体育锻炼情绪效益的影响因素(1)
摘要 研究采用问卷调查法，测查了大学生773人，中学生285人，探讨了体育锻炼情绪效益的影响因素。研究发现，人格和动机对体育锻炼情绪效益具有显著影响：中学生活力激发高于大学生：中学男生生理疲劳低于大学男生，女生无显著差别；中学生能力动机低于大学生；男生健康动机、能力动机、社会拓展、自身需求和尽责性高于女生，女生外貌动机和开放性高于男生；活力激发受尽责性与开放性影响；身心平静受社会拓展影响：生理疲劳受外向性、开放性、外貌动机、乐趣动机与能力动机影响；积极投入受稳定性、开放性、健康动机、乐趣动机与自身需求影响。
关键词 体育锻炼，情绪效益，人格，锻炼动机。
分类号 G804.8
1 问题提出
锻炼心理学对于体育锻炼与心理健康的关系研究，主要以心理健康的情绪维度为核心，这不仅因为情绪在心理健康中所占据的核心地位，更重要的是因为它是身体活动或身体锻炼所能体现的最直观的心理效益，大量研究表明，长期身体锻炼与短期身体活动都能产生良好的情绪效益，体育锻炼的情绪效益是锻炼心理学研究的重点和热点。
已有研究表明，身体锻炼具有降低消极情绪并提高积极情绪的作用(Tuson，Sinyor，& Pelletier，1995)。经常参加体育锻炼对于大学生紧张、恐惧、焦虑等不良情绪具有明显的缓解作用(董玉福，2004)。研究显示，身体锻炼可以改善心境状态(Thayer，1987；Weinberg，Jackson & Kolodny，1988；Roth，1989)。身体锻炼可以有效地改善参与者的心境状态，使积极情绪增加并减少消极情绪(赵国明，2005)。身体锻炼可以使焦虑水平下降(Bahrke &Morgan，1978)。身体锻炼可以减少应激和紧张水平，并且，身体锻炼对焦虑、抑郁症状的改善具有积极作用(张力为，毛志雄，2003)。经常参加体育锻炼的大学生的抑郁、焦虑水平明显低于不经常参加体育锻炼的大学生(吴限，2010)。长期锻炼对焦虑、抑郁具有长期稳定的缓解作用(Berger &Owen，1989；bteptoe & Cox，1988；Bosscher，1991；Martinsen，Hoffart，& Solberg，1989；Morgan &Goldston，1987)。总之，体育锻炼能够使个体保持良好的心境，产生良好的情绪体验，降低焦虑水平，对抑郁有治疗作用，从而对人的心理健康有积极意义(刘中玉，2007)。
虽然，国内外对于体育锻炼情绪效益的研究，无论是从研究的内容和视角，还是从研究的数量和类型来看，已成为锻炼心理学研究的重要内容，但文献分析表明现有关于体育锻炼情绪效益的研究主要是考察锻炼如何改进情绪效益和身心健康，而个体原有的人格特质、动机水平和锻炼取向目前有研究认为对锻炼的情绪效益或身心健康同样有着不可忽视的重要作用。薛锋(2010)关于“大学生运动动机与锻炼行为的关系一自我决定理论的视角”：翟一飞(2007)关于“锻炼心理学中动机理论一自我决定理论的新进展”等研究已开始从动机理论特别是动机的自我决定理论方面关注动机对锻炼行为或效果的作用，但研究上相对缺乏实证数据方面的支持。同时，也有部分研究重视人格和锻炼效果间的关系，李忠权(2010)和吴蔚等(2002)的研究认为人格特质对情绪或情绪调节策略有重要影响。另外，周林(2005)研究认为锻炼取向也对锻炼效果构成影响。可见目前对于影响体育锻炼产生情绪效益的原因，特别是人格和动机因素在体育锻炼产生情绪效益中的作用尚缺乏了解(姚安全，2011；杨剑，崔红霞，陈福亮，2013)。
有鉴于此，本研究以体育锻炼的情绪效益为切入点，采用问卷调查法，以大学生和中学生为研究对象，调查分析体育锻炼与情绪效益之间的关系，考察体育锻炼促进其情绪效益改变并最终提高学生心理健康水平的影响因素，以丰富体育锻炼情绪效益的理论，为体育锻炼情绪效益的深入研究提供实证支持，为体育教育部门制定体育锻炼促进学生心理健康发展的相关决策提供参考依据。
2 方法
2.1 被试
采用整群随机抽样方法，选取北京市多所高校及中学的学生作为研究对象。其中，大学生773人，包括男生423、女生350人；中学生285人，包括男生118人、女生167人。总计1058人，男生为541人，女生为517人。
2.2 研究工具
2.2.1 简式大五人格量表
简式大五人格量表，即BF-10(Rammstedt &John，2007)，系由Beatrice Rammstedt与John所编制。它是在已有BF-44量表的基础上进行简化而得到的。该量表共包括五个维度，即外向性(Extaversion)、随和性(Agreeableness)、尽责性(Conscientiousness)、情绪稳定性(Neuroticism)以及开放性(Openness)。每个维度包括两个项目，共10个项目的人格量表。评分标准采用Likert 5点计分，1为“完全不同意”，5为“完全同意”。该研究选用姜媛(2014)修订的简式大五人格量表，问卷结构效度各项拟合指标为GFI=0.998，AGFI=0.991，IFI=0.99 1，TLI=0.977，CFI=0.991，RMSEA=0.022。各项指标均符合心理测量学指标。总问卷的α系数等于0.913，分量表α系数介于0.822-0.904之间，其中，外向性α系数等于0.855；随和性α系数等于0.873：尽责性(1系数等于0.861；情绪稳定性α系数等于0.904：开放性α系数等于0.822；重测信度为0.815。
2.2.2 锻炼动机简化量表
锻炼动机简化量表是陈善平等(2013)基于MPAM-R所编制的简化版量表，其中包括健康、外貌、乐趣、能力与社交五个子维度，每个维度3个项目，共15个项目。评分标准以Likert 5点计分，1为“非常不强烈”，5为“非常强烈”，得分越高表示动机水平越高。问卷结构效度各项拟合指标为IFI=0.713，CFI=0.963，NFI=0.960，NNFI=0.955，EIFI=0.963，RMSEA=0.0801，SRMR=0.0685。各项指标均符合心理测量学指标。总问卷的仪系数为0，737。其中，健康分量表的α系数为0.750，外貌分量表的α系数为0.806，乐趣分量表的α系数为0.725，能力分量表的α系数为0.733和社交分量表的仪系数为0.899。 (姜媛 张力为 毛志雄)
关键词 体育锻炼，情绪效益，人格，锻炼动机。
分类号 G804.8
1 问题提出
锻炼心理学对于体育锻炼与心理健康的关系研究，主要以心理健康的情绪维度为核心，这不仅因为情绪在心理健康中所占据的核心地位，更重要的是因为它是身体活动或身体锻炼所能体现的最直观的心理效益，大量研究表明，长期身体锻炼与短期身体活动都能产生良好的情绪效益，体育锻炼的情绪效益是锻炼心理学研究的重点和热点。
已有研究表明，身体锻炼具有降低消极情绪并提高积极情绪的作用(Tuson，Sinyor，& Pelletier，1995)。经常参加体育锻炼对于大学生紧张、恐惧、焦虑等不良情绪具有明显的缓解作用(董玉福，2004)。研究显示，身体锻炼可以改善心境状态(Thayer，1987；Weinberg，Jackson & Kolodny，1988；Roth，1989)。身体锻炼可以有效地改善参与者的心境状态，使积极情绪增加并减少消极情绪(赵国明，2005)。身体锻炼可以使焦虑水平下降(Bahrke &Morgan，1978)。身体锻炼可以减少应激和紧张水平，并且，身体锻炼对焦虑、抑郁症状的改善具有积极作用(张力为，毛志雄，2003)。经常参加体育锻炼的大学生的抑郁、焦虑水平明显低于不经常参加体育锻炼的大学生(吴限，2010)。长期锻炼对焦虑、抑郁具有长期稳定的缓解作用(Berger &Owen，1989；bteptoe & Cox，1988；Bosscher，1991；Martinsen，Hoffart，& Solberg，1989；Morgan &Goldston，1987)。总之，体育锻炼能够使个体保持良好的心境，产生良好的情绪体验，降低焦虑水平，对抑郁有治疗作用，从而对人的心理健康有积极意义(刘中玉，2007)。
虽然，国内外对于体育锻炼情绪效益的研究，无论是从研究的内容和视角，还是从研究的数量和类型来看，已成为锻炼心理学研究的重要内容，但文献分析表明现有关于体育锻炼情绪效益的研究主要是考察锻炼如何改进情绪效益和身心健康，而个体原有的人格特质、动机水平和锻炼取向目前有研究认为对锻炼的情绪效益或身心健康同样有着不可忽视的重要作用。薛锋(2010)关于“大学生运动动机与锻炼行为的关系一自我决定理论的视角”：翟一飞(2007)关于“锻炼心理学中动机理论一自我决定理论的新进展”等研究已开始从动机理论特别是动机的自我决定理论方面关注动机对锻炼行为或效果的作用，但研究上相对缺乏实证数据方面的支持。同时，也有部分研究重视人格和锻炼效果间的关系，李忠权(2010)和吴蔚等(2002)的研究认为人格特质对情绪或情绪调节策略有重要影响。另外，周林(2005)研究认为锻炼取向也对锻炼效果构成影响。可见目前对于影响体育锻炼产生情绪效益的原因，特别是人格和动机因素在体育锻炼产生情绪效益中的作用尚缺乏了解(姚安全，2011；杨剑，崔红霞，陈福亮，2013)。
有鉴于此，本研究以体育锻炼的情绪效益为切入点，采用问卷调查法，以大学生和中学生为研究对象，调查分析体育锻炼与情绪效益之间的关系，考察体育锻炼促进其情绪效益改变并最终提高学生心理健康水平的影响因素，以丰富体育锻炼情绪效益的理论，为体育锻炼情绪效益的深入研究提供实证支持，为体育教育部门制定体育锻炼促进学生心理健康发展的相关决策提供参考依据。
2 方法
2.1 被试
采用整群随机抽样方法，选取北京市多所高校及中学的学生作为研究对象。其中，大学生773人，包括男生423、女生350人；中学生285人，包括男生118人、女生167人。总计1058人，男生为541人，女生为517人。
2.2 研究工具
2.2.1 简式大五人格量表
简式大五人格量表，即BF-10(Rammstedt &John，2007)，系由Beatrice Rammstedt与John所编制。它是在已有BF-44量表的基础上进行简化而得到的。该量表共包括五个维度，即外向性(Extaversion)、随和性(Agreeableness)、尽责性(Conscientiousness)、情绪稳定性(Neuroticism)以及开放性(Openness)。每个维度包括两个项目，共10个项目的人格量表。评分标准采用Likert 5点计分，1为“完全不同意”，5为“完全同意”。该研究选用姜媛(2014)修订的简式大五人格量表，问卷结构效度各项拟合指标为GFI=0.998，AGFI=0.991，IFI=0.99 1，TLI=0.977，CFI=0.991，RMSEA=0.022。各项指标均符合心理测量学指标。总问卷的α系数等于0.913，分量表α系数介于0.822-0.904之间，其中，外向性α系数等于0.855；随和性α系数等于0.873：尽责性(1系数等于0.861；情绪稳定性α系数等于0.904：开放性α系数等于0.822；重测信度为0.815。
2.2.2 锻炼动机简化量表
锻炼动机简化量表是陈善平等(2013)基于MPAM-R所编制的简化版量表，其中包括健康、外貌、乐趣、能力与社交五个子维度，每个维度3个项目，共15个项目。评分标准以Likert 5点计分，1为“非常不强烈”，5为“非常强烈”，得分越高表示动机水平越高。问卷结构效度各项拟合指标为IFI=0.713，CFI=0.963，NFI=0.960，NNFI=0.955，EIFI=0.963，RMSEA=0.0801，SRMR=0.0685。各项指标均符合心理测量学指标。总问卷的仪系数为0，737。其中，健康分量表的α系数为0.750，外貌分量表的α系数为0.806，乐趣分量表的α系数为0.725，能力分量表的α系数为0.733和社交分量表的仪系数为0.899。 (姜媛 张力为 毛志雄)