大学生体育锻炼论文2篇文档格式.docx
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c、带课题、基金发表的文献效应值高;
d、体能项目锻炼，如慢跑等项目比表现、对抗项目干预效果好;
e、体育锻炼对大学生焦虑影响的效果各地区有差异;
f、效应值在各发布时间效应值异质性大。
1．1．3体育锻炼行为对焦虑影响的效应假设假设4:
基于（Wipfli，2008）研究结果，a、锻炼时间;
b、锻炼频率;
c、实验干预时间，各有一个值或范围对焦虑影响的效应值最大;
假设5:
中等运动量的体育锻炼对焦虑影响的效应值最大。
2研究方法2．1文献搜索主要从CNKI数据库（中国期刊网）、中国科技期刊数据库（维普期刊）、万方数据检索系统及互联网中进行中文文献搜索。
文献搜集分四步完成:
首先，搜索题目中包含“体育锻炼”和“焦虑”的文献，同时筛选出实证研究文献;
其次，搜索题目中包含“运动”和“焦虑”的文献，并且是以大学生为被试进行的研究;
第三，搜索题目中包含“运动量”或者“频率”或者“球”或者“舞蹈”和“焦虑”的文献，为调节效应分析做出分类处理;
第四，对文献数据归类，相关体育锻炼对焦虑影响的均数值、t值、F值、r值等进行一一识别，数据不全不纳入文献。
英文文献搜索相对简单，未发现以中国大学生被试进行的相关体育锻炼对焦虑影响的实证研究。
文献搜索的时间跨度从1995年1月到2013年4月底。
最终获得满足元分析标准的研究有30项，包括学术期刊论文（27篇）、博士论文（1篇）和硕士论文（2篇）。
30项研究共产生了59个独立样本的效应值，共包括5685名被试。
各独立样本的被试规模在12—698之间，满足元分析标准的最早研究出现在2000年。
2．2元分析的程序编码标准:
（1）研究被试必须是大学生人群;
（2）焦虑测量必须采用完整工具;
（3）相关变量包括:
性别、焦虑种类、区域特征、锻炼时间、频率、运动量、每次运动时间;
（4）文献研究方式必须是前后比较、实验组与干预组、调查中锻炼与非锻炼组比较。
编码过程:
效应值的产生以独立样本为单位，每个独立样本编码一次。
如果某文献包含多个独立样本，对应的也进行多次编码;
对于采用不同焦虑测量工具进行研究的独立样本，又遇到不同性别、不同研究方式，同样分别编码。
另外，由于本研究实际上存在着锻炼与非锻炼对焦虑影响的效应值和不同运动量或不锻炼对焦虑影响的两种效应值，因此编码是将其分别编码，出现三项重复编码，但是不影响整体效应和调节效应分别计算的效应值。
笔者采用由同一编码者在不同时段针对所有编码文献进行重新编码的方式进行一致性检验。
结果发现:
除个别数据有偏差外，其他没有差异，说明编码的一致性较高。
2．3统计分析本研究选用CMA2．0（ComprehensivemetaA-nalysis2．0）专业版软件进行元分析。
为了确保元分析结论的稳定性，首先使用失效安全数（FailsafeN）来计算发表偏倚。
将失效安全数过小的指标淘汰，不纳入进一步的元分析;
然后将每个测量指标数据中体育锻炼组是实验组，非锻炼组作为对照组。
由于本研究是对比实验组与干预组，因此选用标准化均数差作为效应值。
计算时运用估计值Hedgesd［14］，求出每个指标合并效应值的点估计值d及其95%的置信区间。
其计算公式如下:
其中Ne是实验组的样本量，Nc是控制组的样本量。
本文采用基于卡方分布的Q值计算效应值的异质性。
显著的异质性表明效应值不稳定，以及变量控制下效应值差异大。
为了说明异质性的特点，引入Tau2值和I2值进一步说明异质性。
d=（Ne－1）SeSe+（Ne－1）ScScNe+Ne槡－2效应值d的方差为:
S=Ne+NcNeNc+dd2（Ne+Nc槡）Tau2值说明随机效应模型中各个研究之间和亚组的方差。
大的Tau2能反应研究间真正差异的比重。
当研究数量少于五时，该值不准确，另外其值应该是对所有计算合并方差的估计;
I2统计值是过度分散占总分散的比率，或者说是研究间变异水平占总变异的百分比，也可以说明为置信区间解释总方差归因于协变量的重叠。
I2统计值小于等于25%表示解释率低，其值50%左右说明中度解释率，75%的值具有较高解释率［15］。
但具有相当影响力的《Cochrane系统评价手册》，则认为I2＞50%时则认为研究间存在异质性［16］。
运用CMA2．0软件进行统计可以得到固定模型和随机模型分析结果。
固定模型使用研究内的变异计算权重;
随机模型使用研究内和研究间变异计算权重。
究竟选择固定模型分析还是随机模型分析方法，取决于同质性检验结果。
当检验出的效应值是同质时，适合采用固定模型分析方法;
当检验出的效应值是异质时，通常有两种处理方式:
第一是删除极端效应值，直至达到同质再进行固定模型分析;
第二是采用考虑了研究内和研究间变异的随机模型分析［17］。
当效应值为异质时，本研究采用随机模型分析方法。
3研究结果3．1整体与亚组效应值分析笔者按照《Cochrane系统评价手册》元分析程序［16］，依据文献选择策略（见图1）最终纳入文献30篇［3，4，5，6，7，19—44］。
首先，对整体效应进行分析，总体效应值为－0．656（见表1），根据Cohens（1988）设置的标准均数差效应范围:
小（≤0．20）、中（0．50）、大（≥0．80）［18］。
本研究得出效应值为中等效应。
95%置信区间为－0．782，0．530，验证了假设1a。
发表偏倚的安全系数高，达到3614，说明此结论相对稳定，然而异质性大，Q值为296;
I2值为82．748，说明变异解释率为82．748%;
同时研究间的估计方差值Tau2值为0．212，进一步说明异质性明显。
因此采用随机效应模型进行亚组分析如下。
表1表明，体育锻炼对大学女生焦虑影响效应值比男生大，女生效应值－0．682达到中等效应值，男生－0．425未达到中等效应值;
在焦虑分类的相关研究中，特质焦虑与社会体格焦虑干预的效果最显著，达到了高度效应;
状态焦虑和用SCL-90测量的文献分析后的效应值最低分别是－0．505和－0．551，未达到中等效应。
用《情绪量表-T》测量的文献只有两篇，其合并效应值没有意思，但是可以纳入整个效应值中;
另外用SAS测量焦虑文献合并效应值最接近整体效应值，同时这类效应值数量仅为16，说明权重不大，但是能代表整体效应。
Q值最大的是对女生干预的效应值以及用STAI测量特质焦虑的文献，其中后者只有五个效应值，但是却出现Q值为119．74的异质性，研究间的估计方差Tau2达到0．696。
可见该亚组的各文献的效应值差异大。
从而假设1b得到验证。
3．2调节变量异质性分析表2显示，本研究根据实验和调查方式、随机选择研究对象与否，是否是发表和基金支持、区域特征等进行调节变量分析。
结果显示:
调查法组间比较、实验法组内比较、随机选择研究对象的文献、对抗性项目、华东和华中地区研究对象的效应值最接近整体效应值，发表与否的效应值区别不大;
带基金课题的文献、以体能训练为锻炼方式研究的文第2期金胜真:
体育锻炼对大学生焦虑情绪影响的元分析•69•献、研究对象为华南地区的文献异质性统计值非正常，说明其各效应值差异大。
因此，除假设2b，3a，3b外，其他假设2a、c、d，假设3c、d、e、f均得到验证。
3．3发布时间与锻炼行为连续数据的异质性分析对连续性数据采用meta回归分析，在图2至图5中显示:
发布年限在2008年、每次锻炼时间47．5分钟左右、每周训练三次、实验干预时间在75天左右异质性性最大，从而验证了假设4。
3．4锻炼行为效应值分析如表3中对体育锻炼运动量各维度焦虑情绪影响的12篇研究文献［45—57］总共4506人研究对象进行调节效应元分析。
锻炼时间4至9周、锻炼频率1至2次、每次锻炼时间1至2小时、中等运动量效应值最大。
这一结论验证了假设5。
4分析与讨论元分析结果充分证实了体育锻炼能显著降低大学生的焦虑水平。
随机模型的总效应值为－0．656，该值比以往国外相关元分析所得结果大;
VickiS等（2010）计算的效应值为－0．22［8］;
Wipfli等（2008）计算的效应值为－0．48［9］。
可能是由于纳入文献采用的标准不一样，如研究对象为大学生。
上述国外两篇相关研究没有限定研究对象年龄的纳入标准，可能促使体育锻炼对焦虑影响的效应值低。
也许可以表明中国文化背景下体育锻炼对大学生焦虑影响的有效性作用效果更为明显，或者说国内相关研究偏向于良性结果。
体育锻炼对男生比女生焦虑影响的效应值小，与国内很多研究结论吻合。
可能因为调查女生和男生体育场与频率或时间的基数不同造成的这个差异，同时也能说明为何假设2b未成立。
不同量表测量下各文献效应值差异大，其中通过STAI量表测量的特质焦虑效应值－1．074最高，值得特别说明的是经过SAS测量纳入研究的文献最多，其效应值为－0．600，与总体效应值最为接近，由此看来该结论比较稳定;
另外国内学者对SPAS量表测量的研究比较多，社会体格焦虑也是大学生最容易形成的焦虑，干预影响的效应值比较大，为－0．823。
进一步分析总效应值异质性，Q值为297．175。
通过亚组分析以及连续数量Meta回归分析发现异质性主要出现在实验法中组内比较、调查法中组间比较、发表过的文献、以华东地区大学生人群为研究对象的研究、2008年出现的相关文献、每次运动的时间40至47分钟得出的效应值。
未能证实假设2b:
实验组间比较效应值并非和总体效应值一样为中等效应，但本结论与同样采用实验组间比较的国外元分析（Wipfli2008）计算的效应值为－0．48［9］，结论一致。
与以往元分析不同的是本研究纳入发表和非发表文献计算出效应值没有显著差异，并且非发表的文献比发表的文献效应值大，从而不能验证本文假设3b，可能是因为本研究非发表的文献只纳入了硕士和博士论文，使其效应值与发表的文献同样都偏向于良性结论。
对体育锻炼运动量各维度焦虑情绪影响的12篇研究文献总共4506人研究对象进行调节效应元分析。
该研究结论与国内实证研究以及国外相关元分析结论基本相同。
本研究以体育锻炼和各运动量对焦虑影响为代表进行出版偏差的安全系数检验，发现安全系数都很大，没有发现出版偏差问题。
这表明研究结果是可靠的。
本研究结论与假设2b，3a，3b相反，说明国内相关研究不能完全参考国外相关元分析，必须考虑中外文化差异以及不同元分析不同的纳入标准。
本研究综合对国内关于体育锻炼对大学生焦虑影响的元分析以往相关实证研究，希望能对将来相关研究提供有用的信息和数据。
在元分析文献梳理过程中，还发现国内相关研究存在一些问题:
（1）在研究设计上，调查研究多于实证研究、组内设计比组间设计多。
在调查数据的收集上，较少有研究能克服共同方法论偏差;
（2）研究结果报告上，部分研究没有报告相关系数矩阵、有些研究对调查样本和程序描述不够具体、有些研究在报告相关系数时不够完整，要么只有维度层次没有整体层次，要么相反。
另外大多数研究偏向于良性结论。
以上问题不利于运用元分析方法从整体上准确把握体育锻炼干预效果，未来的实证研究应尽量克服。
总而言之，当前元分析对体育锻炼理论和大学生心理健康的研究和实践运用具有重要意义。
理论研究上，一方面，元分析结果提供了体育锻炼对焦虑情绪影响关系的数据。
这些数据和结果能为未来情绪干预研究提供引导;
另一方面，通过元分析，发现了值得未来实证研究设法避免和克服的一些问题。
实践运用上，研究表明体育锻炼对大学生焦虑情绪影响有不同程度的预测力。
这对于组织运用体育锻炼去改进提升并有效调节大学生心理健康具有重要启示意义，尤其是在当今心理健康问题突出的大学校园。
研究的不足:
（1）某些分析的样本较少，在这些分析基础上得出的任何结论都需谨慎。
只有满足了以更多实证研究作为支撑的条件，才能得出更科学的结论;
（2）很多潜在的研究问题不是一次元分析就可以解决的。
建立在专业知识基础上，感兴趣的研究者可以运用笔者元分析提供的数据，得出更有说服力的结论。
5结论当前元分析提供了体育锻炼对大学生焦虑影响的多个相关变量更为精确的估量。
整体上体育锻炼对大学生焦虑影响为有效性的效应值达到－0．656，而中等强度的运动量对大学生焦虑情绪干预效果最好达到了－0．850，体能项目如慢跑、快走比对抗性、表现性项目干预效果要好。
除此之外，体育锻炼的效果还与其他重要变量，如干预时间、每次运动时间、运动频率高度相关。
以上结果表明体育锻炼对大学生焦虑有较强的预测性。
相对于国外同类研究，本研究发现在元分析中研究设计、量表测量、地区效应、大学生人群上有更高的解释量，国内的相关研究偏向于良性结果。
将来的相关研究应该更加注重不同锻炼行为对焦虑情绪的影响，以及不同的焦虑类型需要的对应具体的调控手段从而取得更好效果。
第二篇一、引言对高校这样一个小范围进行调研得出的结论不可能完全适用于其他任何一个地方。
但是，正如费孝通先生在调研江村时所言:
这样的结论却可以用作假设，也可以作为在其他地方进行调查时的比较资料，是获得真正科学结论的最好方法。
二、研究方法
（一）文献资料法参阅大量“中国知网”（CNKI）核心文献、EBSCO英文文献及其他相关著作，内容包括大学生体育锻炼现状问题分析、运动理论以及其他最新研究成果。
（二）问卷调查法问卷发放范围限定在S高校两个主校区，在这两个校区内采用街头拦人法，于午餐和晚餐两个时间段发放问卷，询问是否为该校本科学生，如是则进行问卷调查。
两校区各抽取了400名本科学生，共800人，其中男生360人，女生440人，共发放问卷800份，回收800份，有效问卷784份，有效率98%。
800名学生中大一至大四的人数分别为188、256、226、130，来自17个不同学院。
问卷发放前请5位专家对问卷做了效度检验，5位专家均认为问卷有效。
并采取重测法，对40名学生进行两次测验，计算得皮尔逊相关系数为r=0．803，说明问卷是有效的。
对问卷测量值采用单样本T检验，在95%的置性度下得到sig（双侧）值均大于检验水准0．025，处于虚无假设拒绝域，因此接受原假设，即样本中的差异在总体中依然存在，故所抽样本可以替代总体进行分析。
（三）数理统计法将问卷收集的结果统一录入SPSS17．0软件进行统计分析，主要采用描述统计、假设检验、相关分析和因子分析等方法。
以统计分析出的结果为依据，进行整理论述。
三、研究内容在本次研究的问卷调查中，首先对S高校学生自主参与体育锻炼的现状进行了统计，以每周除体育课外的自主参与锻炼时间为统计标准，划分为四档，分别为每周锻炼时间小于30分钟、30～90分钟、90～150分钟以及大于150分钟。
S高校学生每周参与体育锻炼时间统计结果见将每周锻炼90分钟作为基本达标，小于90分钟的认为缺乏体育锻炼。
选取每周小于90分钟的同学共计668人进行影响因素分析，设置问题:
“你认为导致你运动时间较少的原因主要有哪些?
请对以下20个选项依次进行1～10打分，10分代表完全同意，1分代表完全不同意。
”20个因素为与专家讨论后得出的有可能造成大学生缺乏体育锻炼的原因。
四、结果分析总体来看，S高校学生锻炼时间较短，基本处于150分钟以下，多数处于90分钟以下，同时女生锻炼相对于男生较少，缺乏体育锻炼现象较为普遍。
根据偏度分析表来看，偏度为负，代表长尾在左，即左偏，反之为右偏。
以偏度为依据过滤出偏度为负，即左偏的9个选项，为同意度最高的9个选项，随机编号X1～X9，使用SPSS17．0软件进行分析。
得到Kaiser－Meyer－Olkin度量值为0．634，值较高，Bartlett球形检验中的Sig值为0．00，小于显著性系数0．05，变量之间存在相关关系，符合正态分布，适合采用因子分析，其中S1、S2、S3和S4的累计贡献率为68．579%，贡献率不高，提取的公因子方差基本大于0．7。
进行高载荷因素分析，得F1的高载荷变量为X7、X4、X3，命名为“自身因子”;
F2的高载荷变量为X6、X9，命名为“学校因子”;
F3的高载荷变量为X8、X5，命名为“环境氛围因子”;
F4的高载荷变量为X1、X2，命名为“家庭社会因子”。
由此可以判断出该生缺乏体育锻炼的主要原因。
五、大学生缺乏体育锻炼的因素分析
（一）自身因子1．对体育锻炼无兴趣体育锻炼的兴趣来自于“自我效能感”（self－efficacy）和“感知享受”（perceivedenjoyment）。
缺乏兴趣也就意味着缺乏锻炼中的自我效能感和感知享受，即不知道体育锻炼能给自己带来什么和在其中得不到快乐。
国外学者的研究表明，自我效能感是改变学生参与体育锻炼的关键因素，高自我效能感可以造成高体育锻炼参与率［3］。
而缺乏自我效能感最主要是由于缺少锻炼的次数积累和正确的认知引导，或者说体育锻炼缺乏经常性和习惯性。
按照董育平的研究，每周参加体育锻炼3次或3次以上，每次30分钟者，称为有体育锻炼习惯的人［4］。
缺乏锻炼次数的积累使得大学生很难在其中找到快乐。
经常参加体育锻炼，则可以帮助他们培养稳定的体育兴趣［5］。
在对体育锻炼无兴趣者的选择访谈中，说出“累”和“烦”字眼的频率相当高，可见很多学生是因为嫌累嫌烦才不能坚持参加体育锻炼。
但是体育锻炼中“累”是不可避免的，有时甚至会有受伤的风险。
只有具备吃苦耐劳的精神，克服嫌累嫌烦的心态，才有可能发现其中的乐趣，才可能提高自我效能感和感知享受，培养出对体育锻炼的兴趣。
另外，学生缺乏体育锻炼的兴趣还来自对体育锻炼认知不足，忽视了其重要性，造成了态度上的偏差。
体育锻炼是一种有目的有意义的行为，不是人的一种本能。
Ajzen和Fishbein曾提出了“计划行为理论”（Theoryofplannedbe-havior）。
该理论认为，人的行为取决于行为意向，行为意向是由个人对行为的态度、主观规范和所体验到的主观控制感共同决定的，主观规范不仅决定行为意向，而且对行为的产生也有一定的预测作用［6］。
此观点与符号互动学家的观点不谋而合，认为人在确定个体行为上具有主观能动性。
在体育锻炼方面，强调个体参与体育锻炼的行为应是计划好了的理性行为，个体缺乏体育锻炼则是由于认知存在不足，缺少锻炼意向，从而造成对待体育的消极态度和不积极行为。
2．缺乏至少一项专门的运动特长根据问卷调查反馈的信息，在缺乏体育锻炼的学生中随机抽取了数位进行访谈，并且访问了S高校部分体育老师，从得到的信息反馈来看，因为缺少一项专门的运动特长，学生很多时候不知道如何去运动，不知道到底该运动什么，并且在运动中经常被击败。
长此以往，学生便逐渐丧失自信，同时觉得在体育锻炼中找不到任何乐趣，甚至从心底对体育运动有一种自卑感。
缺乏运动特长使得体育锻炼在人际互动中失效，个体不但不能从中获得自我身份认同，反而干扰了其过去已有的自我意识，产生自卑和不信任自我的现象，导致个体安全感丧失，从此对体育锻炼产生恐惧和逃避心理。
笔者通过观察也得到印证。
在S高校体育馆进行随机实验，抽取10名前往体育馆自主锻炼的学生进行观察和询问，发现有7位在运动项目上有一定的建树并且经常进行锻炼。
另外3位同学均自认为目前水平一般，但坚信自己只要持续锻炼是会提高的。
实际上这种对未来充满希望的态度也属于自信的表现。
3．个人课余时间安排不合理根据旋转成分矩阵可以看出，“课余时间更愿意做其它事情”在“个人因子”中影响最大。
对大学生来说，课业压力普遍没有中学时期重，在缺乏锻炼原因的调查结果中，“课业负担太重”这一项的认同得分相对较低。
也就是说，大学生普遍有较充足的课余时间，却很少用来锻炼。
因此可以看出，大学生在个人的课余时间安排上不合理。
现实情况的确如此，越来越多的大学生利用课余时间上网、聚会、逛街等，而非用于体育锻炼。
究其原因，实际上是学生认为在其他事情中更能获得超过锻炼所带来的快乐。
社会中诱惑太多，许多大学生自制力较弱，再加上缺乏正确的引导，使其在课余时间安排上不合理。
（二）学校因子1．学校在学生体育锻炼方面存在职能缺位学校作为学生日常生活中接触最多的机构，对学生的行为导向至关重要。
目前由于社会因素的制约，学校的功能主要定位在传授知识上，但是学校的功能远不止此，还包括整合社会各方资源，促进学生身心健康发展，完善人格等。
学校忽视体育锻炼，最直接的表现是很少有学校把体育锻炼看成是与其他学科一样重要的课程。
如今学生在学校的体育锻炼非常有限，加之学术课程较多，这样就更压缩了他们锻炼的时间。
学校忽视体育锻炼不但不利于学生的体质健康，也阻碍了学生社会化的过程，造成学生人格不完整。
符号互动论的奠基人美国社会学家米德（Mead）指出，符号是社会生活的基础，人们通过各种符号进行互动，可以借助符号理解他人的行为，也可以据此评估自己的行为对他人的影响［7］。
在学生的校园生活中，体育锻炼作为一个明显的符号，直接影响着学生的个体行为。
学生通过学校对待体育锻炼的态度和方式，决定自身对待体育锻炼的态度和方式。
因此，学校在体育锻炼上的职能缺位将很可能导致学生在体育锻炼上的缺乏。
S高校目前每周只有两节体育课，并且只在大一大二开设，开设项目有限，学生选择项目的余地较小。
该校对学生课外体育锻炼设置了“刷卡制度”，即在学校体育馆设立刷卡点，学生需在规定时间内到体育馆进行刷卡，然后参与锻炼，半小时后再刷一次，方可有效。
校方用意虽好，效果却不尽如人意。
据问卷调查结果显示，有65%的同学表示只是去刷个卡，然后过半小时后再去刷一次，有的甚至直接让同学代刷。
实际上，学校在体育教学和日常管理上并没有充分调动大学生锻炼的积极性，激发学生的锻炼热情，而是仅仅依靠外界强制手段，使学生为了完成学业而被动地参加到锻炼中来，成为被动体育人口［8］。
一旦进入高年级，这些强制手段取消后，学生参与体育锻炼的时间会更少。
2．运动场地和器材难以满足需求体育器材设施方面的问题是大学生缺乏体育锻炼的主要客观原因。
据调查，S高校运动场地并不是任何时间都开放，当同学想要去锻炼时却发现场地并不开放，且部分运动场地和器材需要收费使用。
通过问卷反馈的情况来看，有近一半的学生认为学校的锻炼器材“马马虎虎”。
在对造成场地器材不方便使用的原因进一步调查中显示，“人多”和“使用条件苛刻”成
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