大学生阳光长跑活动的干预路径分析

颜意娜

（杭州电子科技大学 体育与艺术教学部，浙江 杭州310018）

0 前 言

2007年起，全国各级各类学校广泛开展“阳光体育冬季长跑活动”，简称阳光长跑活动。它是阳光体育运动的重要活动内容和组织形式，作为一项重要活动内容纳入学校体育，并长期举行［1］。部分专家研究认为，在我国当前条件下，为尽快实现增强青少年体质，组织学生集体长跑活动是一种较好的方法，因为在所有体育活动中，长跑项目既是是对场地、器材等设施条件的要求最低，又是提高学生耐力，磨练意志品质最有效的手段之一［2］。然而在阳光长跑活动实施取得一定成效的同时，也暴露出不少问题，国内学者的调查中发现，大学生对于阳光长跑的参与度不高，主要受到兴趣、休闲时间等方面的影响，而学校在实施活动中也普遍存在内容单一，过于形式化的表现［4，5］。如何提高大学生的阳光长跑参与意识，从而促进阳光长跑参与，值得进一步的探讨和研究。

阳光长跑参与属于体育锻炼行为，国内外学者在讨论体育锻炼行为时，运用Johe，C.Spence［6］、Bandure［7］、Scanlan［8］提出的身体活动生态学理论、自我效能理论及运动承诺理论等，统称为“心理决策”理论，主要解释体育锻炼行为意识、目的与动机及锻炼坚持等现象［9－13］。作为体育锻炼行为的持续性研究，主要的研究观点都认为“心理决策”在体育锻炼行为中起着重要的作用。对运动锻炼行为有直接的影响［7］。另外，在相关的体育锻炼行为研究中，有学者认为个人因素和社会因素对于个体的体育锻炼行为起着重要的 影响作 用［8，9，14－18］。在这些研究中，个人因素被界定为在体育锻炼环境下的“参与选择”、“个人投入”、“运动风险”、“运动能力”［3，20－22］；进一步，社会因素被界定为“参与机会”、“社会支持”、“社会约束”、“制度约束”、“锻炼氛围”、“锻炼条件”和“休闲时间”［3，20－22］。

基于以上的讨论，本研究认为作为大学生阳光长跑参与行为的干预，可以借鉴前人研究的体育行为解释模型，构建一个“心理决策”、“个人因素”和“社会因素”的3因素行为预测模型（见图1）。这个模型主要构成阳光长跑行为的干预要素，通过提升这些要素的认知度，来达到促进大学生阳光长跑行为的坚持性。因此，研究假设:

①心理决策的要素可以预测大学生阳光长跑行为；

②个人因素的要素可以预测大学生阳光长跑行为；

③社会因素的要素可以预测大学生阳光长跑行为。

图1 大学生阳光长跑参与的干预解释模型

1 研究方法

1.1 研究样本

研究对杭州电子科技大学2010、2011、2012级学生范围内，参与体育课程的大学生进行了随机抽样，其中男性被试为658人，女性被试为656人。

1.2 研究工具

研究根据大学生阳光长跑干预解释模型，设计了 “心理决策问卷“和“个人因素和社会因素问卷”。其中:心理决策因素包括锻炼动机、锻炼效果评价和锻炼自我效能及锻炼承诺等；个体因素包括大学生基于体育情境下的参与选择、个人投入、运动风险、运动能力；社会因素主要是大学生在体育锻炼行为过程中产生的参与机会、社会支持、社会约束、制度约束、锻炼氛围、锻炼条件和休闲时间。

在编制本问卷时，由12位专家对测验题目与所测验的内容总体的符合程度进行判断，估计测验的内容效度，本研究的问卷是在其他学者的问卷基础上进行修改，因此专家估计出的内容效度较高，一致性系数为0.91。在大量发放量表前，我们首先做了50个被试的试验性鉴定。采用验证性因子分析，“心理决策问卷”共剔除1个条目后，总贡献率为74%，符合应用条件。“个人因素和社会因素问卷”共剔除4个条目，问卷总贡献率为80.3%。关于问卷的信度，我们采用内部一致性检验，“心理决策问卷”重测信度相关r值为0.83，“个人因素和社会因素问卷”的r值为0.86和0.79。均符合信度检验应用要求。另外，体育锻炼行为主要监测大学生阳光长跑参与频率。

1.3 研究过程

本研究主要对参与大学体育课程的一至三年级学生进行阳光长跑的观测，为期一学期。一学期结束后，对学生随机抽样，进行问卷发放，共发放问卷调查1 400份，要求被试者当场完成，随即收回。共收回1 380份，对回收的无效问卷进行筛选后，最终有效问卷为1 314份，有效率95.2%。所有数据输入到SPSS17.0，进行分析。主要采用方差分析进行特征描述及相关分析等统计方法进行验证。

表1 大学生不同阳光长跑参与频率的个体因素指标比较表（±s）

表1 大学生不同阳光长跑参与频率的个体因素指标比较表（±s）

素总分1、16次及以下组组别 指标 参与选择个人投入运动风险运动能力个体因x 12.04 23.86 31.64 12.04 79.58 s 2.42 5.51 7.21 3.56 9.80 2、17～24次组x 12.13 23.70 32.44 11.81 80.12 s 2.61 5.13 7.75 3.53 10.74 3、25次及以上组x 12.12 24.44 33.81 11.64 82.01 s 2.37 4.51 7.10 3.33 9.58 1－2 差值 －0.09 0.16 －0.80 0.23 －0.54 P 0.64 0.67 0.12 0.34 0.45 1－3 差值 －0.08 0.58 －2.17 0.40 －2.43 P 0.69 0.02 0.00 0.12 0.00 2－3 差值 0.01 0.74 －1.37 0.17 －1.89 P 0.98 0.02 0.00 0.44 0.00

2 研究结果

2.1 大学生阳光长跑参与的三要素多元方差分析

2.1.1 大学生阳光长跑参与的个体因素分析。如表1所示，经统计学处理，阳光长跑参与25次及以上组学生的运动风险、个人投入、个体因素总分指标均值高于其他2组学生，存在显著差异。

2.2.2 大学生参与阳光长跑的社会因素分析。如表2所示，经统计学处理，阳光长跑参与频率25次及以上组学生的休闲时间、社会支持指标均值高于其他2组学生；社会约束指标均值低于其他2组学生，存在显著差异。阳光长跑参与频率16次及以下组学生的锻炼氛围指标均值高于其他2组学生，差异显著。

表2 大学生不同阳光长跑参与频率频率的社会因素指标比较表（±s）

表2 大学生不同阳光长跑参与频率频率的社会因素指标比较表（±s）

组别 指标 参与机会 社会支持 锻炼氛围 社会约束 制度约束 锻炼条件 休闲时间 社会因素总分1、16次及以下组x 27.98 33.39 40.42 11.37 12.22 8.93 6.14 140.36 s 5.88 6.45 9.34 3.52 3.42 2.79 2.01 22.92 2、17～24次组x 28.39 34.04 38.65 11.00 12.15 8.61 6.28 138.13 s 5.69 6.47 9.69 3.36 3.50 2.81 2.01 22.08 3、25次及以上组x 28.51 34.68 37.75 10.62 12.19 8.88 6.57 138.70 s 4.94 5.50 9.04 3.37 3.50 2.63 2.01 19.64 1－2 差值 －0.41 －0.65 1.77 0.37 0.07 0.32 －0.14 2.23 P 0.29 0.13 0.01 0.13 0.77 0.11 0.34 0.42 1－3 差值 －0.53 －1.29 2.67 0.75 0.03 0.05 －0.43 1.66 P 0.21 0.01 0.00 0.00 0.90 0.11 0.01 0.31 2－3 差值 －0.12 －0.64 0.90 0.38 －0.04 0.27 －0.29 －0.57 P 0.74 0.05 0.14 0.05 0.86 0.21 0.03 0.76

2.2.3 大学生阳光长跑参与的心理决策因素分析。如表3所示，经统计学处理，阳光长跑参与频率25次及以上组学生的乐趣动机、外貌动机、健康动机、锻炼动机总分指标均值高于其他2组学生，存在显著差异。该组学生能力效果评价、自我效能总分指标均值高于其他2组学生，差异非常显著。阳光长跑参与频率为16次及以下组学生的实际行为明显低于其他2组；阳光长跑参与频率25次及以上组学生的行为意向指标均值高于其他2组学生，存在显著差异。

2.2 大学生阳光长跑参与的三要素回归预测分析

2.2.1 大学生阳光长跑参与的三要素相关分析。根据理论模型，个体因素与社会因素互相作用，并通过心理决策（锻炼动机、锻炼效果评价、锻炼自我效能及锻炼承诺），间接影响阳光长跑参与，四者间存在一定的关联关系。大学生的阳光长跑数据为一连续变量，我们把被试的阳光长跑频率次数与个体因素、社会因素、心理决策各指标得分首先进行相关分析，以筛选出不相关的因素，结果表明阳光长跑次数只与个人因素、锻炼动机、锻炼承诺、自我效能存在有意义相关（如表3显示）。

表3 大学生阳光长跑参与与三要素的相关分析

2.2.2 大学生阳光长跑参与与心理机制影响因素的回归分析。研究对有意义的相关指标提供了进一步回归预测分析的变量，而无意义的相关指标如社会因素、锻炼效果评价则不包括在分析中。通过单一线形回归分析，如表4结果显示:个体因素r2＝0.09；锻炼动机r2＝0.10；自我效能r2＝0.16；锻炼承诺r2＝0.06，以上均为P＜0.01。

3 讨 论

本研究主要测试验证大学生阳光长跑行为的预测要素。旨在为阳光长跑提供行为促进可干预的路径。

表4 大学生阳光长跑参与与三要素回归分析一览表

心理决策是影响阳光长跑参与的重要环节，研究假设1得到了支持。研究表明，锻炼动机、锻炼自我效能与锻炼承诺与阳光长跑参与频率有相关，但锻炼效果评价与之没有直接的关联。阳光长跑参与25次及以上组的学生乐趣动机需求、健康动机需求、外貌动机需求最高，在锻炼效果评价及自我效能、行为意向中的表现也为最高。国内龚莉、王爱丹等学者对于大学生锻炼动机的研究中也证实了，大学生对于健康及体育价值的需求占主导地位［10－13，23－24］。而我们的研究发现一个有趣的现象，就是现代大学生对于参与体育锻炼的乐趣、及外貌动机需求不断提高。21世纪的大学生自我意识强，更注重个性和自我的展示，他们对于参与体育活动得到心理及身体形象改变的要求增大。这为学校大力推广阳光长跑活动提供了很好的参考，在引导学生参与阳光长跑活动中更多引入改善体型、控制体重等方面的指导和督促，同时注重阳光长跑活动内容的开发，融入长跑文化，增加趣味性的内容［4，25］，以促使学生更多地参与阳光长跑。锻炼自我效能对于大学生阳光体育长跑参与的影响效应最大，达到21%的影响效应。它对于锻炼承诺的直接影响，导致锻炼承诺直接或间接影响了阳光体育参与行为。这与Lubans等、Barr－Anderson等及国内学者陈善平等的研究结果类似，自我效能是预测体育锻炼的一个重要的认知因素，自我效能越高，锻炼承诺形成也明显，其体育锻炼参与越强，越喜欢体育活动［18，20，26，27］。

不同阳光长跑参与频率的大学生在个体因素方面的表现特征有所不同，主要表现在个人投入、运动风险及个体因素总和的差异上。个人因素与阳光长跑参与频率存在密切相关，这也验证了研究的假设2。进一步回归分析表明，个人因素对于阳光长跑的贡献率为9%，也就是说明大学生个人投入越大，承受的运动风险越多，相应的阳光长跑参与频率也越高。体育锻炼的个人投入主要包括精力投入和财务投入，个人投入对形成锻炼坚持起着积极的作用，从而进一步促进大学生的阳光体育参与行为，这与已有的研究结果相一致［3，18］。

社会因素方面与阳光长跑参与频率不存在相关关系。本研究的第3条假设不被数据支持。但不同阳光长跑参与的大学生在社会因素方面存在较大的差异。阳光长跑参与频率25次及以上组学生的休闲时间、社会支持最高，社会约束则最低，明显低于其他2组。这说明，充足的休闲时间，和周围人群的鼓励与支持，是促使学生阳光长跑参与频率增加的主要动力。而阳光长跑参与频率16次及以下组学生对于锻炼氛围的要求最高，明显高于其他2组学生。进一步分析，主要体现在周围榜样和集体活动中的差异，说明，对于这一类学生而言，容易受周围学生的影响，喜欢集体性的活动［2，3，21］，如果要提高该类学生的阳光长跑参与，需要从这两方面入手，也许能获得较好的成效。

4 结论与建议

4.1 心理决策中锻炼动机、锻炼自我效能与锻炼承诺直接影响阳光长跑参与。不同阳光长跑参与频率的大学生在外貌动机、健康动机、乐趣动机及自我效能、锻炼承诺方面存在较大差异，参与频率越高的大学生在以上几方面的表现越强。学校在实施阳光长跑中，应增强体型改善、体重控制等方面的引导，同时注重阳光长跑活动趣味性及内涵的挖掘。

4.2 个体因素直接影响大学生参与阳光长跑，不同阳光长跑参与频率的大学生在个人投入、运动风险及个体因素综合方面的差异明显。

4.3 社会因素对大学生参与阳光长跑的行为没有直接影响，不同阳光长跑参与的大学生在社会因素方面存在较大的差异。充足的休闲时间，和周围人群的鼓励与支持，是促使学生阳光长跑参与频率增加的主要动力。学校在开展阳光长跑活动中，多树典型，加强榜样的示范效应，拓展集体性参与的活动，以取得较好成效。

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