健身气功·易筋经对大学生心境影响的回归分析

段忠阳 杨小芳 李伟 唐宏 刘洁



健身气功·易筋经对大学生心境影响的回归分析

段忠阳 杨小芳 李伟 唐宏 刘洁

采用现场研究方法，对分层整群取样的439名被试进行12周健身气功锻炼的干预研究；使用分层回归分析的方法，观测健身气功对大学生心境的影响。研究结果显示：(1)性别对大学生的心境无显著影响；专业对大学生的心境有显著影响；(2)干预前的心境对干预后的心境有显著的预测力(p0.0005)；(3)健身气功锻炼对大学生的心境有积极影响，但未达到显著水平。研究结论：每周1次的健身气功·易筋经锻炼对大学生的心境有积极影响，但未达到显著程度。

锻炼心理；健身气功；心境；回归分析

心境是人在一个相当长的时间内持续存在的某种情绪状态。它持续而微弱、稳定而弥散，使整个人都处于这种情绪状态中[1]。积极的心境有助于克服困难、提高效率；消极的心境具有相反的效果。有关体育运动与心境的具体研究发现，体育活动能有效改善人的心境[2-8]，不同强度[9]、不同的锻炼坚持时间[10、11]对大学生的心境有不同的影响。在已有研究的基础上，本研究着重探讨健身气功的锻炼对大学生心境的影响。

1. 研究方法

1.1 研究对象

本研究采用分层整群取样，从某大学一年级抽取14个不同专业的班级，共453名学生作为被试。在实验前后分别收集数据，共发放453份问卷，回收有效问卷439份，回收有效率为96.9%。其中，男生216人(49.2%)，女生233人(53.07%)；医学类238人(54.21%)，非医学类201人(45.79%)。

1.2 研究工具

1.2.1 身体锻炼等级量表

采用梁德清等人编制的锻炼等级量表[12]，对健身气功的锻炼情况进行量化处理。该量表由日本心理学者桥本公雄制定，武汉体育学院运动心理学系梁德清等人修订，从身体锻炼的强度、一次锻炼的时间及锻炼的频率三个方面来考察身体锻炼量，并以身体锻炼量来衡量身体锻炼参与的水平。

1.2.2 简式心境量表(POMS)

采用祝蓓里(1995)[13]修订的简式心境量表(POMS)[14]。该量表采用Likert 5点评分，从1为“几乎没有”到5为“非常多”。心境的计算公式是:消极的情绪分(“紧张”、“压抑”、“愤怒”、“疲劳”和“慌乱”分之和)减去积极的情绪分(“精力”和“与自尊有关的情绪”分之和)，加上一个常数(100)。情绪纷乱总估价(TMD)分数越高，表明更有消极的情绪状态。

1.3 实验设计

采用现场研究的方法，安排分层整群取样的14个班级均进行健身气功的课堂锻炼。被试体育课每周练习1次，每次健身气功练习60分钟，练习强度为中等，练习时间跨度为12周。被试课余的健身气功锻炼，根据其每周锻炼的频率、每次锻炼的时间、每次锻炼的强度，计算到总的健身气功锻炼量中，以便反映现场研究中，实际的锻炼量。研究的因变量为心境的得分。

1.4 施测与数据处理

以各专业班级为单位进行团体施测，施测前征得任课体育教师的知情同意。主试是本课题组成员中具有专业背景的高校教师。问卷为匿名填答，调查前向被试说明问卷内容严格保密，所得资料仅做科学研究之用，要求被试根据指导语，认真、独立作答。被试完成全部问卷约需10分钟，所有问卷当场回收。采用SPSS20.0对数据进行分析，统计方法包括描述统计、相关分析和层次回归分析。

2. 研究结果及分析

2.1 描述性统计结果

采用Spearman相关分析考察了心境前测、健身气功的锻炼量与心境后测的相关系数，见表1。

锻炼量与心境后测在0.01的水平上显著负相关；心境前测与心境后测在0.01的水平上显著正相关。研究变量之间的显著相关，为后续的数据分析提供了前提条件。在回归分析前，将性别、专业设置为虚拟变量，男性为1，女性为0；医学类为1，非医学类为0。

表1 各变量的平均数、标准差和相关系数(n=439)

注: *** P﹤0.001; ** P﹤0.01; * P﹤0.05,下表同

2.2 健身气功对大学生心境的影响

为了检验健身气功是否对心境产生影响，本研究在相关分析的基础上，以后测的心境为因变量，以健身气功的锻炼量为自变量，采用分层回归分析来进一步考察健身气功对大学生心境的影响。对样本进行分层回归分析：第一层变量为控制变量：性别、专业、前测的心境；第二层变量为去中心化后的自变量：健身气功的锻炼量。

在控制变量与因变量的选择上，本研究未将心境前测后测得分的差值作为因变量，而是采用了控制第一次数据而将第二次数据作为因变量的方法，这种方法适合采用OLS(普通最小二乘法)回归分析对数据的要求，而且已被Robinson等人(1994)[15、16]在追踪研究心理契约时所采纳并推荐[17]。

如表2所示，在控制了性别、专业和前测的心境后，健身气功锻炼量对后测的心境有负向预测作用(β=-0.072，P=0.084)；上述4因素对后测的心境总的解释率为29.6%。本研究结果支持了关于体育锻炼能改善心境[2-11,18]、体育锻炼有利于情感平衡[19]的已有研究。

表2 健身气功锻炼量对心境影响的分层回归分析

3. 讨论

3.1 性别、专业及前测的心境对后测的心境的影响

本研究结果显示：①性别对大学生的情绪纷乱总估价(TMD)无显著影响。②专业对大学生的情绪纷乱总估价(TMD)有显著影响，医学类的大学生心境状况更差(非医学类的心境为118.12±14.329，医学类为128.73±16.588，F =46.488,P0.000520]，偏η2=0.094)。至于是哪些因素影响了不同专业大学生心境的差异，本课题未做进一步的研究。③前测心境对后测心境的回归系数具有显著性(P0.0005)。这一结果，一方面符合朱智贤等人(1989)[1]对心境具有持续性、相对稳定性的定义，另一方面也验证了心境与稳定的心理因素……人格特征相关的研究[21、22]。

3.2 健身气功锻炼量对后测的心境的影响

本研究的健身气功锻炼对心境有负向预测力，但未达到显著水平。提示健身气功的锻炼对心境(情绪纷乱总估价)有一定的缓解作用。根据情绪具身观的理论，情绪是包括大脑在内的身体的情绪，身体的活动方式和运动体验决定了我们怎样加工情绪[23]。健身气功的锻炼作为舒缓的身体活动方式，决定了被试以平和的心态加工情绪，从而有利于对心境(情绪纷乱总估价)起到抑制、缓解的作用，表现为健身气功锻炼量与心境的负向关系。已有的研究发现，体育活动能有效改善人的心境[2-8]，不同强度[9]、不同的锻炼坚持时间[10、11]对大学生的心境有不同的影响。本研究的锻炼量(每周1次，每次60分钟，中等强度)对心境的负向预测未达到显著水平，是否是因为锻炼量未达到必要的剂量，有待进一步的研究验证。但已有的关于其他健身气功的研究显示，当锻炼量达到一定程度时，具有积极的锻炼效果[4,10,,24]。

4. 结论

综上所述，本研究得出以下结论：①性别对大学生的心境(情绪纷乱总分)无显著影响；专业对大学生的心境有显著影响，医学专业比非医学专业心境更差。②心境具有跨时间的相对稳定性。③健身气功对大学生的心境有积极影响，但未达到显著水平。

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江西省教育科学“十二五”规划项目(项目编号：11YB049)；教育部人文社科规划项目(项目编号：12YJA190017)。

段忠阳，江西理工大学应用科学学院;杨小芳，江西理工大学应用科学学院； 李 伟，赣南医学院；唐 宏，赣南医学院；刘 洁，赣南师范学院。

10.16730/j.cnki.61-1019/g8.2016.02.064