郭 健

（遼寧工業(yè)大學(xué) 體育部，遼寧 錦州 121001）

休閑體育活動(dòng) （Leisure Time Physical Activity， 簡稱LTPA）是學(xué)校體育的重要組成部分，對增強(qiáng)學(xué)生體質(zhì)、培養(yǎng)學(xué)生終身體育意識、能力和習(xí)慣有著極其重要的作用［1］。 而研究發(fā)現(xiàn)隨著年齡的增長，尤其是青少年和年輕人，大量的休閑時(shí)間被電腦、手機(jī)等電子產(chǎn)品所取代，其LTPA 行為大幅下降［2］；流行病學(xué)證據(jù)也表明，從高中到大學(xué)，學(xué)生們的LTPA 水平有所下降，且不足以改善健康狀況［3］；教育部2020 年全國學(xué)生體質(zhì)健康抽測復(fù)核數(shù)據(jù)顯示， 大學(xué)生體質(zhì)健康 “不及格率” 約為30.0%，遠(yuǎn)高于中小學(xué)生［4］。 因此，有必要對大學(xué)生參與LTPA意愿及行為的影響因素展開研究， 這將有助于相關(guān)部門制定針對性的干預(yù)措施以改善大學(xué)生的體育活動(dòng)行為。

計(jì)劃行為理論（the Theory of Planned Behavior 簡稱TPB）是健康行為研究中使用最為廣泛的理論之一， 也是預(yù)測體育活動(dòng)行為最為成功的理論模型。在TPB 框架中，意愿被認(rèn)為是行為的最直接的決定因素， 而意愿是由行為態(tài)度（Attitude，ATT）、主觀規(guī)范（Subjective Norm，SN）和感知行為控制（Perceived Behavioral Control，PBC）3 個(gè)因素直接決定的。 此外，TPB 還假設(shè)PBC 可以直接對行為產(chǎn)生影響。 據(jù)一項(xiàng)薈萃分析顯示TPB 可以解釋鍛煉意愿44.3%的變異以及鍛煉行為13.9%的變異［5］，可見TPB 對鍛煉意愿和鍛煉行為具有較高的解釋力， 因此本研究運(yùn)用TPB 框架來研究大學(xué)生LTPA 行為及意愿的影響因素。

目前， 國內(nèi)有諸多文獻(xiàn)將TPB 運(yùn)用于大學(xué)生鍛煉行為之中， 但均是將大學(xué)生體育鍛煉的意愿和行為作為連續(xù)變量展開研究，運(yùn)用的統(tǒng)計(jì)方法為多元線性回歸模型［6］或結(jié)構(gòu)方程模型［7-8］，其研究結(jié)果盡管可以定量地展現(xiàn)大學(xué)生鍛煉意愿和行為與ATT、SN 和PBC 間的線性依存關(guān)系， 但無法得知自變量對因變量影響的概率大小。 而運(yùn)用二元logistic 回歸模型，將大學(xué)生體育鍛煉的意愿（高或低）和行為（活躍或不活躍）作為二分類變量來進(jìn)行研究， 則可以很好地展現(xiàn)自變量對因變量影響的概率變化， 也可在實(shí)踐中針對低鍛煉意愿和低活躍的學(xué)生制定有效的干預(yù)措施，因此本文將運(yùn)用二元logistic 回歸模型作為主要的統(tǒng)計(jì)方法。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

將遼寧省6 所高校作為調(diào)查單位， 調(diào)查對象均為全日制大一和大二學(xué)生， 由體育老師在上課時(shí)發(fā)放調(diào)查問卷并現(xiàn)場回收問卷。 分兩次發(fā)放調(diào)查問卷，第一次主要調(diào)查學(xué)生的鍛煉ATT、SN、PBC 和鍛煉意愿等內(nèi)容， 間隔一周后調(diào)查學(xué)生的休閑時(shí)間體育鍛煉行為。 共發(fā)放問卷1 936 份， 剔除無效問卷后，共回收問卷1 592 份，有效問卷回收率為82.23%，其中大一學(xué)生738 人（46.36%），大二學(xué)生854 人（53.64%），男生960人（60.3%），女 生632 人（39.7%），平 均 年 齡 為19.42（SD=±0.81）歲。

1.2 調(diào)查工具

根據(jù)Ajzen 關(guān)于TPB 預(yù)測變量的概念和測量方法的要求編制調(diào)查量表［9］，量表中的各條目均采用7 分Likert 量表進(jìn)行評估， 本研究中TPB 分量表的Cronbach α 系數(shù)在0.74～0.95之間，均可以接受。

ATT 的測量主要包括5 個(gè)條目， 主要內(nèi)容為：“在接下來的一周的空閑時(shí)間（課外）里，在校園中每周至少進(jìn)行3 次每次30min 以上的體育活動(dòng)，對我來說是……”1）不愉快-愉快；2）不享受-享受；3）枯燥-有趣；4）無用-有用；5）不重要-重要。范圍從1 分（非常不同意）到7 分（非常同意）；該分量表的Cronbach α 系數(shù)為0.95。

SN 的測量主要包括3 個(gè)條目：“對我重要的人 （如父母、朋友等）支持我/贊成我/認(rèn)為我應(yīng)該在接下來的一周的空閑時(shí)間（課外）里，在校園中每周至少進(jìn)行3 次每次30min 以上的體育活動(dòng)”。 范圍從1 分（非常不同意）到7 分（非常同意）；該分量表的Cronbach α 系數(shù)為0.83。

PBC 的測量主要包括3 個(gè)條目：1） 對你而言，“在接下來的一周的空閑時(shí)間（課外）里，在校園中每周至少進(jìn)行3 次每次30min 以上的體育活動(dòng)，將是？”范圍從1 分（極其困難）到7分（極其容易）；2）你對“在接下來的一周的空閑時(shí)間（課外）里，在校園中每周至少進(jìn)行3 次每次30min 以上的體育活動(dòng)”的控制力有多大？ 范圍從1 分（非常弱）到7 分（非常強(qiáng)）；3）你有多大的信心“在接下來的一周的空閑時(shí)間（課外）里，在校園中每周至少進(jìn)行3 次每次30min 以上的體育活動(dòng)”？ 范圍從1分（完全不自信）到7 分（非常自信）；該分量表的Cronbach α系數(shù)為0.74。

LTPA 意愿由3 個(gè)條目測量：“我計(jì)劃/打算/決心在接下來的一周的空閑時(shí)間（課外）里，在校園中每周至少進(jìn)行3 次每次30min 以上的體育活動(dòng)”，范圍從1 分（非常不同意）到7 分（非常同意）；該分量表的Cronbach α 系數(shù)為0.92。

使用Godin 和Shephard 編制的Godin 休閑時(shí)間運(yùn)動(dòng)問卷［10］對大學(xué)生LTPA 行為進(jìn)行了測量。 該問卷設(shè)計(jì)簡短可靠，且易于快速完成，已被廣泛用于測量大學(xué)生的LTPA 行為［11-12］。 該量表要求參與者回憶過去7 天的LTPA 行為：“在過去7 天 （即上一周） 的空閑時(shí)間， 你平均做了多少次超過30min 的輕度/中度/劇烈的體育鍛煉？ ”。 根據(jù)Amireault 和Godin 的研究， 用以下公式計(jì)算中度-劇烈休閑得分指數(shù)（Leisure Score Index，簡稱LSI），中度-劇烈LSI=（中等LTPA頻率×5）+（劇烈LTPA 頻率×9）， 其中LSI≥24 的人被歸類為活躍人群；LSI≤23 的人被歸類為不活動(dòng)人群［13］。

此外，前人研究［11］表明性別和BMI 會對大學(xué)生的鍛煉行為及意愿產(chǎn)生顯著性影響， 因此在問卷中同時(shí)調(diào)查了被試者的性別、身高和體重，其中BMI=體重/身高2（kg·m-2）。

1.3 數(shù)據(jù)分析

利用SPSS19.0 統(tǒng)計(jì)分析軟件對有效數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先利用交叉表和百分比卡方檢驗(yàn)來驗(yàn)證混雜變量 （性別和BMI）與LTPA 意愿（高或低）及LTPA 行為（活躍或不活躍）間的顯著差異性； 然后將具有顯著差異性的混雜變量納入二元logistic 回歸模型中，連同TPB 的結(jié)構(gòu)變量（ATT、SN 和PBC），一起檢驗(yàn)與LTPA 意愿（高或低）和LTPA 行為（活躍或不活躍）的關(guān)系。

2 研究結(jié)果

2.1 大學(xué)生參與LTPA 意愿的影響因素分析

2.1.1 性別、BMI 與LTPA 意愿的相關(guān)分析

為了創(chuàng)建意愿二分類變量，根據(jù)Beville 等人［11］的做法，將意愿匯總分的中位數(shù)作為LTPA 高、低意愿的臨界值。 我們對意愿子量表進(jìn)行了匯總，總分的范圍是3 到21，現(xiàn)將等于或小于12 的分?jǐn)?shù)歸類為低意愿， 等于或大于13 的分?jǐn)?shù)歸類為高意愿，其中高意愿組為758 人占47.61%，低意愿組為834 人占52.39%。

用卡方檢驗(yàn)來驗(yàn)證性別、BMI 分類與LTPA 意愿間是否有顯著性差異。 由表1 可知，性別與LTPA 意愿的Pearson 卡方值為47.103，p＜0.001，說明不同性別學(xué)生的LTPA 意愿存在顯著性差異；BMI 與LTPA 意愿進(jìn)行卡方檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，Pearson 卡方值為0.571，p＞0.05， 說明不同BMI 組別學(xué)生的LTPA 意愿間并不存在顯著性差異。

2.1.2 logistic 回歸分析TPB 結(jié)構(gòu)變量與LTPA 意愿的關(guān)系

采用二元logistic 回歸模型分析TPB 結(jié)構(gòu)變量與LTPA意愿之間的關(guān)系，將LTPA 意愿（高意愿和低意愿）作為因變量，其中高意愿賦值為1，低意愿賦值為0。 將性別作為混雜變量與ATT、SN 和PBC 一起納入logistic 回歸模型中，使用向后條件參數(shù)估計(jì)似然比檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)后沒有排除的變量，因此將所有變量納入回歸方程。

通過二元logistic 回歸模型統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示， 模型Hosmer and Lemeshow Test 檢驗(yàn)的p=0.322>0.05， 說明模型與數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度較高；該模型中的R2估計(jì)值從0.458（Cox & Snell）到0.611（Nagelkerke），即該模型可以解釋大學(xué)生LTPA 意愿的45.8%到61.1%的差異變化；由表2 可知，在這個(gè)logistic 回歸模型中， 性別并不會對LTPA 意愿產(chǎn)生顯著性影響 （p=0.095＞0.05）；ATT、SN 和PBC 均對LTPA 意愿產(chǎn)生顯著正向影響，其回歸系數(shù)分別為0.574、0.270 和0.787（p<0.001），其OR值分別為1.776、1.310 和2.197。

2.2 大學(xué)生LTPA 行為的影響因素分析

2.2.1 性別、BMI 與LTPA 行為的相關(guān)分析

用卡方檢驗(yàn)來驗(yàn)證性別、BMI 分類與LTPA 間是否具有顯著性差異， 由表3 可知Pearson 卡方值分別為56.624 （p＜0.001）和9.263（p=0.026＜0.05），說明不同性別和不同BMI 組別學(xué)生的LTPA 均存在顯著性差異。

2.2.2 logistic 回歸分析TPB 結(jié)構(gòu)變量與LTPA 行為的關(guān)系

為了創(chuàng)建LTPA 行為分類變量， 根據(jù)Amireault 和Godin的研究［13］將LSI≥24 的學(xué)生歸類為活躍人群，將LSI≤23 的學(xué)生歸類為不活躍人群，其中活躍人數(shù)為1 182 人占74.25%，不活躍人數(shù)為410 人占25.75%。

在進(jìn)行二元logistic 回歸方程時(shí)，將LTPA 行為（活躍和不活躍）作為因變量，其中活躍人群賦值為1，不活躍人群賦值為0。 將性別和BMI 作為混雜變量與ATT、SN 和PBC 一起納入logistic 回歸模型中，使用向后條件參數(shù)估計(jì)似然比檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)后并沒有排除的變量，因此將所有變量納入回歸方程。

二元logistic 回歸分析結(jié)果顯示，Hosmer and Lemeshow Test 檢驗(yàn)的p 值為0.415 大于0.05，說明模型與數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度較高，該模型中的R2估計(jì)值從0.184（Cox & Snell）到0.271（Nagelkerke），說明該模型可以解釋大學(xué)生LTPA 活躍程度的18.4%到27.1%的變化。具體來說，在這個(gè)logistic 回歸模型中，性別對LTPA 行為產(chǎn)生顯著性正向影響， 其回歸系數(shù)為0.43（p=0.002＜0.01），OR 值為1.538， 即男生LTPA 的活躍程度是女生的1.538 倍；在BMI 方面，僅正常體重組與肥胖組有顯著性差異，正常體重組的回歸系數(shù)為0.782（p=0.001＜0.01），OR值為2.185， 即正常組LTPA 活躍程度是肥胖組的2.185 倍；ATT 和SN 并不會對LTPA 行為產(chǎn)生顯著性影響 （p 值分別為0.673 和0.396， 均大于0.05），PBC 和意愿均對LTPA 行為產(chǎn)生顯著的正向影響， 其回歸系數(shù)分別為0.472 （p＜0.001）和0.259（p＜0.001），OR 值分別為1.604 和1.296。

表1 不同性別及不同BMI 組別與LTPA 意愿的卡方檢驗(yàn)表

表2 大學(xué)生LTPA 意愿影響因素的Logistic 回歸分析結(jié)果

表3 不同性別及不同BMI 組別與LTPA 的卡方檢驗(yàn)表

3 討論

表4 大學(xué)生LTPA 行為影響因素的Logistic 回歸分析結(jié)果

3.1 大學(xué)生參與LTPA 意愿的影響因素

在大學(xué)生參與LTPA 意愿方面， 傳統(tǒng)觀點(diǎn)可能認(rèn)為男生的意愿要高于女生，但本研究結(jié)果顯示，男生和女生參與LTPA 的意愿間并無顯著性差異。 其原因可能是女生雖然生性溫柔好靜， 但更注重以體育鍛煉的方式來提高自己的外在身體形象， 并更能深刻地意識到鍛煉所帶來的精神及身體上的健康效益［14］，因此導(dǎo)致女生參與LTPA 的意愿與男生并無顯著性差異。

本研究結(jié)果顯示，ATT、SN 和PBC 均對LTPA 意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，在其他條件不變的情況下，ATT、SN 和PBC 得分每增加一個(gè)單位， 大學(xué)生參與LTPA 由低意愿轉(zhuǎn)換為高意愿的概率就分別增加1.776 倍、1.310 倍和2.197 倍， 由此可見，提高大學(xué)生對LTPA 益處的認(rèn)知水平、增加重要他人的社會壓力及培養(yǎng)學(xué)生的運(yùn)動(dòng)技能、 提供學(xué)生參與LTPA 的機(jī)會等均會提高大學(xué)生參與LTPA 的意愿。

盡管ATT、SN 和PBC 均對大學(xué)生參與LTPA 的意愿產(chǎn)生正向影響，但SN 相較于ATT 和PBC，其影響力最弱，有學(xué)者［8，15］認(rèn)為這是由SN 本身的結(jié)構(gòu)造成的。SN 主要包含指令性規(guī)范（injunctive norms）和描述性規(guī)范（descriptive norms），不同類型的社會規(guī)范在人們行為中發(fā)揮著不同的作用： 指令性規(guī)范對社會行為（如戒煙、安全駕駛等行為）意愿的影響力要優(yōu)于描述性規(guī)范；而描述性規(guī)范對個(gè)體的行為（如鍛煉、健康飲食等行為）意愿的影響則更高［16］。 許昭等人［8］的研究結(jié)果也表明， 描述性規(guī)范相較于指令性規(guī)范對大學(xué)生鍛煉意愿的影響也更高。由于TPB 著重測量的是指令性規(guī)范，因此在未來對大學(xué)生鍛煉意愿的研究中應(yīng)著重于描述性規(guī)范的測量， 以提高SN 的影響力；此外，由于大學(xué)生的獨(dú)立意識更強(qiáng)，很少會受到重要他人的社會壓力， 這也影響了SN 對LTPA 意愿的影響力。

因此，在針對LTPA 低意愿的學(xué)生進(jìn)行干預(yù)時(shí)，體育工作者應(yīng)著重于ATT 和PBC 水平的提高，即通過宣傳、講座及校園體育文化等形式提高他們對體育鍛煉益處的認(rèn)知水平，并著重對他們進(jìn)行基本運(yùn)動(dòng)技能的培養(yǎng)， 開展豐富多彩的課外體育活動(dòng)， 增加他們參加體育鍛煉的機(jī)會， 以培養(yǎng)他們參與LTPA 的信心和興趣，從而達(dá)到提高參與LTPA 意愿的目的。

3.2 大學(xué)生LTPA 行為的影響因素

盡管男生和女生在LTPA 意愿方面并沒有顯著性差異，但是在LTPA 行為方面， 男生LTPA 的活躍程度是女生的1.538 倍，這說明女生在將LTPA 意愿轉(zhuǎn)化為行為方面，感受到了比男生更多的障礙，如：有研究顯示［17］，體育運(yùn)動(dòng)產(chǎn)生的體力消耗是導(dǎo)致女生不參與運(yùn)動(dòng)的最大障礙； 當(dāng)體育運(yùn)動(dòng)與工作學(xué)習(xí)有沖突時(shí)， 女生更容易把體育運(yùn)動(dòng)放在不太重要的位置等。 因此，未來有必要針對如何有效幫助女生消除LTPA意愿向行為轉(zhuǎn)換的障礙展開研究， 以提高女生參與LTPA 的活躍度。

BMI 對LTPA 行為的影響方面，本研究發(fā)現(xiàn)正常組LTPA活躍程度是肥胖組的2.185 倍，其他組與肥胖組間并無顯著性差異。 肥胖學(xué)生一直以來都是大學(xué)校園中LTPA 不活躍人群的重要組成部分，盡管肥胖與遺傳、不良飲食及學(xué)業(yè)壓力等因素有關(guān)， 但增加LTPA 特別是避免久坐不動(dòng)的生活方式是預(yù)防肥胖的最重要因素［18］，Petersen 等人［19］的研究也顯示，LTPA與肥胖間具有顯著的負(fù)相關(guān)，LTPA 越多則肥胖的概率就越低。 因此， 高校體育工作者有必要關(guān)注肥胖學(xué)生的LTPA 情況，并制定有針對性的監(jiān)控和干預(yù)措施，如：通過手機(jī)APP 等新媒體技術(shù)手段來監(jiān)控及提高其LTPA 水平等。

本研究結(jié)果顯示， 意愿和PBC 會對LTPA 行為的活躍程度產(chǎn)生顯著的正向影響，在其他條件不變的情況下，PBC 和意愿分別增加一個(gè)單位， 大學(xué)生LTPA 活躍的概率將分別增加1.604 和1.296 倍； 而ATT 和SN 并不能對LTPA 行為產(chǎn)生直接影響， 這與TPB 假設(shè)一致。 但與理論不一致的是，PBC 對LTPA 行為的影響（β=0.472）要高于LTPA 意愿（β=0.259），其原因可能為：1）TPB 是在理性行為理論基礎(chǔ)上加入PBC 后擴(kuò)展而來，之所以加入PBC，其目的是用來預(yù)測不完全受意志控制的行為。 本研究中PBC 的影響要高于意愿，這說明大學(xué)生的LTPA 行為并不是完全受意志控制的行為，即LTPA 并非完全的理性行為［8，20］；2）Ajzen 和Fishbein［21］認(rèn)為，人們在實(shí)施行為意愿時(shí)如果遇到困難或障礙， 其意愿與行為間關(guān)系就會減弱，由于大學(xué)生活豐富多彩，大學(xué)生參加LTPA 行為的意愿和計(jì)劃極易受到課外活動(dòng)及學(xué)習(xí)壓力等因素的影響， 從而降低了LTPA 意愿對LTPA 行為的影響。 因此，針對LTPA 不活躍的學(xué)生， 體育工作者首先需要培養(yǎng)他們基本運(yùn)動(dòng)技能和傳授基本的體育知識， 以增加他們對體育運(yùn)動(dòng)的興趣和信心；其次，鼓勵(lì)他們從日常學(xué)習(xí)生活中進(jìn)行運(yùn)動(dòng)，如：步行上下課，邊跑步邊聽英語等，以克服課外運(yùn)動(dòng)的時(shí)間限制，增加參與LTPA 的機(jī)會；第三，提高學(xué)生關(guān)于長期體育鍛煉有益于身體健康、外在形象及學(xué)業(yè)成績的認(rèn)知，增強(qiáng)其進(jìn)行體育鍛煉的內(nèi)在動(dòng)機(jī)，并逐漸培養(yǎng)其運(yùn)動(dòng)習(xí)慣，以促進(jìn)其長期堅(jiān)持LTPA。

4 結(jié)論

1）性別和BMI 并不會對大學(xué)生參與LTPA 的意愿產(chǎn)生顯著性影響；但在LTPA 行為方面，男生LTPA 的活躍程度是女生的1.538 倍，BMI 正常組LTPA 活躍程度是肥胖組的2.185倍。

2）大學(xué)生參與LTPA 的ATT、SN 和PBC 均對大學(xué)生參與LTPA 的意愿產(chǎn)生顯著的正向影響；其中PBC 的影響最大，SN的影響最弱。 在其他條件不變的情況下，ATT、SN 和PBC 得分每增加一個(gè)單位， 大學(xué)生參與LTPA 由低意愿轉(zhuǎn)換為高意愿的概率就分別增加1.776 倍、1.310 倍和2.197 倍。

3）大學(xué)生參與LTPA 的意愿和PBC 均對LTPA 行為產(chǎn)生顯著的正向影響，其中PBC 的影響要高于意愿。 在其他條件不變的情況下，PBC 和意愿分別增加一個(gè)單位， 大學(xué)生LTPA活躍的概率將分別增加1.604 和1.296 倍。