0.235）和鍛煉內(nèi)容（r=0.204）的正相關(guān)較密切（P＜0.01）（見表3）。

表3 Pearson雙變量雙側(cè)相關(guān)系數(shù)表Table3 Statistics of Pearson Correlation Coefficient

分別以活動量、鍛煉形式、鍛煉內(nèi)容為因變量，并分別以鍛煉氛圍、主觀體驗，以及二者與性別交互項為自變量，采用強行進入法進行回歸分析，結(jié)果表明：鍛煉氛圍對活動量[F（1，1170）=123.798，β=0.259]、鍛煉形式[F（1，1170）=65.945，β=0.192]和鍛煉內(nèi)容[F（1，1170）=53.468，β=0.174]的回歸效應(yīng)顯著（P＜0.001），并分別解釋了6.7%、3.6%和3.0%的變異；主觀體驗對活動量[F（1，1170）=294.847，β=0.382]、鍛煉形式[F（1，1170）=57.160，β=0.179]和鍛煉內(nèi)容[F（1，1170）=90.820，β=0.224]的回歸效應(yīng)顯著（P＜0.001），并分別解釋了14.6%、3.2%和5.0%的變異；鍛煉氛圍×性別、主觀體驗×性別的交互項與活動量、鍛煉形式和鍛煉內(nèi)容的回歸效應(yīng)皆不顯著（P＞0.05）（見表4）。

2.4 主觀體驗的中介效應(yīng)

借鑒前人利用序列層次回歸分析法的中介效應(yīng)檢驗程序[36]，對自變量逐步加入鍛煉氛圍和主觀體驗，考察回歸系數(shù)在變化過程中的顯著性，以及R2的變化情況。第1步的回歸分析在表4已得證實，即鍛煉氛圍對活動量、鍛煉形式和鍛煉內(nèi)容的正向回歸顯著，分別解釋了6.7%、3.6%和3.0%的變異；第2步回歸分析的自變量加入主觀體驗，此時，自變量（鍛煉氛圍和主觀體驗）共同對活動量[F（2，1718）=153.725，T1=-3.303，T2=13.092]、鍛煉形式[F（2，1718）=41.242，T1=4.954，T2=3.996]和鍛煉內(nèi)容[F（2，1718）=49.876，T1=2.921，T2=6.702]的回歸效應(yīng)皆顯著，分別解釋了15.1%、4.5%和5.4%的變異（見表5）。

綜合來看，因主觀體驗介入自變量，鍛煉氛圍對活動量、鍛煉形式和鍛煉內(nèi)容的回歸系數(shù)分別降至0.085、0.136和0.080（原為0.259、0.192和0.174），且皆顯著（P1=0.000，P2=0.000，P3=0.004），ΔR2分別為0.084、0.009和0.024。結(jié)合侯杰泰、溫忠麟等人的理論觀點[36]，證實在鍛煉氛圍影響大學(xué)生余暇體育鍛煉的影響鏈條上，主觀體驗具備部分中介效應(yīng)?；诖耍裱Y(jié)構(gòu)方程模型理論，構(gòu)建中介效應(yīng)模型，旨從結(jié)構(gòu)層面直觀詮釋鍛煉氛圍、主觀體驗對大學(xué)生余暇體育鍛煉的綜合影響。模型擬合指標(biāo) x2=310.578，df=73，x2/df=4.197＜5；擬合優(yōu)度指標(biāo) GFI=0.906，NFI=0.929，RFI=0.909，IFI=0.933，NNFI=0.913，CFI=0.933，均大于0.9，近似誤差均方根RMSEA=0.054＜0.08，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR=0.0368＜0.05，說明所構(gòu)中介效應(yīng)模型較好的適配性（見圖2）。

表4 鍛煉氛圍、主觀體驗分別對活動量、鍛煉形式、鍛煉內(nèi)容的回歸分析Table4 Regression Analysis of the Exercise Atmosphere，Subjective Experience on the Activity，F(xiàn)orm and Content of Undergraduates' Leisure Physical Exercise，Respectively

表5 鍛煉氛圍、主觀體驗對余暇體育鍛煉各指標(biāo)的層次回歸分析Table5 Hierarchical Regression Analysis of Exercise Atmosphere and Subjective Experience on Each index of the Leisure Physical Exercise

圖2 中介效應(yīng)模型Figure2 The Model of Mediating Effect

3 討論

3.1 大學(xué)生鍛煉氛圍、主觀體驗和余暇體育鍛煉的現(xiàn)狀特征討論

大學(xué)生對余暇鍛煉場館、器材等自然氛圍相對滿意，并能獲得理想的鍛煉人際氛圍，即能夠感知到相對合理的鍛煉氛圍。一方面，隨著陽光體育運動的推行開展，各高校對體育場館設(shè)施、運動器材建設(shè)逐漸加大投入力度，使場館布局與利用趨于合理，體育場所/館可達性顯著提升，亦有效提升了學(xué)生對余暇鍛煉自然氛圍的滿意度。另一方面，體育鍛煉固有的促進交友、增進友誼、提升自我等功能[5]，較易使學(xué)生建立人際友誼、提升群體認(rèn)同感。近年來，為加強校園體育文化建設(shè)，學(xué)校相關(guān)部門開展了多種形式的體育文化活動（如體育嘉年華、體育節(jié)、校運動會、趣味項目競賽等），加強了學(xué)生間的互動和交流。2015年，上海市形成了“大學(xué)體育個性化”的學(xué)校體育改革思路，亦促進了體育課內(nèi)外一體化銜接，學(xué)生在余暇時間里可以集結(jié)志同道合的同伴，選擇適宜的運動項目，通過分享快樂、釋放壓力、展示自我，在鍛煉人際互動中發(fā)展學(xué)緣關(guān)系、提升社會適應(yīng)性。因此，大學(xué)生在與同伴參與余暇體育鍛煉時，能夠通過行為互動、情感互動獲得理想的人際氛圍，即感受到高質(zhì)量的運動友誼和合理的自主支持。

大學(xué)生在余暇體育鍛煉中能夠感受到積極的主觀體驗。眾所周知，體育鍛煉是一種調(diào)節(jié)精神和情感、消除疲勞、豐富文化生活、支配余暇時間的益智性社會活動，學(xué)生可以在技能比拼、斗智斗勇中獲得能力需求的滿足感；可以在自我釋放、自我展示中獲得自尊和自我需求的滿足感；可以在分享快樂、分擔(dān)壓力、資源共享中體驗到人際的互動、包容、理解和支持，獲得關(guān)系需求的滿足感。因此，在余暇鍛煉中，大學(xué)生能夠獲得不同需求的滿足感，進而感受到積極、正向的主觀體驗。正如E.L.DECI和R.M.RYAN[37]在發(fā)展基本需求理論時闡釋的：滿足能力、自主、關(guān)聯(lián)等基本心理需求是獲得快樂體驗、提升幸福指數(shù)、緩解負向情感、消除焦慮的前提條件。

大學(xué)生余暇鍛煉的活動量處于中低水平，參與鍛煉的形式單一、內(nèi)容單調(diào)。（1）從客觀層面講，盡管學(xué)校相關(guān)部門組織并開展了一系列體育文化活動以激發(fā)學(xué)生鍛煉熱情，但這些活動多屬于階段性而非長期性、持續(xù)性的社會活動，而且，盡管學(xué)校有固定、有組織的學(xué)生體育社團，但其循例開展的體育活動不僅頻率低（多為1～2次/周），而且還普遍缺乏專業(yè)教師指導(dǎo)與管理[34]，使學(xué)生余暇鍛煉的行為更加隨意，參與形式也以“無固定、單獨進行”為主。此外，隨著體育文化發(fā)展，人們對體育鍛煉的訴求已不僅為了強身健體，而逐漸以提高生活情趣為主要目的，這種需求意向的遷移使一些新興項目（如攀巖、拓展運動）、紳士項目（如高爾夫、臺球）逐漸被人熟知并喜愛，然而，沒有經(jīng)費支持和場地更新，這些運動項目很難在高校推廣與普及，致使學(xué)生不得不選擇多年一貫的、簡單易行的、場地豐富的慢跑、籃球、乒乓球等為主要鍛煉內(nèi)容。（2）從主觀層面講，大學(xué)時代的課余文化生活豐富多彩，而學(xué)生的余暇時間往往被網(wǎng)絡(luò)游戲、網(wǎng)絡(luò)聊天、手機游戲等擠占，靜態(tài)生活時間過多、久坐少動現(xiàn)象屢見不鮮，即便偶爾參與余暇鍛煉，亦常會表現(xiàn)出小強度、短持時等行為特征。

獨立樣本T檢驗顯示，大學(xué)生的鍛煉氛圍、主觀體驗、余暇體育鍛煉存在性別差異，其中，男性大學(xué)生的各項指標(biāo)均好于女性大學(xué)生。環(huán)境心理學(xué)認(rèn)為，社會環(huán)境決定了個體心理、行為的性別差異化和性別非均衡化發(fā)展[38]。社會性別理論認(rèn)為，社會對兩性的不同期待和角色定位，會指導(dǎo)男性和女性向符合自身性別特質(zhì)的方向發(fā)展[33]。也就是說，受社會性別規(guī)范和個體性別角色認(rèn)知的綜合影響，男性在社會實踐中往往會表現(xiàn)出好強爭勝以及較強的進取心和冒險精神，而女性常會表現(xiàn)出溫柔內(nèi)斂、恬靜穩(wěn)重[12]，這種“男喜動、女喜靜”的特征使男大學(xué)生比女大學(xué)生更易滿足現(xiàn)有鍛煉的自然氛圍，更易從同伴、同學(xué)的陪伴、幫助中感知到高質(zhì)量的運動友誼和自主支持。而且，在體育活動中男性更易獲得的輕松愉悅、快樂滿足的主觀體驗，其余暇鍛煉的行為更積極、投入，鍛煉的形式更多樣，鍛煉的內(nèi)容更豐富，該結(jié)果與前人觀點一致[27]。

3.2 大學(xué)生鍛煉氛圍、主觀體驗對余暇體育鍛煉的直接影響討論

相關(guān)性分析和回歸分析顯示，鍛煉氛圍有助于激發(fā)大學(xué)生參與余暇體育鍛煉，該結(jié)果與前人觀點一致[16-17]。鍛煉氛圍是個體周圍鍛煉的自然環(huán)境、人和體育有關(guān)媒體構(gòu)成的情景。（1）合理的場地規(guī)劃、充足的場館資源、適宜的環(huán)境氛圍，有助于改善學(xué)生鍛煉的可達性和可入性水平，激發(fā)學(xué)生鍛煉欲望、提高參與熱情，較易讓學(xué)生心情舒暢、輕松愉悅，亦潛移默化地豐富了學(xué)生對外界自然氛圍依賴和依戀心理[3]。環(huán)境心理學(xué)認(rèn)為，人們對特定場所的情感聯(lián)系會使之產(chǎn)生場所感，該感受會在人與場所間形成普遍、廣泛、深層次的依戀關(guān)系（即場所依戀），并影響個體社會化發(fā)展[39]。簡言之，人們對自然環(huán)境的空間感知，會豐富個體認(rèn)知系統(tǒng)，并形成行為決策的參考依據(jù)而影響行為踐行[8]?？梢姡訌婓w育場館設(shè)施建設(shè)、運動器材更新維護，延長場館開放時間并提升使用率，是提高大學(xué)生鍛煉自然氛圍滿意度，提升余暇鍛煉參與熱情、改善余暇鍛煉行為的重要外部資源。（2）人際氛圍能為大學(xué)生自主鍛煉提供榜樣、帶動、激勵和教育等作用。人際交流是青少年堅持鍛煉的一個主因[40]，良好的人際氛圍益于青少年養(yǎng)成良好體育行為習(xí)慣[11]，尤其在人際敏感期，人際氛圍可激發(fā)大學(xué)生余暇自主鍛煉意向，幫助大學(xué)生在鍛煉活動中建立群體認(rèn)同感和行為認(rèn)同感，是個體社會實踐不可或缺的情感助力，還可以幫助大學(xué)生建立自信心和自我認(rèn)同，在行駛自我決策權(quán)的基礎(chǔ)上提升自我決定動機水平[13]。可見，開展多樣性的課余體育活動，加強互動交流、提升人際氛圍，是激發(fā)大學(xué)生余暇體育鍛煉欲望和興趣的重要外部動力。

分析還表明，主觀體驗對大學(xué)生余暇體育鍛煉具有積極的促進功效，該結(jié)果與前人觀點一致[33]。數(shù)據(jù)反映出，能夠在余暇體育鍛煉中感受到積極性體驗者，會自然地將體育鍛煉視為余暇時間不可或缺的積極社會活動，往往會以飽滿的熱情和專注度投入于鍛煉實踐中。而且，該類人通常具有外傾性人格，容易接受并敢于面對新事物、新內(nèi)容的挑戰(zhàn)，進而表現(xiàn)出合理的活動量，多樣的鍛煉形式和廣泛的鍛煉內(nèi)容。反之，在余暇體育鍛煉中存有消極體驗者，會將余暇體育鍛煉視為無趣、挑戰(zhàn)自尊水平的威脅性事件，該類人通常具有內(nèi)傾性人格，較易在鍛煉挑戰(zhàn)中產(chǎn)生抵觸、排斥、拖延情緒，亦使余暇體育鍛煉行為趨于消極、被動。體驗哲學(xué)認(rèn)為，體驗是人們通過身體緯度感知世界、認(rèn)識世界，并以此改變世界的心理資源[41]。認(rèn)知評價理論亦強調(diào)，人們既有的主觀體驗會成為判定社會事件的評價依據(jù)，并在影響內(nèi)部動機的同時付諸于外在行為[42]。可見，體驗是大學(xué)生鍛煉踐行的記憶信息，該信息可成為鍛煉決策的判定依據(jù)，決定著個體未來鍛煉的行為表達和踐行與否。

值得一提的是，重要他人的自主支持對鍛煉形式的影響較大（β=0.235），主觀體驗對活動量（β=0.382）和鍛煉內(nèi)容（β=0.224）的影響較大，究其原因如下。（1）重要他人自主支持是個體感受到源于同學(xué)、同伴對自身參與余暇體育鍛煉的激勵與幫助。在基本心理學(xué)需求理論中，自主和關(guān)聯(lián)需求能夠決定行為自主性和自覺性[43]，也就是說，在過去余暇體育鍛煉中，若大學(xué)生從同伴獲得足夠情感交際并得到自主支持，便會產(chǎn)生鍛煉群體歸屬感和參與欲望，并熱衷于通過反復(fù)從事鍛煉活動來維持自尊、發(fā)展人際。反之，若個體知覺鍛煉不能為其帶來情感交際的滿足或外界自主支持，便會產(chǎn)生焦慮、回避、自我孤立等情緒，形成群體缺失感和無助感而選擇無序、無固定、單獨的形式進行余暇體育鍛煉。（2）體驗是心智、認(rèn)知對身體的依賴，也是對既有行為、情緒的感受和印象，它會在主體的記憶系統(tǒng)中建立認(rèn)知圖式而決定未來行為的選擇與表達[44]。換言之，當(dāng)大學(xué)生在某一運動項目中獲得正向、積極的體驗，不僅會對該項目產(chǎn)生效能感而提升鍛煉專注度和投入度，還會產(chǎn)生一種運動成就信念而輻射到其他運動項目，從而激發(fā)鍛煉挑戰(zhàn)欲并豐富鍛煉內(nèi)容。正如A.BANDURA[45]所言：人們總傾向于反復(fù)從事那些自己擅長并具有正性體驗的行為。

3.3 主觀體驗的中介影響討論

分步驟回歸分析總結(jié)了，主觀體驗是鍛煉氛圍和余暇體育鍛煉的一個中介變量。情緒效應(yīng)理論認(rèn)為，人們對當(dāng)前情景的評估和對過去經(jīng)驗的回憶，會引發(fā)情緒體驗，從而影響行為實踐[46]。通常情況下，能夠滿足于現(xiàn)有鍛煉環(huán)境氛圍，并能夠從同伴中獲取運動友誼、幫助、支持的大學(xué)生，在余暇體育鍛煉中往往會感受到積極、樂觀的主觀體驗[47]，能夠理性分析體育鍛煉對完善自我、塑造自我概念、提升社會適應(yīng)性的促進功效，因而更易形成積極的鍛煉行為，多樣的鍛煉形式和廣泛的鍛煉內(nèi)容。反之，對周圍鍛煉自然氛圍不滿意，且較難感知到同伴運動友誼和自主支持的大學(xué)生，在從事余暇體育鍛煉時常會感受到消極的主觀體驗和心理疲勞感[17]，因此，往往選擇無序的、獨自進行的形式參加余暇鍛煉，亦難于形成積極、穩(wěn)定、適宜的鍛煉行為。基于此，研究認(rèn)為，鍛煉自然氛圍有助于提升大學(xué)生場所依戀感，人際氛圍有助于提升大學(xué)生群體歸屬感和行為認(rèn)同感，它們皆可有效提高大學(xué)生余暇鍛煉的主觀體驗，進而促進余暇鍛煉朝著積極、健康、符合自我的方向發(fā)展。

4 結(jié)論

（1）大學(xué)生能夠感知到相對合理的鍛煉氛圍和相對積極的鍛煉體驗，但余暇時間的活動量處于中低水平，參與鍛煉的形式比較單一、內(nèi)容相對單調(diào)，而且，大學(xué)生感知到的鍛煉氛圍、主觀體驗，及其余暇體育鍛煉狀況存在性別差異（男性各項指標(biāo)均優(yōu)于女性）。（2）鍛煉氛圍是大學(xué)生踐行余暇體育鍛煉的外部資源，它既可直接影響大學(xué)生從事余暇體育鍛煉，還可通過作用于個體主觀體驗而間接影響大學(xué)生余暇體育鍛煉。