柏 杨

青少年积极从事体育锻炼，有助于降低成年期罹患慢性非传染性疾病的发病率[1]。国务院在《关于强化学校体育促进学生身心健康全面发展的意见》等政策中明确强调，敦促学生经常参加户外体育活动[2]。然而，受外界环境、生活习惯、认知发展水平、人际感知能力等综合影响，大学生体育锻炼依旧呈小强度、低频率、短持时等特征[3]。大学生正值社会适应能力发展敏感期，探究此阶段青少年体育锻炼的影响机制，益于揭示其日常学习生活中诸多问题，有针对性地制定和开展干预策略，是其获得身心效益、塑造社会化人格的重要前提。

人际知觉理论认为，人际交往中的情感因素会参与知觉过程，而当个体被外界排斥、被边缘化，则会因情感受损而产生孤独感，导致主动拒绝参加有益身心的社会活动[4]。在这一理论层面，消极的体育锻炼可能与个体知觉到的孤独感有关。孤独感是个体在人际交往中形成痛苦、不愉悦的负性体验，它会引发一系列问题行为或内化问题，影响日常行为的积极性和主动性。人际关系理论认为，若个体在人际交往中产生孤独感，则会引发抑郁、社会退缩，并影响后续行为[5]。可见，作为一种负性体验，孤独感会影响身体活动的动力和坚持性，尤其对于中老年人，强烈的孤独感不仅是日常身体活动的羁绊，还会增加全因死亡风险[6]。正如“人-情境”交互理论所阐释的：社会情境引发的知觉或体验会对社会行为产生影响[7]。那么，对于正值人际关系感知敏感期的大学生，孤独感能否干扰其日常体育锻炼实践？据此，提出假设H1：孤独感对大学生体育锻炼的负向影响显著。

众所周知，飞速发展的互联网时代正改变着人们的生活方式，手机设备作为现代人类必需品，在大学生中表现出巨大的冲击力和渗透力，亦不可避免引发一系列问题行为，如手机成瘾。手机成瘾是个体强迫性、依赖性、冲动性的过度高频使用手机的一种不良心理或失控行为状态，它会使人忽视现实人际沟通，而将注意和心智偏向于手机使用，还会增加久坐时间、屏前行为，影响身体活动的活跃度[8]。研究表明，手机成瘾会引发许多不良生活方式，影响学生日常学习和生活，使之现实行为呈现拖延、非活跃状态，而且成瘾倾向越严重，参与运动的兴趣和动力越弱，运动行为越消极[9]。然而，国外学者得出迥异观点：尽管手机成瘾会引发久坐、久卧等问题，但因大学生趋于成熟的自我管理能力，手机成瘾并不会导致其体育活动发生改变，而且成瘾者与非成瘾者的身体活动也无明显差异[10]。那么，手机成瘾会否成为大学生从事体育锻炼的羁绊？据此，提出假设H2：手机成瘾对大学生体育锻炼的负向影响显著。

学界在探究体育锻炼致因时发现，睡眠质量与身体锻炼活动存在关联。睡眠是身体机能得以恢复的保障，睡眠时间不足、睡眠障碍会影响身体健康，干扰人们的生活和生产实践[11]。睡眠障碍是评价主体睡眠质量的重要指标之一，指睡眠不正常、睡眠中出现异常行为的表现，以及对睡眠质量不满意且影响日间功能的体验[12]。研究表明，睡眠障碍对体育锻炼具有预测功效，消极的体育锻炼往往与严重的睡眠障碍有关[13]；在大学生群体中，几近30%的不锻炼者存在睡眠质量问题（包括睡眠障碍），而经常参加体育锻炼的大学生中，仅4%存在睡眠障碍。老年人群体亦存在类似现象，即严重的睡眠障碍与非活跃的体育锻炼密切相关[14]。那么，对于思维与行为相对活跃的大学生，睡眠障碍是否会制约其体育锻炼？据此，提出假设H3：睡眠障碍对大学生体育锻炼的负向影响显著。

此外，学者在探讨孤独感与社会行为的内在机制时发现，手机成瘾、睡眠障碍具备中介作用。首先，孤独感会引发个体许多问题行为（如手机成瘾），使之倾向于采用消极方式应对生活事件，而且孤独感越强烈，越易导致个体移情至手机使用，并在长期过度使用中成瘾，而对现实人际互动和锻炼行为产生抵触[15]。可见，孤独感可能通过诱发手机成瘾倾向影响体育锻炼。其次，医学研究表明，孤独感是影响睡眠质量的危险因素，强烈的孤独感易使人对生活威胁事件过度警觉、产生情感偏见、加重睡眠障碍，从而干扰日常行为[16]。可见，孤独感会引发睡眠障碍进而阻滞体育锻炼。另有研究表明，高频使用手机会引发睡眠障碍，而且手机成瘾倾向越严重，睡眠障碍越明显[17]。该结果在纵向研究中也被证实，即手机成瘾是睡眠障碍的一个诱因，能预测20～24 岁成年人1 年后的睡眠障碍[18]。综上，孤独感会诱发手机成瘾倾向，进而加剧睡眠障碍，最终对社会活动产生阻滞作用。诚然，在体育领域，针对大学生群体的相关研究尚未明晰。据此，提出假设H4：在孤独感与大学生体育锻炼影响链上，手机成瘾和睡眠障碍具备链式中介效应。

众所周知，受社会性别认知、人格特质、生活习惯等影响，男性和女性在人际情感体验、生活方式和体育锻炼等方面存在性别差异[3]。那么，在孤独感、手机成瘾、睡眠障碍与大学生体育锻炼的影响路径上，性别是否皆具备调节效应，尚需在实证中获得解读。据此，提出假设H5：性别能够调节诸变量间的影响，即H5a：性别能调节孤独感对手机成瘾的影响；H5b：性别能调节孤独感对睡眠障碍的影响；H5c：性别能调节手机成瘾对睡眠障碍的影响；H5d：性别能调节手机成瘾对体育锻炼的影响；H5e：性别能调节睡眠障碍对体育锻炼的影响。

基于此，构念观念、建立假设（见图1），并通过实证研究检验上述假设，为丰富大学生体育锻炼研究有所裨益。

图1 研究假设模型Figure1 The Research Hypothetical Model

1 研究对象与方法

1.1 被 试

遵循方便取样原则，以浙江、江苏、安徽、上海等省/直辖市为例，各省按照省会、一般城市、地级市、城镇各选取1 所高校，上海（直辖）市按城区划分成东南西北4 个区域，各区域选取1 所高校；考虑到大四学生离校实习，在各高校大一至大三中分别选取1 个自然班级的学生为被试。共发放1 837 份问卷，依据“反向题检验”“规则性填答”“应答缺失率高于25%”等筛查原则，共保留1 735 份有效数据为最终分析样本，有效回收率94.45%。其中，男生824 人，女生911 人，年龄（19.42±1.951）岁。2019年11月，对133名被试进行间隔15天重测，配对样本量117份。

1.2 测量工具

1.2.1 孤独感量表 采用王登峰[19]中文版孤独感量表，以Russell 孤独感量表（第二版）为蓝本，原为针对大学生群体的孤独感测评工具，故保持原量表题项表述，量表共18 题（含10 个反向计分题），如“我觉得我和周围人关系淡漠”。采用Likert5点法，从“从不（1）”到“经常（5）”计分，经反向题处理后，以总分表示孤独感程度。测得K-S参数检验达显著水平（P=0.000，df=1 735）；探索性因子分析：累积贡献率50.094%，KMO=0.937，Bartlett 球形检验达显著水平（Chi-Square=10 336.485，df=153，P<0.001）；验证性因子分析：x2/df（135）=3.683，GFI=0.944，NFI=0.948，IFI=0.959，NNFI=0.940，CFI=0.959，SRMR=0.032 2，RMSEA=0.068；量表Cron‐bach'sα=0.896；间隔15 天重测稳定性系数0.739（P<0.01，Spearman秩相关性分析）。

1.2.2 手机成瘾倾向量表 采用熊婕等[20]大学生手机成瘾倾向量表，由戒断症状、突显行为、社交抚慰和心境改变4 个维度16 个题项构成，如我若很长时间没用手机，会觉得难受。各题项采用Likert5点法，从“非常不符合（1）”到“非常符合（5）”，以总分表示手机成瘾倾向程度。测量K-S 参数检验达显著水平（P=0.000，df=1 735）；探索性因子分析：累积贡献率62.016%，18 个题项全部进入预设，KMO=0.946，Bartlett球形检验达显著水平（Chi-Square=14 596.802，df=120，P<0.001）；验证性因子分析：x2/df（98）=2.372，GFI=0.911，NFI=0.917，IFI=0.923，NNFI=0.906，CFI=0.923，SRMR=0.0423，RMSEA=0.079；Cronbach'sα=0.926；重测稳定性系数0.576（P<0.01，Spearman 秩相关性分析）。

1.2.3 睡眠障碍问卷 采用J.B.DANIEL 等[21]匹兹堡睡眠质量指数（Pittsburgh Sleep Quality Index，PSQI）中的睡眠障碍问卷，问卷从“夜间易醒”“呼吸不畅”“咳嗽/鼾声高”等9 种现象发生的频率考察被试睡眠障 碍情况，并 从“无”“<1 次/周”“1～2 次/周”“≥3 次/周”分别计0～4分。参照PSQI测试经验，先将各题得分加总，再以总分0 重新编码为“0”，1～9 编码为“1”，10～18 编码为“2”，19～27 编码为“3”，以编码后分值评估被试睡眠障碍程度。测得K-S 参数检验达显著水平（P=0.000，df=1 735）；探索性因子分析：累积贡献率55.515%，9 个题项全部进入预设，KMO=0.899，Bartlett 球形检验达显著水平（Chi-Square=4 949.854，df=36，P<0.001）；验证性因子分析：x2/df（27）=1.955，GFI=0.988，NFI=0.965，IFI=0.970，NNFI=0.950，CFI=0.970，SRMR=0.040 8，RMSEA=0.055；Cronbach'sα=0.930；重测稳定性系数0.800（P<0.01，Kappa一致性检验）。

1.2.4 体育活动等级量表 采用梁德清[22]体育活动等级量表，旨从锻炼强度、持续时间、锻炼频率评定被试的运动量情况，各指标皆为5个等级，其中锻炼的强度与频率从1～5等级分别计1～5分，持续时间从1～5 等级分别计0～4 分。采用“强度×时间×频率”计算运动量情况，以小运动量≤19 分、中等运动量为20～42 分、大运动量≥43 分划分活动量等级。结合题意，以运动量等级量化体育锻炼情况。重测稳定性系数0.511（P<0.01，Kappa一致性检验）。

1.3 施测过程

施测前，统一对问卷数据采集的负责人进行施测流程、要点、方法等培训。采用纸笔法，对抽样单位开展问卷调查。施测需被试知情同意，口头宣读问卷指导语，让被试知晓问卷调查的用途、调查的保密性、填答问卷的匿名性和自愿性等，并提醒被试可在施测过程中随时自愿放弃、终止问卷填答。问卷填答12 min后，由数据采集负责人当场回收。施测中，获取被试年龄、年级、性别等人口统计学资料。

1.4 数据处理与分析

将有效数据导入SPSS26.0 分析软件。利用K-S非参数检验、可靠性分析、探索性及验证性因子分析等检验数据正态分布及工具信效度。数据经标准化处理后，采用Mann-Whitney U 检验考察诸变量性别差异，并采用Kruskal-Wallis H检验考察诸变量年级差异。采用控制性别、年龄、年级的偏相关分析、回归分析等，考察孤独感、手机成瘾、睡眠障碍对体育锻炼的直接影响效应。利用Bootstrap法Process（3.5版）插件分析孤独感影响体育锻炼的间接效应（手机成瘾、睡眠障碍的链式中介效应和性别的调节效应）[23]，设定如下：设定模型=92；X=孤独感，M1=手机成瘾，M2=睡眠障碍，Y=体育锻炼，W=性别；Bootstrap Samples=5 000；取样方法为Bias Corrected，置信区间设为95%，分组条件为Meanand+/-SDfromMean。

1.5 共同方法偏差检验

采用Harman 单因素检验法，考察施测可能存在的共同方法偏差：排除基本信息，对所有题项进行单因素、未旋转的探索性因子分析，共提取7个特征根大于1 的因子，第1 因子变异率为27.587%，未达到临界值40%，证实施测中的共同方法偏差可接受。

2 结 果

2.1 孤独感、手机成瘾、睡眠障碍与大学生体育锻炼的群体差异分析

性别的Mann-Whitney U 检验和年级的Kruskal-Wallis H 检验显示（见表1、表2）：孤独感、睡眠障碍和体育锻炼的性别差异皆显著（P<0.01），而手机成瘾性别差异不显著（P>0.05），且女生具有较高的孤独感、较低的睡眠障碍和体育锻炼水平；孤独感和手机成瘾的年级差异显著（P<0.05），睡眠障碍和体育锻炼的年级差异不显著（P>0.05），从大一至大三，被试报告的孤独感依次递减，而手机成瘾依次递增。

2.2 孤独感、手机成瘾、睡眠障碍对大学生体育锻炼的影响效应分析

为排除人口统计学变量的干扰，数据经标准化处理后，对诸变量进行控制性别、年级、年龄的偏相关性分析显示（见表2）：孤独感与手机成瘾、睡眠障碍的正相关，与体育锻炼的负相关皆达显著水平（P<0.001）；手机成瘾与睡眠障碍的正相关，与体育锻炼的负相关皆达显著水平（P<0.001）；睡眠障碍与体育锻炼的负相关达显著水平（P<0.001）。

表1 性别的Mann-Whitney U检验和年级的Kruskal-Wallis H检验（M±SD）Table1 Mann-Whitney U Test of Gender and Kruskal-Wallis H Test of Grade

表2 孤独感、手机成瘾、睡眠障碍、体育锻炼的偏相关性分析Table2 Partial Correlation Analysis of Loneliness，Mobile Phone Addiction，Sleep Dysfunction，and Physical Activity

分别以孤独感、手机成瘾、睡眠障碍为自变量，体育锻炼为因变量，强行进入法进行3 组回归分析显示（见表3）：孤独感[F（1，1733）=312.044，β=-0.391]、手机成瘾[F（1，1733）=38.343，β=-0.147]和 睡 眠 障 碍[F（1，1733）=316.735，β=-0.393]对体育锻炼的负向影响皆显著（P<0.001），分别解释15.2%、2.1%和15.4%的变异。

表3 孤独感、手机成瘾、睡眠障碍分别对体育锻炼的回归分析Table3 Regression Analysis of Loneliness，Mobile Phone Addic‐tion，and Sleep Dysfunction on Physical Activity，Individually

利用Bootstrap 法，考察孤独感对体育锻炼的间接影响（见表4、表5）。方程1：孤独感对手机成瘾正向影响显著[β=0.391，F（3，1731）=32.627，95%CI=[0.034，0.089]，P<0.001]，但性别的调节效应不显著[βInt_1=-0.010，F（1，1731）=1.559，95%CI=[-0.033，0.007]，P>0.05]；方 程2：孤 独 感[β=0.377，95%CI=[0.086，0.167]，P<0.001]和手机成瘾[β=0.061，95%CI=[0.112，0.300]，P<0.01]分别对睡眠障碍的正向影响显著[F（5，1729）=328.430]，且性 别在 孤独 感影 响 睡眠 障碍[βInt_1=0.100，F（1，1729）=43.291，95%CI=[0.001，0.012]，P<0.001]、手 机 成 瘾 影 响 睡 眠 障 碍 时[βInt_1=0.180，F（1，1729）=5.558，95%CI=[0.002，0.006]，P<0.05]的正调节效应皆显著，检验发现β男=0.326（t=25.268，95%CI=[0.301，0.352]）、β女=0.227（t=28.191，95%CI=[0.211，0.242]）；方程3：孤独感[β=-0.225，95%CI=[-0.008，-0.048]，P<0.001]、手 机 成 瘾[β=-0.045，95%CI= [-0.117，-0.091]，P<0.05]和睡眠障碍[β=-0.234，95%CI=[-0.143，-0.001]，P<0.001]对体育锻炼的负向影响皆显著[F（7，1727）=85.843]，但性别在诸影响路径上的调节效应皆不显著（P>0.05）。

表4 间接影响效应检验Table4 Test of The Indirect Effects

表5 间接影响效应的Bootstrap检验Table5 Bootstrap Test of The Indirect Effects

综上，在孤独感影响大学生体育锻炼时，手机成瘾、睡眠障碍具备链式中介效应，在此链式中介机制中，性别调节了孤独感对手机成瘾的影响，也调节了手机成瘾对睡眠障碍的影响（见表6）。相较于女性大学生，孤独感更易诱发男性大学生的手机成瘾倾向，且手机成瘾倾向更易使男性大学生罹患睡眠障碍。基于此，为从直观层面诠释诸变量内在关联，构建一组有调节的链式中介模型（见图2）。

表6 研究假设验证结果Table6 Verification Results of Research Hypothesis

图2 有调节的链式中介效应模型Figure2 The Model of Moderated Chain Mediating Effect

3 讨 论

3.1 孤独感、手机成瘾、睡眠障碍与大学生体育锻炼的群体差异

性别的Mann-Whitney U 检验表明，孤独感、睡眠障碍和大学生体育锻炼的性别差异显著。相较于男生，女生具有较高的孤独感、较低的睡眠障碍和体育锻炼水平，该结果与前人观点一致[3，24]。情绪归因理论认为，当感受到消极体验，男性会抱怨外界环境，女性则倾向于自我抱怨[25]。也就是说，在社会交往中，陷入负性情境的男性倾向于将不愉悦感受归因于外界不接纳、不认可，并较易将情绪外放；女性则更多将负性体验归因于自我缺失和不足，在自我腹诽中形成孤独感。正如前人所言：因情绪脑结构差异，女性负性情绪易感性更强，较难通过认知策略调节负性情绪，更易产生孤独感[26]。毋庸讳言，大学生在许多生活习惯和注意偏好上或存性别差异，这亦导致男生往往在睡前仍保持活跃状态，且对手机游戏、网络游戏趋之若鹜[27]，加之其学业压力的高度易感性，更易形成睡眠障碍。正如前人所言：注意偏好和生活习惯等差异，导致男性更易引发睡眠障碍等问题[24]。社会性别理论认为，传统性别观念会引导两性行为朝着社会期许的方向非均衡发展，使男女性别角色认知和行为产生差异[28]。众所周知，体育运动往往象征拼搏、争胜，这似乎更符合社会对男性个性特征的期望。相应地，在体育锻炼方面，男生会比女生更活跃、积极、主动且具持续性，而恬静、温顺是刻板印象赋予女性的角色标签，这亦导致女生在参加体育锻炼时相对文静和稳重。可见，孤独感、睡眠障碍和体育锻炼的性别差异，可能与男女大学生迥异的情绪归因风格、生活习惯和性别角色认知有关。

年级的Kruskal-Wallis H检验表明，孤独感和手机成瘾的年级差异显著，孤独感从大一至大三依次递减，而手机成瘾则依次递增，该结果与前人观点一致[24，29]。随着在校年限增长，大学生能在同侪交往中丰富社交经验，对外界消极因素的自控和情绪调节能力不断强化，在同伴关系处理上也会逐渐成熟。因此，当知觉到被忽视、排斥时，高年级大学生更易选择适宜的情绪调控或应对方式脱困，难于累聚严重的孤独感。众所周知，随着年龄增长，大学生的独立意识和自我关注逐渐增强，加之受行为偏好和注意偏向的影响，年级越高越热衷于在手机使用中获得技术操控（如手游）满足感或网购物质获得感[29]。因此，与前人研究观点一致，高年级大学生的手机成瘾倾向检出率更高[30]。综上，大学生孤独感和手机成瘾的年级差异，可能与其社交经验、情绪调节能力、行为偏好的稳定性有关。

3.2 孤独感、手机成瘾、睡眠障碍对大学生体育锻炼的影响效应

控制性别、年龄、年级的偏相关分析和回归分析表明，孤独感、手机成瘾、睡眠障碍对大学生体育锻炼皆具有显著的负向影响；Bootstrap 法证实了，在孤独感影响大学生体育锻炼时，手机成瘾和睡眠障碍的链式中介效应显著，并证实性别能调节孤独感对手机成瘾、手机成瘾对睡眠障碍的影响。

3.2.1 直接影响效应讨论 首先，分析证实假设H1不被拒绝，即孤独感对大学生体育锻炼的负向影响显著，与前人观点一致[4]。数据结果显示，孤独感会制约人际关系能力发展，引发抑郁、社会退缩，导致个体自觉与他人产生社会距离而抵触互动行为，对于大学生，孤独感越强烈，越难于形成稳定、持久的锻炼行为，其参与次数也会越少。换句话说，当大学生因被同侪排斥、忽视或拒绝而知觉到孤独感，便较易在社会互动中呈现消极自我、社会退缩，亦可能伴有焦虑、抑郁等内化问题[26]。因此，在从事锻炼活动时往往呈现低自信、低活跃度、低投入状态。分析证实了前人观点，即孤独感会导致主体身体活动缺乏动力[6]。总之，作为一种社会情境引发的消极情绪体验，孤独感易使大学生产生自我孤立和逃避倾向，阻滞体育锻炼的心理投入和行为呈现。正如流畅性理论揭示的：主体的认知体验能作为一种信息线索而决定后续行为[31]。

其次，分析证实假设H2不被拒绝，即手机成瘾对大学生体育锻炼的负向影响显著，与前人观点一致[9]。数据结果折射出，易沉迷于手机使用或难于戒断手机使用的大学生，往往将注意偏好转移到虚拟网络世界，导致大量余暇时间被屏前行为、久坐行为挤占，而在现实中更多呈现消极、惫懒的锻炼参与状态。有研究表明，手机成瘾者倾向于在手机使用（手机游戏、网络交友）中寻求满足感、维持自尊，而往往以消极的自我呈现和易波动的情绪化表现应对现实生活事件[32]。足见，手机成瘾是大学生践行体育锻炼的羁绊，成瘾倾向越严重，体育锻炼越消极。正如前人所言，手机成瘾会引发一系列负面心理反应（如社会排他性），从而导致低能耗的身体活动和非活跃状态[33]。值得一提的是，手机成瘾对大学生体育锻炼的影响效应较低（β=-0.147，R2=0.021），究其原因：一方面，可能受霍桑效应影响，大学生被试在报告手机使用状况时存在内隐心理控制，导致数据报告结果相对理想化；另一方面，手机成瘾可能通过增加静态时间、屏前行为，降低睡眠质量、产生社会退缩心理等问题而间接影响锻炼实践，该结果亦证实了既有研究的相关结论[8]。

最后，分析证实假设H3不被拒绝，即睡眠障碍对大学生体育锻炼的负向影响显著，与前人部分观点一致[14]。临床心理学发现，睡眠障碍会使人疲惫无力、精神萎靡，严重的睡眠障碍不仅会引发主体内化问题（抑郁、焦虑），还会干扰正常的日间体育锻炼活动[13]。既有多项研究表明，睡眠质量问题与日常体育锻炼或身体活动存在中高水平的相关，且通过体育锻炼干预可有效缓解睡眠障碍[12，14]。本研究拓展了前人观点，从另一视角发现，睡眠障碍同样会影响大学生日间体育锻炼参与（β=-0.393），并能解释15.4%的变异。毋庸讳言，尽管国家教育部在2007 年便推行了“全国亿万学生阳光体育运动”，但大学生体育锻炼的发展依旧磐散行汲，甚至存在“虚假繁荣”之象[34]。而该现象的致因除外界因素（锻炼氛围、自然条件），或与个体生活习惯、睡眠质量有关。正如前人所言：改善睡眠质量、缓解睡眠障碍可以改善体育锻炼参与状态，还可以降低年龄增长带来的慢性疾病发病率[11]。基于此，本研究认为，缓解睡眠障碍、改善睡眠质量，可能是促进大学生积极参与体育锻炼的一项干预手段。

3.2.2 间接影响效应讨论 分析证实了假设H4不被拒绝，即在孤独感与大学生体育锻炼影响链上，手机成瘾和睡眠障碍具备链式中介效应。补偿性网络使用理论认为，当主体在现实中陷入困境、遭遇心理问题，可能会将生活重心转移至智能手机，以维持自尊、逃避痛苦、消解压力，加之手机的多功能性易使人沉迷于手机使用而影响时间自我管理能力，干扰正常生活[35]。自我调节缺陷模型亦强调，有社会心理问题的人往往缺乏时间自我管理能力和自控力，更易因无节制的手机使用而成瘾，从而在现实中出现一系列问题行为[36]。可见，当大学生在社交中知觉到孤独感，较易将情感迁移至频繁使用手机，以满足归属感和愉悦感，并在高频使用中成瘾，甚至会由此提高睡前大脑兴奋性，降低睡眠质量、产生睡眠障碍，从而影响日间体育锻炼的参与状态。简言之，孤独感既以直接的方式影响大学生参与体育锻炼，还可以通过加剧手机成瘾倾向而引发睡眠障碍，最终对体育锻炼产生阻滞作用。正如偏好理论阐释的：源于社会情境的不愉悦感受会改变注意偏好，由此引发内化问题，并影响行为呈现方式[37]。基于此，本研究认为，构建积极健康的人际交往氛围，加强大学生的自我情绪和时间管理能力，可有效防控手机成瘾倾向，养成良好作息习惯、提升睡眠质量，改善体育锻炼参与现状。

分析证实了假设H5中的部分子假设（H5a和H5c）不被拒绝，即性别能调节孤独感对手机成瘾的影响，亦能调节手机成瘾对睡眠障碍的影响。相较而言，孤独感更易诱发男性大学生的手机成瘾倾向，且手机成瘾更易使男性大学生罹患睡眠障碍，与前人观点一致[38]。既有研究表明，孤独感往往伴随低效能感、低自尊和社会退缩倾向[39]。受儒家思想桎梏，社会性别观念往往赋予男性独立、坚强、乐于自我展示等标签，这亦使男性在陷入负性情境时倾向于将不愉悦感受或情绪发泄、外放，而若真切知觉到被孤立而产生孤独感，男性则更易对现实生活事件产生逃避、抵触、放弃心理，并主动将注意偏向和行为偏好转移至手机的操作性使用（网游、手游），或者在虚拟网络世界（网络社交、网络购物）获得成就感、归属感、安全感和满足感，更易产生手机成瘾倾向。加之，大学生普遍对新鲜事物存有高度敏感性，其自我约束能力尚未成熟，相较之下，男生比女生更倾向于行为的自我主导与支配，更易因强迫性、冲动性的手机使用而影响日常作息，产生睡眠障碍。因此，相较于女性大学生，孤独感更易加重男大学生的手机成瘾倾向，且手机成瘾严重的男生更易罹患睡眠障碍、睡眠时间不足等问题。

4 结 论

相较于男性大学生，女性大学生能感知到更高的孤独感，具有较低的睡眠障碍，并呈现较低的体育锻炼水平；随着年级升高，大学生感知到的孤独感依次递减，但手机成瘾却依次递增；孤独感、手机成瘾、睡眠障碍是制约大学生体育锻炼的前因，孤独感既能直接阻滞大学生参与体育锻炼，还会通过诱发手机成瘾倾向引发睡眠障碍，从而制约大学生体育锻炼实践，且孤独感更易加重男性大学生的手机成瘾倾向，且手机成瘾更易使男性大学生罹患睡眠障碍。