程韵枫 ，董宝林，2

余暇体育锻炼是学校体育课程教学的拓展与延伸，是学生以健康、娱乐、消遣等为目标，利用课外余暇时间采取各种方式进行的各种身体练习活动。与体育课程学习相较，余暇体育锻炼更具有自主性、自发性和自我决定性，能够折射大学生对待生活的积极态度。2013年，党的十八届三中全会提出“强化体育课和课外锻炼，促进青少年的身心健康、体魄强健”[1]。2016年，中共中央国务院在“关于加强青少年体育增强青少年体质的意见”中明确指出，学校体育应以“天天锻炼、健康成长、终身受益”为目标[2]。培养良好的余暇自主锻炼习惯、塑造健康的体魄既是国家的意志诉求，又是高校体育教育的人文关怀。调查显示，大学生余暇体育锻炼总体状况有所改善[3]，诚然，受个体参与体验、锻炼氛围等因素影响，相当数量大学生仍缺乏余暇体育锻炼的主观能动性和参与自主性，亦相应凸显出较弱的锻炼坚持性和行为稳定性[4]。因此，从大学生余暇体育锻炼的外界氛围和主观体验出发，实证考察大学生余暇体育锻炼的前因机制，既是培养大学生建立绿色的生活方式和健康生活观念的需要，亦是高校体育亟待解决的重要议题。

近年来，学者在归因余暇体育锻炼上普遍认同“氛围是余暇锻炼自主行为产生、维持和发展的外部资源”[5]。氛围是特定环境逐步形成具有特色的、可被主体感知和认同的气氛或环境，分为自然氛围和人际氛围[6-7]。（1）自然氛围是个体锻炼践行的外部需求和动力，是人们自觉参与锻炼的决策依据[8]。当锻炼者感知到锻炼场所数量及布局、可达性和可入性符合预期或满足需求，便会唤起兴趣、热情和欲望，激发锻炼行为，易促进参与频率等[9-11]。（2）人际环境会决定个体余暇锻炼的认知、情感、选择和表达[12]。一方面，同伴友谊营造出的人际氛围益于个体减少孤独感，在建立社会人际的同时形成与周围同伴一致的行为方式，即形成趋同化行为[13]。正如从众心理学阐释的，青少年的观念和行为会在人际关系的引导和压力下向与多数人一致的方向发展[14]。另一方面，人们感知到重要他人的自主支持是其应对挑战性事件的情感助力，它有助于个体获得锻炼热情和认同感，激发锻炼自主权和自我决策权[15]。正如K.C.JUNIPER所言，主体间的结构关系会完善大学生健康信念，并使其体育活动更具活力[16]。总之，在余暇时间里，无论是自然氛围还是人际氛围（友谊、支持），都应该是激发大学生自主、积极从事体育锻炼活动的重要外部因素。

学者探讨余暇体育锻炼行为的影响机制发现，在外界氛围与主体锻炼行为间，某些非理性因素扮演着中介角色，其中，主观体验便是具备此功能的一个变量[17-19]。锻炼坚持认知决策理论认为，自然环境和人际氛围能在丰富锻炼参与选择、提高锻炼机会的基础上促使个体坚持锻炼[20]，而在此机制中，积极的主观体验具有显著的增值贡献[21]。一方面，场地、器材等自然氛围能够预测锻炼的机会、条件和满足感，它益于丰富锻炼者的快乐体验、感受、正性情绪和参与欲望，并成为决策锻炼的信息记忆，使个体保持规律、频繁的自主锻炼成为可能[22]。正如情绪记忆理论阐释的：社会环境引发的情绪（愉快、不安、恐惧、愤怒等）会成为主体认知记忆的信息符号，该符号会重构认知系统并指导未来行为[23]。另一方面，友谊、支持等人际氛围为主体传达了一种情感关怀，它能激励个体勇于展示自我、建立群体认同[24-25]，使之在实践中充分释放情感、激发积极体验，进而促进锻炼行为[26-28]。而且，人际氛围还为青少年的健康行为提供了情感的保护场域，当面临任务挑战或陷入情绪耗竭时，人际氛围能调动个体自我掌控力，使之快速从消极体验中分离，进而保持健康行为[26]。

锻炼心理学认为，特定情境引发的外部刺激能引发一系列感受和体验，而人们总倾向于在既有体验基础上评估未来事件、决定行为执行与否[29]。据此推测，锻炼氛围既可以直接的方式促进大学生的余暇体育锻炼行为，还可以通过激发大学生的正性参与体验间接促进余暇体育锻炼行为。基于此，构架观念（见图1）并试图解决如下问题：（1）锻炼氛围、主观体验对大学生余暇体育锻炼有何直接影响；（2）在锻炼氛围影响余暇体育锻炼时，主观体验是否具备中介效应。高校是大学生建立自主锻炼习惯的关键时期，研究旨为丰富大学生余暇体育锻炼研究有所裨益，亦为相关部门制定决策提供参考。

图1 观念构架Figure1 Conceptual Framework

1 研究对象与方法

1.1 被试

依据分层整群随机抽样原则，以上海市为例，按东、南、西、北4个区域划分，每个区域选取1所高校（上海电机学院、上海理工大学、上海师范大学和上海杉达学院），在各高校每个年级随机抽取120～150名大学生为被试，抽样时尽量保证被试性别比控制在1：1.2范围内，调查共回收1 861份量表，依据“填答题项率不足3/4”“规则性填答”“反向题检验”等筛查原则，保留1 723份有效量表，有效率92.58%。其中，平均年龄为（20.00±0.500）岁；男838人，女885人。

1.2 工具

采用典型互译程序汉化所有英文分量表，由2名精通英文的语言学学者汉化英文条目，由2位精通英文的体育学专家校正、修订译后条目，由2位未见原版量表的英语外教将译后条目回译成英文。多次重复上述程序，直至所有中英文条目语义、表述、内涵匹配。

1.2.1 余暇体育锻炼氛围量表 结合前人理论观点[6]，从环境和人际2个方面考察被试余暇体育锻炼氛围。（1）自然氛围的测量。结合专家意见，从场地/场馆的数量和布局、设施器材完备与更新、场馆开发及收费、到达锻炼场地/场馆距离与交通等5个方面评估（如体育场馆环境好、布局合理，能激发我余暇锻炼的欲望；体育场馆离我很近、交通便捷，方便我余暇时间参加体育锻炼）。（2）人际环境从“运动友谊”和“同伴自主支持”2方面测量。修订朱瑜《青少年运动友谊量表》（共25个题项）[30]，修订时，加入“余暇时间”或”余暇体育锻炼”等核心词汇，如“在余暇时间里，好朋友会陪我一起参加体育锻炼”，同时，设计1项反向题“在余暇锻炼中发生争执时，我们会各持己见，很难及时交流沟通”。参照前人经验[31]，修订B.S.C.LIM《重要他人自主支持量表》的教师自主支持分量表（共6题）[32]，修订时，设定余暇体育锻炼情境并将主语替换为“身边的同伴或朋友”（如身边的同伴或朋友对我的运动能力有信心；身边的同伴或朋友会鼓励我在余暇体育锻炼中大胆展现自我）。上述所有题项皆采用李克特5点计分法，由“完全不符合（1）”到“完全符合（5）”，分量表总分分别表示被试自然氛围、人际氛围水平，总分表示被试余暇体育锻炼氛围情况。本次测量各题项偏度绝对值0.313～1.548，峰度绝对值0.005～3.361，标准差最小值0.765；探索性因子分析KMO=0.964，Bartlett球形检验（Chi-Square=31 656.768，df=630，P＜0.001），累积贡献率59.544%；验证性因子分析x2=2 386.778，df=586，x2/df=4.073（P=0.000），GFI=0.932，NFI=0.952，NNFI=0.957，IFI=0.968，CFI=0.967，SRMR=0.0525，RMSEA=0.064；总量表克朗巴赫 α 为0.953，分半信度为0.877，分量表α为0.823～0.937，分量表分半信度为0.763～0.930；题总相关在0.117～0.715范围内（P＜0.01）。

1.2.2 主观锻炼体验量表 选用E.MCAULEY[24《]主观锻炼体验量表》的积极幸福感（如余暇时间参加体育锻炼，会让我感到自信满满）、心理困扰（如余暇时间的体育锻炼让我感到苦恼不堪）分别评估被试积极和消极体验，共8题（各维度各含4个题项），采用李克特5点计分法，由“完全不符合（1）”到“完全符合（5）”，各维度总分表示被试在该维度的主观体验水平。借鉴前人测试经验[33]，将心理困扰视为反项题，经反向处理后，与积极幸福感总分来评估被试的主观锻炼体验水平。本次测量各题项偏度绝对值0.551～1.012，峰度绝对值0.062～0.986，标准差最小值0.846；探索性因子分析KMO=0.899，Bartlett球形检验（Chi-Square=10 711.395，df=28，P＜0.001），累 积 贡 献 率80.046%；验证性因子分析 x2=112.100，df=19，x2/df=5.900（P=0.000），GFI=0.971，NFI=0.981，NNFI=0.974，IFI=0.982，CFI=0.982，SRMR=0.0239，RMSEA=0.076；总量表克 朗巴 赫 α 为0.921，分半信度为0.712，分量表α积极幸福感=0.896，α心理困扰=0.933，分量表分半信度分别为0.888和0.917；题总相关在0.760～0.826范围内（P＜0.01）。

1.2.3 大学生余暇体育锻炼量表 锻炼心理学认为，体育锻炼的行为特征应包含活动量（频率、强度、持时）、参与形式和锻炼内容等[34]。遵循该理论观点，编制《大学生余暇体育锻炼量表》。（1）活动量：修订梁德清《体育活动等级量表》[35]，从强度、持续时间、频率3个方面评估，各指标皆分5个等级，强度与频率从1～5等级分记1～5分，持续时间从1～5等级分计0～4分，并沿用公式“强度×持续时间×频率”量化被试余暇体育锻炼的运动量得分（最高分为100分、最低分为0分），同时，评定活动量等级以≤19为小活动量，20～42为中等活动量，≥43为大活动量。（2）参与形式、锻炼内容：遵循锻炼心理学专家意见，设计提问语“余暇时间里，你参加体育锻炼的形式通常是......”，并以“无固定形式”“单独自行锻炼”“无固定或临时组合的小群体锻炼”“长期、固定的小群体锻炼”“参加有组织的社团/俱乐部活动”为备选答案，并逐一按1～5分记；设计提问语“在以下运动项目类型中，请选择1个余暇时间里你最常参加的运动项目类型”，以“单一动作结构类（散步、慢跑等）”“跳踢类（跳绳、毽子等）”“小球隔网对抗类（乒乓球、羽毛球、网球等）”“同场竞技类（足球、篮球等）”“健身健美类（器械健身、健美操、体育舞蹈、瑜伽等）”作为备选答案，并逐一按1～5分记。本次测量各题项偏度绝对值0.020～0.510，峰度绝对值0.064～1.216，标准差最小值0.945；探索性因子分析KMO=0.769，Bartlett球形检验（Chi-Square=1 847.429，df=10，P＜0.001），累积贡献率49.639%；验证性因子分析单因素模型，x2=25.400，df=5，x2/df=5.080（P=0.000），GFI=0.982，NFI=0.960，NNFI=0.925，IFI=0.962，CFI=0.962，SRMR=0.0318，RMSEA=0.070；量表克朗巴赫α为0.735，分半信度为0.702；题总相关在0.583～0.779范围内（P＜0.01）。

1.3 施测

为尽量降低同源方差影响，于2018年4月和5月，采用纸笔调查法，分2轮采用集体施测的方式采集数据。填答时间为5min，当场填完当场回收，施测时获得被试年龄、性别（1=女，2=男）等一般人口统计学资料。

1.4 数据处理与分析

将数据导入SPSS24.0软件。对有效数据进行反向题、中心化处理后，采用常规统计分析方法（描述性统计、相关性分析、回归分析等）考察大学生余暇体育锻炼氛围、主观体验、活动量及余暇锻炼情况，以及各前因变量对余暇体育锻炼的直接影响；利用层次序列回归分析考察主观体验的中介效应。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验

采用程序控制法和Harman单因素检验法考察施测可能存在的共同方法偏差。（1）程序控制法：从国内外一流文献中选择成熟且已被国内学者论证较高信效度的测量工具；设计问卷时，引导语着重标注“调查仅为科研使用”，在《青少年运动友谊量表》设计1项反向题，《主观锻炼体验量表》采用积极、消极体验2个相反维度的分量表，故无需设计反向题；发放问卷时，反复强调数据保密性和匿名性，并采用当场回收的方式收集数据。②Harman单因素检验法：对问卷所有题项（除人口统计学变量外）进行单因素未旋转的探索性因子分析（EFA），结果提取了10个特征根值大于1的因子，而且，第1因子变异率为31.741%＜40%，证实施测可接受的共同方法偏差。

2.2 大学生锻炼氛围、主观体验和余暇体育锻炼的现状特征

本次选择的测量工具除活动量分小、中、大3个等级外，其他题项皆为李克特5点计分法，故题项的理论均值应为3分。描述性统计显示：大学生感知到的锻炼氛围题项均值为3.80，其中，自然氛围（M=3.50）、运动友谊（M=3.88）和重要人际的自主支持（M=3.72）各题项均皆高于理论均值；大学生锻炼的主观体验题项均值为3.92，余暇时间的活动量处于中低水平（1.54），参与锻炼的内容（2.41）、形式（2.29）皆低于题项理论均值（见表1）。

表1 均值、标准差统计Table1 Statistics of Mean and Standard Deviation

为考察各变量在性别上是否存在差异，以性别为自变量的独立样本T检验表明：Levene’s误差方差等同性检验中，锻炼氛围（含自然氛围、运动友谊、重要他人支持）和主观体验均不显著（P＞0.05），接受原假设；活动量、锻炼形式、锻炼内容皆显著（P＜0.05），拒绝原假设，故采用非齐性分析数据。T检验显示，锻炼氛围（含自然氛围、运动友谊、重要他人支持）、主观体验和余暇体育锻炼（活动量、锻炼形式、锻炼内容）存在性别差异，相对于女性大学生（见表1），男生感知到的锻炼氛围更佳、体验更积极、余暇锻炼更活跃、形式更多样、内容更丰富（见表2）。

表2 独立样本T检验Table2 Independent T-test

2.3 锻炼氛围、主观体验对大学生余暇体育锻炼的直接影响

相关性分析显示：总体而言，锻炼氛围、主观体验与大学生余暇体育锻炼显著正相关（P＜0.01），其中，锻炼氛围（r=0.221）、主观体验（r=0.332）皆与活动量正相关较密切（P＜0.01）；细化比较锻炼氛围各维度，重要他人支持与活动量（r=0.283）、锻炼形式（r=0.235）和锻炼内容（r=0.204）的正相关较密切（P＜0.01）（见表3）。

表3 Pearson双变量双侧相关系数表Table3 Statistics of Pearson Correlation Coefficient

分别以活动量、锻炼形式、锻炼内容为因变量，并分别以锻炼氛围、主观体验，以及二者与性别交互项为自变量，采用强行进入法进行回归分析，结果表明：锻炼氛围对活动量[F（1，1170）=123.798，β=0.259]、锻炼形式[F（1，1170）=65.945，β=0.192]和锻炼内容[F（1，1170）=53.468，β=0.174]的回归效应显著（P＜0.001），并分别解释了6.7%、3.6%和3.0%的变异；主观体验对活动量[F（1，1170）=294.847，β=0.382]、锻炼形式[F（1，1170）=57.160，β=0.179]和锻炼内容[F（1，1170）=90.820，β=0.224]的回归效应显著（P＜0.001），并分别解释了14.6%、3.2%和5.0%的变异；锻炼氛围×性别、主观体验×性别的交互项与活动量、锻炼形式和锻炼内容的回归效应皆不显著（P＞0.05）（见表4）。

2.4 主观体验的中介效应

借鉴前人利用序列层次回归分析法的中介效应检验程序[36]，对自变量逐步加入锻炼氛围和主观体验，考察回归系数在变化过程中的显著性，以及R2的变化情况。第1步的回归分析在表4已得证实，即锻炼氛围对活动量、锻炼形式和锻炼内容的正向回归显著，分别解释了6.7%、3.6%和3.0%的变异；第2步回归分析的自变量加入主观体验，此时，自变量（锻炼氛围和主观体验）共同对活动量[F（2，1718）=153.725，T1=-3.303，T2=13.092]、锻炼形式[F（2，1718）=41.242，T1=4.954，T2=3.996]和锻炼内容[F（2，1718）=49.876，T1=2.921，T2=6.702]的回归效应皆显著，分别解释了15.1%、4.5%和5.4%的变异（见表5）。

综合来看，因主观体验介入自变量，锻炼氛围对活动量、锻炼形式和锻炼内容的回归系数分别降至0.085、0.136和0.080（原为0.259、0.192和0.174），且皆显著（P1=0.000，P2=0.000，P3=0.004），ΔR2分别为0.084、0.009和0.024。结合侯杰泰、温忠麟等人的理论观点[36]，证实在锻炼氛围影响大学生余暇体育锻炼的影响链条上，主观体验具备部分中介效应。基于此，遵循结构方程模型理论，构建中介效应模型，旨从结构层面直观诠释锻炼氛围、主观体验对大学生余暇体育锻炼的综合影响。模型拟合指标 x2=310.578，df=73，x2/df=4.197＜5；拟合优度指标 GFI=0.906，NFI=0.929，RFI=0.909，IFI=0.933，NNFI=0.913，CFI=0.933，均大于0.9，近似误差均方根RMSEA=0.054＜0.08，标准化残差均方根SRMR=0.0368＜0.05，说明所构中介效应模型较好的适配性（见图2）。

表4 锻炼氛围、主观体验分别对活动量、锻炼形式、锻炼内容的回归分析Table4 Regression Analysis of the Exercise Atmosphere，Subjective Experience on the Activity，Form and Content of Undergraduates' Leisure Physical Exercise，Respectively

表5 锻炼氛围、主观体验对余暇体育锻炼各指标的层次回归分析Table5 Hierarchical Regression Analysis of Exercise Atmosphere and Subjective Experience on Each index of the Leisure Physical Exercise

图2 中介效应模型Figure2 The Model of Mediating Effect

3 讨论

3.1 大学生锻炼氛围、主观体验和余暇体育锻炼的现状特征讨论

大学生对余暇锻炼场馆、器材等自然氛围相对满意，并能获得理想的锻炼人际氛围，即能够感知到相对合理的锻炼氛围。一方面，随着阳光体育运动的推行开展，各高校对体育场馆设施、运动器材建设逐渐加大投入力度，使场馆布局与利用趋于合理，体育场所/馆可达性显著提升，亦有效提升了学生对余暇锻炼自然氛围的满意度。另一方面，体育锻炼固有的促进交友、增进友谊、提升自我等功能[5]，较易使学生建立人际友谊、提升群体认同感。近年来，为加强校园体育文化建设，学校相关部门开展了多种形式的体育文化活动（如体育嘉年华、体育节、校运动会、趣味项目竞赛等），加强了学生间的互动和交流。2015年，上海市形成了“大学体育个性化”的学校体育改革思路，亦促进了体育课内外一体化衔接，学生在余暇时间里可以集结志同道合的同伴，选择适宜的运动项目，通过分享快乐、释放压力、展示自我，在锻炼人际互动中发展学缘关系、提升社会适应性。因此，大学生在与同伴参与余暇体育锻炼时，能够通过行为互动、情感互动获得理想的人际氛围，即感受到高质量的运动友谊和合理的自主支持。

大学生在余暇体育锻炼中能够感受到积极的主观体验。众所周知，体育锻炼是一种调节精神和情感、消除疲劳、丰富文化生活、支配余暇时间的益智性社会活动，学生可以在技能比拼、斗智斗勇中获得能力需求的满足感；可以在自我释放、自我展示中获得自尊和自我需求的满足感；可以在分享快乐、分担压力、资源共享中体验到人际的互动、包容、理解和支持，获得关系需求的满足感。因此，在余暇锻炼中，大学生能够获得不同需求的满足感，进而感受到积极、正向的主观体验。正如E.L.DECI和R.M.RYAN[37]在发展基本需求理论时阐释的：满足能力、自主、关联等基本心理需求是获得快乐体验、提升幸福指数、缓解负向情感、消除焦虑的前提条件。

大学生余暇锻炼的活动量处于中低水平，参与锻炼的形式单一、内容单调。（1）从客观层面讲，尽管学校相关部门组织并开展了一系列体育文化活动以激发学生锻炼热情，但这些活动多属于阶段性而非长期性、持续性的社会活动，而且，尽管学校有固定、有组织的学生体育社团，但其循例开展的体育活动不仅频率低（多为1～2次/周），而且还普遍缺乏专业教师指导与管理[34]，使学生余暇锻炼的行为更加随意，参与形式也以“无固定、单独进行”为主。此外，随着体育文化发展，人们对体育锻炼的诉求已不仅为了强身健体，而逐渐以提高生活情趣为主要目的，这种需求意向的迁移使一些新兴项目（如攀岩、拓展运动）、绅士项目（如高尔夫、台球）逐渐被人熟知并喜爱，然而，没有经费支持和场地更新，这些运动项目很难在高校推广与普及，致使学生不得不选择多年一贯的、简单易行的、场地丰富的慢跑、篮球、乒乓球等为主要锻炼内容。（2）从主观层面讲，大学时代的课余文化生活丰富多彩，而学生的余暇时间往往被网络游戏、网络聊天、手机游戏等挤占，静态生活时间过多、久坐少动现象屡见不鲜，即便偶尔参与余暇锻炼，亦常会表现出小强度、短持时等行为特征。

独立样本T检验显示，大学生的锻炼氛围、主观体验、余暇体育锻炼存在性别差异，其中，男性大学生的各项指标均好于女性大学生。环境心理学认为，社会环境决定了个体心理、行为的性别差异化和性别非均衡化发展[38]。社会性别理论认为，社会对两性的不同期待和角色定位，会指导男性和女性向符合自身性别特质的方向发展[33]。也就是说，受社会性别规范和个体性别角色认知的综合影响，男性在社会实践中往往会表现出好强争胜以及较强的进取心和冒险精神，而女性常会表现出温柔内敛、恬静稳重[12]，这种“男喜动、女喜静”的特征使男大学生比女大学生更易满足现有锻炼的自然氛围，更易从同伴、同学的陪伴、帮助中感知到高质量的运动友谊和自主支持。而且，在体育活动中男性更易获得的轻松愉悦、快乐满足的主观体验，其余暇锻炼的行为更积极、投入，锻炼的形式更多样，锻炼的内容更丰富，该结果与前人观点一致[27]。

3.2 大学生锻炼氛围、主观体验对余暇体育锻炼的直接影响讨论

相关性分析和回归分析显示，锻炼氛围有助于激发大学生参与余暇体育锻炼，该结果与前人观点一致[16-17]。锻炼氛围是个体周围锻炼的自然环境、人和体育有关媒体构成的情景。（1）合理的场地规划、充足的场馆资源、适宜的环境氛围，有助于改善学生锻炼的可达性和可入性水平，激发学生锻炼欲望、提高参与热情，较易让学生心情舒畅、轻松愉悦，亦潜移默化地丰富了学生对外界自然氛围依赖和依恋心理[3]。环境心理学认为，人们对特定场所的情感联系会使之产生场所感，该感受会在人与场所间形成普遍、广泛、深层次的依恋关系（即场所依恋），并影响个体社会化发展[39]。简言之，人们对自然环境的空间感知，会丰富个体认知系统，并形成行为决策的参考依据而影响行为践行[8]。可见，加强体育场馆设施建设、运动器材更新维护，延长场馆开放时间并提升使用率，是提高大学生锻炼自然氛围满意度，提升余暇锻炼参与热情、改善余暇锻炼行为的重要外部资源。（2）人际氛围能为大学生自主锻炼提供榜样、带动、激励和教育等作用。人际交流是青少年坚持锻炼的一个主因[40]，良好的人际氛围益于青少年养成良好体育行为习惯[11]，尤其在人际敏感期，人际氛围可激发大学生余暇自主锻炼意向，帮助大学生在锻炼活动中建立群体认同感和行为认同感，是个体社会实践不可或缺的情感助力，还可以帮助大学生建立自信心和自我认同，在行驶自我决策权的基础上提升自我决定动机水平[13]。可见，开展多样性的课余体育活动，加强互动交流、提升人际氛围，是激发大学生余暇体育锻炼欲望和兴趣的重要外部动力。

分析还表明，主观体验对大学生余暇体育锻炼具有积极的促进功效，该结果与前人观点一致[33]。数据反映出，能够在余暇体育锻炼中感受到积极性体验者，会自然地将体育锻炼视为余暇时间不可或缺的积极社会活动，往往会以饱满的热情和专注度投入于锻炼实践中。而且，该类人通常具有外倾性人格，容易接受并敢于面对新事物、新内容的挑战，进而表现出合理的活动量，多样的锻炼形式和广泛的锻炼内容。反之，在余暇体育锻炼中存有消极体验者，会将余暇体育锻炼视为无趣、挑战自尊水平的威胁性事件，该类人通常具有内倾性人格，较易在锻炼挑战中产生抵触、排斥、拖延情绪，亦使余暇体育锻炼行为趋于消极、被动。体验哲学认为，体验是人们通过身体纬度感知世界、认识世界，并以此改变世界的心理资源[41]。认知评价理论亦强调，人们既有的主观体验会成为判定社会事件的评价依据，并在影响内部动机的同时付诸于外在行为[42]。可见，体验是大学生锻炼践行的记忆信息，该信息可成为锻炼决策的判定依据，决定着个体未来锻炼的行为表达和践行与否。

值得一提的是，重要他人的自主支持对锻炼形式的影响较大（β=0.235），主观体验对活动量（β=0.382）和锻炼内容（β=0.224）的影响较大，究其原因如下。（1）重要他人自主支持是个体感受到源于同学、同伴对自身参与余暇体育锻炼的激励与帮助。在基本心理学需求理论中，自主和关联需求能够决定行为自主性和自觉性[43]，也就是说，在过去余暇体育锻炼中，若大学生从同伴获得足够情感交际并得到自主支持，便会产生锻炼群体归属感和参与欲望，并热衷于通过反复从事锻炼活动来维持自尊、发展人际。反之，若个体知觉锻炼不能为其带来情感交际的满足或外界自主支持，便会产生焦虑、回避、自我孤立等情绪，形成群体缺失感和无助感而选择无序、无固定、单独的形式进行余暇体育锻炼。（2）体验是心智、认知对身体的依赖，也是对既有行为、情绪的感受和印象，它会在主体的记忆系统中建立认知图式而决定未来行为的选择与表达[44]。换言之，当大学生在某一运动项目中获得正向、积极的体验，不仅会对该项目产生效能感而提升锻炼专注度和投入度，还会产生一种运动成就信念而辐射到其他运动项目，从而激发锻炼挑战欲并丰富锻炼内容。正如A.BANDURA[45]所言：人们总倾向于反复从事那些自己擅长并具有正性体验的行为。

3.3 主观体验的中介影响讨论

分步骤回归分析总结了，主观体验是锻炼氛围和余暇体育锻炼的一个中介变量。情绪效应理论认为，人们对当前情景的评估和对过去经验的回忆，会引发情绪体验，从而影响行为实践[46]。通常情况下，能够满足于现有锻炼环境氛围，并能够从同伴中获取运动友谊、帮助、支持的大学生，在余暇体育锻炼中往往会感受到积极、乐观的主观体验[47]，能够理性分析体育锻炼对完善自我、塑造自我概念、提升社会适应性的促进功效，因而更易形成积极的锻炼行为，多样的锻炼形式和广泛的锻炼内容。反之，对周围锻炼自然氛围不满意，且较难感知到同伴运动友谊和自主支持的大学生，在从事余暇体育锻炼时常会感受到消极的主观体验和心理疲劳感[17]，因此，往往选择无序的、独自进行的形式参加余暇锻炼，亦难于形成积极、稳定、适宜的锻炼行为。基于此，研究认为，锻炼自然氛围有助于提升大学生场所依恋感，人际氛围有助于提升大学生群体归属感和行为认同感，它们皆可有效提高大学生余暇锻炼的主观体验，进而促进余暇锻炼朝着积极、健康、符合自我的方向发展。

4 结论

（1）大学生能够感知到相对合理的锻炼氛围和相对积极的锻炼体验，但余暇时间的活动量处于中低水平，参与锻炼的形式比较单一、内容相对单调，而且，大学生感知到的锻炼氛围、主观体验，及其余暇体育锻炼状况存在性别差异（男性各项指标均优于女性）。（2）锻炼氛围是大学生践行余暇体育锻炼的外部资源，它既可直接影响大学生从事余暇体育锻炼，还可通过作用于个体主观体验而间接影响大学生余暇体育锻炼。