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摘 要：为了促进全民健身运动的发展，探讨女性的年龄、有氧锻炼与身心健康的关系，采用问卷调查法，建立逐步多元回归分析模型，对健身俱乐部20～40岁中青年女性的有氧锻炼情况进行实证研究。研究结果显示：每次有氧锻炼时间和每周锻炼次数的多少对减轻中青年女性的身心压力、提高身心健康水平有非常显著的积极影响，而有氧锻炼的强度对健康水平则无显著作用；分析了其中的原因并提出相应的对策和建议。
关键词：中青年女性；有氧锻炼；现状；调查研究
中图分类号：G806 文献标识码：A 文章编号：1007-3612(2010)04-0066-04
据调查，有氧锻炼深受各阶层女性喜爱，大部分女性在健身俱乐部热衷于参加有氧健身操、瑜伽、spinning等项目。据张春美、季浏(2006)等一项针对有氧锻炼对女大学生心理效果研究中可以发现，作者把心理效果分成四个纬度：精神振作感、平静感、疲劳感和积极参与感，对实验组和对照组学生进行研究，结果表明科学有氧健身的实验组在3周后的心理效果产生显著差异，结果积极。在查阅众多文献资料后可发现，现代社会中对有氧锻炼概念的理解呈多样化样态，较难形成一个统一的观点。同时，现阶段研究有氧锻炼研究大学生身心健康方面的内容较多，而研究健身俱乐部中此方面的内容甚是少见，且没有一套行之有效的健身处方。为了给这些中青年女性在健身俱乐部有氧锻炼时的正确运动指引，本文就健身俱乐部20～40岁中青年女性有氧健身现状、有氧锻炼各要素(时间、频度、强度)以及意识对其身心健康的适用效果进行深入探讨，并给出相关建议。
1 研究对象与方法
1.1 研究对象 中青年女性(来自舒适堡、美格菲、威尔士、健力宝、攀宇、优健美等29所俱乐部的中青年女性会员，年龄范围在20～40岁之间)，根据随机抽样的方法从中抽取2900名会员进行问卷调查。
1.2 研究方法
1.2.1 访谈法 与不同健身状态的有氧锻炼女性进行访谈，由此了解不同健身时间、频率对此年龄段女性身心健康带来的不同影响，以确立调查问卷的基本框架。
1.2.2 问卷调查法 通过对现有研究成果的汇总分析，结合访谈及本研究的思路，构建有氧锻炼与身心健康自评量表，并进行了先期小样本的试测，检验量表的可信度，根据试测结果针对问卷中存在的缺陷加以改进，最后确定了正式调查量表。量表发放对象是全国29所健身俱乐部中参与有氧运动的女性消费者，问卷量表发放总数为2900份，回收问卷2791份，剔除无效问卷77份，得到有效问卷2714份，有效率为93.6％。
1.2.3 数理统计法 对所调查的量表数据进行审核与复查后，输入SPSS统计分析软件建立数据库，并归类整理，采用多元线性逐步回归分析模型，程序如下。1)建立分析变量。将中青年女性健身者的身心健康自评总分设为因变量，身心健康自评由三个维度构成，即身体健康、心理健康及社会健康。每个因素各包括两个下位因子，每个因子分别由5个问题组成，量表全程为30个提问项目。采用莱科自评法将变量划分为5等级顺序变量，选项从1=完全不符，过渡到5=完全符合，并由五个指标合计为身心健康自评总分，量度分值范围为30～150分，量度分值越高，健康程度就越低。(身心健康自评量表结构见表1)
2)自变量。自变量为有氧锻炼，有氧锻炼指的是：低强度、缓节奏、不间断或少间断及持续时间较长的运动。它包括“有氧锻炼时间”、“周有氧锻炼次数”、“有氧锻炼强度”三个维度组成。考虑到调查对象难以专业概念来量度有氧锻炼的实际强度，因而本调查以有氧锻炼时的出汗程度与疲劳自评来量度；用莱科自评法将三个变量划分为5等分顺序变量，分别为有氧锻炼时间(1-5分)、有氧锻炼周次数(1-5分)和锻炼强度(1-5分)。
2 结果与分析
2.1 有氧锻炼基本描述性分析
2.1.1 有氧锻炼基本描述统计性结果如表l所示，样本有效数据为2714，没有缺失值，每周平均参加有氧锻炼的次数为2.56，即3次左右，标准差为1；每次平均有氧锻炼的时间为3.03，即40～60min，标准差为1.1；有氧锻炼的平均强度为2.25，即较轻松或略微疲劳，标准差为0.45。
2.1.2 每周有氧锻炼次数的频数分布情况 如表2所示，可以看出，每周平均锻炼次数1次的占13.9％，2～3次占35.4％，4～5次的占26.6％，天天锻炼的为24.1％。
2.1.3 每次有氧锻炼时间的频数分布情况如表3所示，每周平均锻炼时间在20min以下的占8.2％，20～40min的占24.5％，40～60min的占32.7％，60～90min的占25.5％，90min以上的占9.1％。
2.1.4 每次有氧锻炼强度分析 如表4所示，心跳平稳、极少出汗、非常轻松的占5.5％，心跳略微加快、呼吸频率加快、稍多出汗、略微轻松(或轻微疲劳)的占63.6％，心跳明显加快、呼吸急促、大量出汗，比较疲劳占27.3％，明显心慌、上气不接下气、持续大量出汗、疲惫不堪占3.6％。
2.1.5 身心健康自评的描述统计性结果 如表5所示，女性对于自己身心健康评价分疲劳感、睡眠障碍、焦虑、注意涣散、人际障碍、交往紧张6个部分，身心健康的自评即为该6部分评价的总和。其中对自己身心健康完全满意的占总样本的0.9％，比较满意的占72.7％，基本满意的占21.8％，有些满意的占4.5％，样本中没有完全不满的人群。评价的平均水平处于“比较满意”，标准差为17.95。
2.2 有氧锻炼与身心健康的两两相关分析 参加回归分析的4个变量(1个因变量，3个自变量)之间的两两相关系数及检验情况如表6所示，因变量身心健康与自变量每周锻炼次数、每次锻炼时间及锻炼强度分别为－0.801、-0.649和0.220，显著性意义均达0.01水平。3个自变量之间的两两相关系数据的显著性检验均远小于0.05，表明在两两相关系数的检验分析中，各变量之间的相关关系均有非常显著性意义。在进行自变量对因变量的影响时，虽然各变量的两两相关关系都呈现出较显著的意义，但在多因素交互作用的情况下，是否存在这种相关性，还需将自变量各因素纳入多元线性回归方程模型，作进一步的检验分析。
2.3 多元线性回归方程模型对自变量的筛选 多元线性回归方程模型对自变量的筛选过程。即变量进入／退出模型的情况如表7所示，3个自变量中只有2个自变量，即每周有氧锻炼次数和每次有氧锻炼时间进入模型。这可以理解为，自变量每周有氧锻炼次数和每次有氧锻炼时间与身心健康自评的相关系数最大，同时，由于3个自变量之间也存在较大的相关，一定程度可以相互代替。
2.4 回归方程拟合情况分析 回归方程拟合情况的分析如表8所示，模型1(每周有氧锻炼次数)的复相关系数(R) 为0.801，决定系数(R2)为0.641，调整决定系数为0.638；模型2(每周有氧锻炼次数和每次有氧锻炼时间)的复相关系数为0.811，决定系数(R2)为0.658，调整决定系数为0.651，表明模型1与2对因变量的解释能力均达到较高的水平，分别解释了因变量方差的63，8％和65，1％。
2.5 回归方程的方差分析及检验结果 回归方程的方差分析及检验结果如表9所示，模型1的F值分别为193.201，Sig显著性水平达0.000；模型2的F值为102.706，Sig显著性水平达0.000，可见回归方程与身心健康自评之间有极其显著的线性关系。
2.6 多元线性逐步回归模型分析 拟合的回归方程系数及检验情况如表10所示。模型1自变量每周有氧锻炼次数回归系数为-12.080，对应Sig显著性水平为0.000，远小于0.05显著性概率水平，检验结果非常显著；模型2自变量每周有氧锻炼次数和每次有氧锻炼时间的回归系数分别为一10.982和-2.615，对应Sig显著性水平达0.000和0.05，远小于0.05显著性概率水平，表明回归系数检验结果均有非常显著意义。
上述结果分析表明，模型1引入自变量每周锻炼次数来回归身心健康具有非常显著的意义，可以看出，回归系数B与身心健康之间呈显著的负相关关系，即中青年女性对身心健康自评的程度受每周锻炼次数多少的影响十分显著。当进一步引入每次锻炼时间变量后发现，每周锻炼次数与身心健康之间仍然呈显著负相关关系的同时，每次锻炼时间也与身心健康呈显著的负相关关系。这一结果表明，在交互作用下，两个自变量对身心健康均有非常显著的积极影响。不难理解，每周有氧锻炼的次数较多，每次有氧锻炼的时间相对较长，中青年女性身心健康自评水平越高的趋势就非常明显。其次，有氧锻炼强度在初始的多元线性回归方程模型对自变量的筛选过程中并没有能够进入分析模型，表明有氧锻炼强度在多因素交互影响作用下与身心健康之间没有显著的线性关系，进而说明虽然有氧锻炼强度与身心健康之间在两两相关分析中呈显著正相关关系，但无论在一元回归分析还是在有交互影响的多元回归分析模型中均无法显示出该变量对中青年女性身心健康产生的显著影响。这可以理解为，有氧锻炼强度变量与身心健康之间有一定的相伴关系，但并不能说明它们之间有因果关系。由于锻炼强度与锻炼时间及周锻炼次数之间在两两相关分析中有显著的相关关系表达，因而，它对身心健康的影响有可能被有氧锻炼时间和周有氧锻炼次数的交互作用所替代。
综合上述结果我们认为，从整体上看，有氧锻炼的各种因素对中青年女性身心健康的影响是积极明显的，这种影响主要来自于每周有氧锻炼的次数和每次锻炼的时间，但有氧锻炼强度的大小对身心健康的影响并不明显。其可能的解释是，健身俱乐部的中青年女性以白领及高文化人群为主，她们加入健身俱乐部从事有氧锻炼的目的主要以塑身美体，愉悦心智、缓解压力、沟通人际关系为主，因而在实际的事实问讯调查中，我们发现她们选择有氧健身的项目主要以各类有氧操课、跑步机、打球和游泳为优先选择(表11)，追求每周锻炼次数多、低强度、缓节奏、不间断、持续时间较长的有氧运动，而并不追求大量出汗和过分疲劳的练习强度，而过大强度恰恰会引起练习者的身体不适感和过大心理负担。事实上，对于中青年女性来说，过分的锻炼强度对中青年女性的身心健康自评产生的影响可能是消极的，而经常参加有氧锻炼的中青年女性，她们的身体健康与主观健康自评往往较为乐观、情绪稳定；许多身心健康自评程度较高的中青年女性，都有适合于自己身心健康状况的一套强度不大的有氧锻炼方法，每周都能锻炼3、4次，每次都能练习60民以上的有氧锻炼过程中，不仅提升了身体锻炼的生物功能，更重要的是，通过有氧锻炼的媒介作用，满足了中青年女性塑身美体、愉悦心智、缓解压力、沟通人际关系的心理需求和愿望，有氧锻炼成为中青年女性的主要生活方式之一。
上述研究提供的有氧锻炼对中青年女性身心健康自评产生影响的分析结果，解释了因变量的大部分方差，这些自变量在总体性作用于个人并对身心健康自评产生着权重不一、方向各异、积极或消积的影响。同时看到，对中青年身心健康自评产生影响的因素是非常复杂和多元化的，而有氧锻炼仅是这些因素中很少的一部分。因而，有氧锻炼强度在回归分析模型中虽没有显示出显著的线性关系，但不能排除在进一步引入其它变量(生活方式的方方面面)的情况下，出现新的变化的可能性。
3 结论与建议
3.1 结论 1)本研究所建立的多元线性回归模型对中青年女性在多因素交互作用下有氧锻炼与身心健康的关系有非常显著的作用。2)每周有氧锻炼的次数对提高中青年女性身心健康自评程度有非常显著的积极效应。3)每次有氧锻炼时间较长的中青年女性比锻炼时间较少者的身心健康自评水平更高。
4)有氧锻炼强度对中青年女性身心健康的影响有效果，受到其有氧锻炼时间和周有氧锻炼次数的交互作用影响。5)对中青年女性身心健康自评产生影响的因素是复杂多元的，有氧锻炼是重要因素之一。
3.2 建议 1)健身俱乐部对会员要按不同健身目的进行分组，以利于健身指导员更好地按照会员的健身目的进行指导。2)每次有氧锻炼时间要尽可能的长些，每周锻炼次数也可以适当增加，但要学会自我调整。3)在每次有氧锻炼时，要尽量进行多种项目的交替，以促进全身心发展。4)中年女性最好能够长期坚持有氧健身操锻炼，以保持体能，延缓衰老等。5)各健身俱乐部要加大对健身指导员的培训和使用力度，提高教练队伍的专业水平。
关键词：中青年女性；有氧锻炼；现状；调查研究
中图分类号：G806 文献标识码：A 文章编号：1007-3612(2010)04-0066-04
据调查，有氧锻炼深受各阶层女性喜爱，大部分女性在健身俱乐部热衷于参加有氧健身操、瑜伽、spinning等项目。据张春美、季浏(2006)等一项针对有氧锻炼对女大学生心理效果研究中可以发现，作者把心理效果分成四个纬度：精神振作感、平静感、疲劳感和积极参与感，对实验组和对照组学生进行研究，结果表明科学有氧健身的实验组在3周后的心理效果产生显著差异，结果积极。在查阅众多文献资料后可发现，现代社会中对有氧锻炼概念的理解呈多样化样态，较难形成一个统一的观点。同时，现阶段研究有氧锻炼研究大学生身心健康方面的内容较多，而研究健身俱乐部中此方面的内容甚是少见，且没有一套行之有效的健身处方。为了给这些中青年女性在健身俱乐部有氧锻炼时的正确运动指引，本文就健身俱乐部20～40岁中青年女性有氧健身现状、有氧锻炼各要素(时间、频度、强度)以及意识对其身心健康的适用效果进行深入探讨，并给出相关建议。
1 研究对象与方法
1.1 研究对象 中青年女性(来自舒适堡、美格菲、威尔士、健力宝、攀宇、优健美等29所俱乐部的中青年女性会员，年龄范围在20～40岁之间)，根据随机抽样的方法从中抽取2900名会员进行问卷调查。
1.2 研究方法
1.2.1 访谈法 与不同健身状态的有氧锻炼女性进行访谈，由此了解不同健身时间、频率对此年龄段女性身心健康带来的不同影响，以确立调查问卷的基本框架。
1.2.2 问卷调查法 通过对现有研究成果的汇总分析，结合访谈及本研究的思路，构建有氧锻炼与身心健康自评量表，并进行了先期小样本的试测，检验量表的可信度，根据试测结果针对问卷中存在的缺陷加以改进，最后确定了正式调查量表。量表发放对象是全国29所健身俱乐部中参与有氧运动的女性消费者，问卷量表发放总数为2900份，回收问卷2791份，剔除无效问卷77份，得到有效问卷2714份，有效率为93.6％。
1.2.3 数理统计法 对所调查的量表数据进行审核与复查后，输入SPSS统计分析软件建立数据库，并归类整理，采用多元线性逐步回归分析模型，程序如下。1)建立分析变量。将中青年女性健身者的身心健康自评总分设为因变量，身心健康自评由三个维度构成，即身体健康、心理健康及社会健康。每个因素各包括两个下位因子，每个因子分别由5个问题组成，量表全程为30个提问项目。采用莱科自评法将变量划分为5等级顺序变量，选项从1=完全不符，过渡到5=完全符合，并由五个指标合计为身心健康自评总分，量度分值范围为30～150分，量度分值越高，健康程度就越低。(身心健康自评量表结构见表1)
2)自变量。自变量为有氧锻炼，有氧锻炼指的是：低强度、缓节奏、不间断或少间断及持续时间较长的运动。它包括“有氧锻炼时间”、“周有氧锻炼次数”、“有氧锻炼强度”三个维度组成。考虑到调查对象难以专业概念来量度有氧锻炼的实际强度，因而本调查以有氧锻炼时的出汗程度与疲劳自评来量度；用莱科自评法将三个变量划分为5等分顺序变量，分别为有氧锻炼时间(1-5分)、有氧锻炼周次数(1-5分)和锻炼强度(1-5分)。
2 结果与分析
2.1 有氧锻炼基本描述性分析
2.1.1 有氧锻炼基本描述统计性结果如表l所示，样本有效数据为2714，没有缺失值，每周平均参加有氧锻炼的次数为2.56，即3次左右，标准差为1；每次平均有氧锻炼的时间为3.03，即40～60min，标准差为1.1；有氧锻炼的平均强度为2.25，即较轻松或略微疲劳，标准差为0.45。
2.1.2 每周有氧锻炼次数的频数分布情况 如表2所示，可以看出，每周平均锻炼次数1次的占13.9％，2～3次占35.4％，4～5次的占26.6％，天天锻炼的为24.1％。
2.1.3 每次有氧锻炼时间的频数分布情况如表3所示，每周平均锻炼时间在20min以下的占8.2％，20～40min的占24.5％，40～60min的占32.7％，60～90min的占25.5％，90min以上的占9.1％。
2.1.4 每次有氧锻炼强度分析 如表4所示，心跳平稳、极少出汗、非常轻松的占5.5％，心跳略微加快、呼吸频率加快、稍多出汗、略微轻松(或轻微疲劳)的占63.6％，心跳明显加快、呼吸急促、大量出汗，比较疲劳占27.3％，明显心慌、上气不接下气、持续大量出汗、疲惫不堪占3.6％。
2.1.5 身心健康自评的描述统计性结果 如表5所示，女性对于自己身心健康评价分疲劳感、睡眠障碍、焦虑、注意涣散、人际障碍、交往紧张6个部分，身心健康的自评即为该6部分评价的总和。其中对自己身心健康完全满意的占总样本的0.9％，比较满意的占72.7％，基本满意的占21.8％，有些满意的占4.5％，样本中没有完全不满的人群。评价的平均水平处于“比较满意”，标准差为17.95。
2.2 有氧锻炼与身心健康的两两相关分析 参加回归分析的4个变量(1个因变量，3个自变量)之间的两两相关系数及检验情况如表6所示，因变量身心健康与自变量每周锻炼次数、每次锻炼时间及锻炼强度分别为－0.801、-0.649和0.220，显著性意义均达0.01水平。3个自变量之间的两两相关系数据的显著性检验均远小于0.05，表明在两两相关系数的检验分析中，各变量之间的相关关系均有非常显著性意义。在进行自变量对因变量的影响时，虽然各变量的两两相关关系都呈现出较显著的意义，但在多因素交互作用的情况下，是否存在这种相关性，还需将自变量各因素纳入多元线性回归方程模型，作进一步的检验分析。
2.3 多元线性回归方程模型对自变量的筛选 多元线性回归方程模型对自变量的筛选过程。即变量进入／退出模型的情况如表7所示，3个自变量中只有2个自变量，即每周有氧锻炼次数和每次有氧锻炼时间进入模型。这可以理解为，自变量每周有氧锻炼次数和每次有氧锻炼时间与身心健康自评的相关系数最大，同时，由于3个自变量之间也存在较大的相关，一定程度可以相互代替。
2.4 回归方程拟合情况分析 回归方程拟合情况的分析如表8所示，模型1(每周有氧锻炼次数)的复相关系数(R) 为0.801，决定系数(R2)为0.641，调整决定系数为0.638；模型2(每周有氧锻炼次数和每次有氧锻炼时间)的复相关系数为0.811，决定系数(R2)为0.658，调整决定系数为0.651，表明模型1与2对因变量的解释能力均达到较高的水平，分别解释了因变量方差的63，8％和65，1％。
2.5 回归方程的方差分析及检验结果 回归方程的方差分析及检验结果如表9所示，模型1的F值分别为193.201，Sig显著性水平达0.000；模型2的F值为102.706，Sig显著性水平达0.000，可见回归方程与身心健康自评之间有极其显著的线性关系。
2.6 多元线性逐步回归模型分析 拟合的回归方程系数及检验情况如表10所示。模型1自变量每周有氧锻炼次数回归系数为-12.080，对应Sig显著性水平为0.000，远小于0.05显著性概率水平，检验结果非常显著；模型2自变量每周有氧锻炼次数和每次有氧锻炼时间的回归系数分别为一10.982和-2.615，对应Sig显著性水平达0.000和0.05，远小于0.05显著性概率水平，表明回归系数检验结果均有非常显著意义。
上述结果分析表明，模型1引入自变量每周锻炼次数来回归身心健康具有非常显著的意义，可以看出，回归系数B与身心健康之间呈显著的负相关关系，即中青年女性对身心健康自评的程度受每周锻炼次数多少的影响十分显著。当进一步引入每次锻炼时间变量后发现，每周锻炼次数与身心健康之间仍然呈显著负相关关系的同时，每次锻炼时间也与身心健康呈显著的负相关关系。这一结果表明，在交互作用下，两个自变量对身心健康均有非常显著的积极影响。不难理解，每周有氧锻炼的次数较多，每次有氧锻炼的时间相对较长，中青年女性身心健康自评水平越高的趋势就非常明显。其次，有氧锻炼强度在初始的多元线性回归方程模型对自变量的筛选过程中并没有能够进入分析模型，表明有氧锻炼强度在多因素交互影响作用下与身心健康之间没有显著的线性关系，进而说明虽然有氧锻炼强度与身心健康之间在两两相关分析中呈显著正相关关系，但无论在一元回归分析还是在有交互影响的多元回归分析模型中均无法显示出该变量对中青年女性身心健康产生的显著影响。这可以理解为，有氧锻炼强度变量与身心健康之间有一定的相伴关系，但并不能说明它们之间有因果关系。由于锻炼强度与锻炼时间及周锻炼次数之间在两两相关分析中有显著的相关关系表达，因而，它对身心健康的影响有可能被有氧锻炼时间和周有氧锻炼次数的交互作用所替代。
综合上述结果我们认为，从整体上看，有氧锻炼的各种因素对中青年女性身心健康的影响是积极明显的，这种影响主要来自于每周有氧锻炼的次数和每次锻炼的时间，但有氧锻炼强度的大小对身心健康的影响并不明显。其可能的解释是，健身俱乐部的中青年女性以白领及高文化人群为主，她们加入健身俱乐部从事有氧锻炼的目的主要以塑身美体，愉悦心智、缓解压力、沟通人际关系为主，因而在实际的事实问讯调查中，我们发现她们选择有氧健身的项目主要以各类有氧操课、跑步机、打球和游泳为优先选择(表11)，追求每周锻炼次数多、低强度、缓节奏、不间断、持续时间较长的有氧运动，而并不追求大量出汗和过分疲劳的练习强度，而过大强度恰恰会引起练习者的身体不适感和过大心理负担。事实上，对于中青年女性来说，过分的锻炼强度对中青年女性的身心健康自评产生的影响可能是消极的，而经常参加有氧锻炼的中青年女性，她们的身体健康与主观健康自评往往较为乐观、情绪稳定；许多身心健康自评程度较高的中青年女性，都有适合于自己身心健康状况的一套强度不大的有氧锻炼方法，每周都能锻炼3、4次，每次都能练习60民以上的有氧锻炼过程中，不仅提升了身体锻炼的生物功能，更重要的是，通过有氧锻炼的媒介作用，满足了中青年女性塑身美体、愉悦心智、缓解压力、沟通人际关系的心理需求和愿望，有氧锻炼成为中青年女性的主要生活方式之一。
上述研究提供的有氧锻炼对中青年女性身心健康自评产生影响的分析结果，解释了因变量的大部分方差，这些自变量在总体性作用于个人并对身心健康自评产生着权重不一、方向各异、积极或消积的影响。同时看到，对中青年身心健康自评产生影响的因素是非常复杂和多元化的，而有氧锻炼仅是这些因素中很少的一部分。因而，有氧锻炼强度在回归分析模型中虽没有显示出显著的线性关系，但不能排除在进一步引入其它变量(生活方式的方方面面)的情况下，出现新的变化的可能性。
3 结论与建议
3.1 结论 1)本研究所建立的多元线性回归模型对中青年女性在多因素交互作用下有氧锻炼与身心健康的关系有非常显著的作用。2)每周有氧锻炼的次数对提高中青年女性身心健康自评程度有非常显著的积极效应。3)每次有氧锻炼时间较长的中青年女性比锻炼时间较少者的身心健康自评水平更高。
4)有氧锻炼强度对中青年女性身心健康的影响有效果，受到其有氧锻炼时间和周有氧锻炼次数的交互作用影响。5)对中青年女性身心健康自评产生影响的因素是复杂多元的，有氧锻炼是重要因素之一。
3.2 建议 1)健身俱乐部对会员要按不同健身目的进行分组，以利于健身指导员更好地按照会员的健身目的进行指导。2)每次有氧锻炼时间要尽可能的长些，每周锻炼次数也可以适当增加，但要学会自我调整。3)在每次有氧锻炼时，要尽量进行多种项目的交替，以促进全身心发展。4)中年女性最好能够长期坚持有氧健身操锻炼，以保持体能，延缓衰老等。5)各健身俱乐部要加大对健身指导员的培训和使用力度，提高教练队伍的专业水平。