体育锻炼影响少数民族大学生心理健康的中介效应研究*

杨勇

健康是人类追求的永恒主题。随着社会的飞速发展和人们生活水平的日益提高以及人类对客观世界和自身认识的不断深化，人们对健康的要求也越来越高。过去那种“无身体疾病即健康”的生物学健康观已不复存在，取而代之的是生物－心理－社会医学模式为基础的健康观。

心理健康是指在身体、智能以及情感上与他人的心理健康不相矛盾的范围内，将个人心境发展成最佳的状态［1］。随着人们对“健康”概念认识的不断深入，人们开始意识到心理健康在人的整个健康中的重要作用。作为促进心理健康重要手段之一的体育锻炼，也越来越受到广泛的关注，人们逐渐意识到体育锻炼的意义与价值不仅仅只是健身，而且还可以达到理想的健心效果。因此，体育锻炼的心理健康效应的研究日益受到重视，目前已经成为国际锻炼心理学和健康心理学领域的重要研究课题。

有关体育锻炼促进大学生心理健康的文献资料较多，但大部分是针对普通大学生，对少数民族大学生的研究较少，而且涉及的因素单一，对于指导实践有限。为此，本研究将以少数民族大学生为调查对象，探讨体育锻炼量与大学生自我效能、社交焦虑、心理健康的关系，检验本研究假设的中介模型。本研究的假设是:①体育锻炼量与大学生自我效能、社交焦虑、心理健康水平相关显著;②大学生的心理健康与自我效能、社交焦虑相关显著;③自我效能和社交焦虑是体育锻炼影响少数民族大学生心理健康的中介变量。

1 对象与方法

1．1 对象本研究随机抽取云南大学、云南师范大学、云南民族大学、昆明理工大学的少数民族大学生，主要包括，彝族、傣族、瑶族、白族、壮族、回族、纳西族、哈尼族、佤族等少数民族。发放问卷800份，有效问卷729份(91．12%)，男生405人，女生324人。

1．2．1 体育锻炼等级量表体育锻炼量的测定采用《体育锻炼等级量表》PARS－3，由武汉体育学院梁德清等人修订，具有较高的信度、效度。该量表的重测信度为0．82。该量表从体育锻炼的强度、时间和频率三方面考察体育锻炼量，计算方法是体育锻炼量=强度×时间×频率，每个方面各分为5个等级，强度和频率从1～5等级分别计1～5分，时间分别计0～4分。

1．2．2 自我效能量表(GSES)共10个项目，涉及个体遇到挫折或困难时的自信心。采用李克特4点量表形式，各项目均为1～4评分。该量表为单维结构，计算得分时把所有10个项目的得分加起来除以10即为总量表分。该量表具有良好的信度和效度。

1．2．3 社交焦虑量表［2］由Fenigstein，Scheier，Buss等人1975年编制，包含6个条目的单维结构，采用5级评分(0代表极不相符，4代表极为相符)。该量表的重测信度为0．77。

1．2．4 心理健康量表心理健康采用自测健康评定量表［2］(SRHMS)中的心理健康子量表进行测量。共有正向情绪、心理症状与负向情绪和认知功能3个维度，15个题目。该子量表的克隆巴赫系数为0．847。适合14岁以上的各类人群(尤其是普通人群)的健康测量，具有直观、全面、准确地反映个体健康状况的特点。3个维度得分的平均值为总体心理健康得分，反映个体的总体心理健康水平。

1．3 统计处理使用SPSS统计软件进行统计分析。

2 结果

2．1 主要变量的描述性统计和零阶相关见表1。

表1 各变量的平均数、标准差及零阶相关(r)

体育锻炼量与自我效能、心理健康有可靠的低度正相关，说明随着体育锻炼量的增加，自我效能和心理健康水平提高。而体育锻炼量与社交焦虑有可靠的低度负相关，说明体育锻炼的量越大，社交焦虑程度越低。大学生的心理健康与自我效能有可靠的中度正相关，与社交焦虑有可靠的中度负相关。说明大学生的自我效能水平越高，心理越健康;社交焦虑水平越低，心理亦更加健康。

2．2 体育锻炼的强度、时间和频率对心理健康的影响见表2。

近日，节水抗旱稻新品种“沪旱61”绿色生产现场观摩会在上海崇明齐茂粮食合作社召开。“沪旱61”新品种的试种结果在会上揭晓：水种旱管栽培模式下，高产示范田块产量达700kg/亩以上，百亩连片平均产量达600kg/亩以上，节水率达50%，节肥率超过20%。

表2 大学生各变量得分的锻炼状况比较

为了进一步了解体育锻炼对心理健康的影响效果，根据体育锻炼等级量表，将体育锻炼强度分为3个等级，即小强度(轻微运动和不太紧张的运动)、中等强度(较激烈的持久运动)和大强度(呼吸急促，出汗较多的运动)。将进行一次体育锻炼的时间分为3个水平，即短时间(30分钟以下)、中时间(30至60分钟)和长时间(60分钟以上)。同时将每周锻炼的次数分成3个组别，即不经常锻炼组(1个月2或3次以下)、中等锻炼组(每周1～2次)和经常锻炼组(每周3次以上)。考虑到性别的影响，将其作为协变量，采用多元方差分析对少数民族大学生在自我效能、社交焦虑、心理健康3个维度的锻炼强度、锻炼时间和锻炼频率的主效应及其交互作用进行分析。

综上可以看出，锻炼强度在心理健康得分上存在非常显著的主效应，而在因变量自我效能和社交焦虑上的主效应不具显著性;每次锻炼时间和每周锻炼次数在因变量自我效能、社交焦虑和心理健康上的主效应均达到了非常显著性水平(P＜0．01、P＜0．001);考察各自变量是否对因变量是否产生交互作用，结果表明各自变量之间只有锻炼频率和锻炼时间在社交焦虑得分上存在显著的交互作用。

采用LSD法对各自变量在因变量上得分的差异情况进行事后比较。结果表明，大强度锻炼者在心理健康量表上的得分极其显著地高于小强度锻炼者。

考察每次不同锻炼时间者在自我效能、社交焦虑和心理健康3个量表上得分的差异情况。结果表明，中长时间锻炼者在自我效能和心理健康量表上的得分非常显著地优于短时间锻炼者，短时间锻炼者在社交焦虑量表上的得分非常显著地高于长时间锻炼者。

进一步考察每周不同锻炼次数者在自我效能、社交焦虑和心理健康3个量表上得分的差异情况。结果表明，偶尔和经常锻炼者在自我效能和心理健康量表上的得分极其显著地优于不经常锻炼者，而不同锻炼频率者两两之间在社交焦虑量表上的得分也存在显著差异，表现为随着锻炼次数的增加社交焦虑降低。

2．3 体育锻炼影响大学生心理健康的路径分析根据温忠麟等人提出的中介效应检验程序对中介作用给予检验［3］。具体步骤:①检验回归系数c，如果显著，继续下面的第二步，否则停止分析;②做Baron和Kenny部分中介检验，即依次检验系数a、b，如果都显著，意味着X对Y的影响至少有一部分是通过中介变量M实现的，第一类错误率小于或等于0．05，继续下面第三步。如果至少有一个不显著，由于该检验的功效较低(即第二类错误率较大)，所以还不能下结论，转到第四步;③做Judd和Kenny完全中介检验中的第三个检验(因为前两个在上一步已经完成)，即X对Y的影响都是通过中介变量M实现的;如果显著，说明只是部分中介过程，即X对Y的影响只有一部分是通过中介变量M实现的，检验结束。④做Sobel检验，如果显著，意味着M的中介效应显著，否则中介效应不显著，检验结束。根据上述检验方法，本研究对自我效能、社交焦虑在体育锻炼与心理健康之间的中介效应进行了检验。

2．3．1 自我效能的中介效应分析假设我们认为体育锻炼会影响自我效能，而心理健康会受到自我效能的影响，则自我效能是中介变量。

表3 自我效能(m)的中介效应依次检验结果

自我效能的(m)的中介效应分析结果(标准化解，小写字母代表相应变量的标准化变量)见表3，从表中可知依次完成得前3个t检验结果都呈显著性，说明自我效能的中介相应显著。由于第4个t检验的结果也显著，所以是部分中介效应。这说明体育锻炼对大学生的心理健康既有直接的正效应，亦有间接效应，而这种间接影响是通过自我效能实现的。

2．3．2 社交焦虑的中介效应分析假设我们认为体育锻炼会影响社交焦虑，而主观幸福感会受到社交焦虑的影响，则社交焦虑是中介变量。

表4 社交焦虑(f)的中介效应依次检验结果(±s)

表4 社交焦虑(f)的中介效应依次检验结果(±s)

项目标准化回归方程回归系数检验第1步y=0．219xSE=0．003，t=6．040＊＊第2步f=-0．186xSE=0．006，t=-5．083＊＊第3步y=-0．343fSE=0．019，t=-9．811＊＊0．160xSE=0．003，t=4．562＊＊

社交焦虑的(f)的中介效应分析结果(标准化解，小写字母代表相应变量的标准化变量)见表4，从表中可知依次完成得前3个t检验结果都呈显著性，说明社交焦虑的中介相应显著。由于第4个t检验的结果也显著，所以是部分中介效应。这说明体育锻炼对大学生的心理健康既有直接的正效应，亦有间接效应，而这种间接影响是通过社交焦虑实现的。

2．3．3 自我效能、社交焦虑在体育锻炼对心理健康影响的中介效应分析见图1。

图1 体育锻炼影响大学生心理健康的中介效应

从图1可以看出，一方面，体育锻炼对心理健康有直接的正效应;另一方面，自我效能、社交焦虑在体育锻炼对心理健康的影响均起到部分中介作用，即体育锻炼通过提高自我效能，降低社交焦虑对心理健康起到间接的正效应。

为了进一步了解自我效能和社交焦虑在体育锻炼对心理健康的影响中均起到多大的中介作用，哪个因素的中介效应更大。采用中介效应与总效应之比来衡量中介效应的大小［13］。通过计算自我效能和社交焦虑在体育锻炼对心理健康影响中起的中介效应大小:自我效能的中介效应大小=0．240×0．401/(0．219+0．240×0．401)×100%=31．52%;社交焦虑的中介效应大小=0．186×0．343/(0．219+0．186×0．343)×100%=22．55%。结果表明，自我效能在体育锻炼对心理健康的影响中起的中介作用明显大于社交焦虑。

3 讨论

体育锻炼量与少数民族大学生自我效能、社交焦虑、心理健康相关显著。随着体育锻炼量的增加，自我效能和心理健康水平提高，焦虑水平降低。本研究支持了以往的研究结果。比如McAuley等人的研究表明，经过剧烈的身体活动之后，(例如，跑步、骑自行车、仰卧起坐等)，自我效能感也会发出积极改变［4］。事实上，多种锻炼行为都会影响自我效能感，包括步行、力量训练、排球、有氧健身操、以及将锻炼作为其部分内容的心脏康复计划等。Goodwin等人的研究发现，坚持规律性锻炼的被试，其遇一般焦虑障碍、惊恐障碍、社会障碍等焦虑问题的可能性小，而且当锻炼减少时，其报告焦虑障碍的频率上升［5］。徐波等人的研究也发现，我国城市成年居民的运动量与其消极情绪得分呈显著的负相关，运动量越大，其消极情绪得分越低［6］。蒋碧艳、祝蓓里对上海市大中学生体育锻炼与心理健康的关系进行研究，结果表明，中等或较大运动量的体育锻炼具有更好的心理健康效应［7］。这些研究结果进一步提示我们，坚持有规律的体育锻炼可以有效提高自我效能感、减低焦虑障碍，增进心理健康水平。

少数民族大学生的心理健康与自我效能、社交焦虑相关显著。大学生的自我效能水平越高，心理越健康;社交焦虑水平越低，心理亦更加健康。

大强度锻炼者在心理健康量表上的得分极其显著地高于小强度锻炼者;中长时间(30分钟以上)锻炼者在自我效能和心理健康量表上的得分非常显著地优于短时间(30分钟以下)锻炼者，短时间锻炼者在社交焦虑量表上的得分非常显著地高于长时间锻炼者。目前对于锻炼强度心理效应的研究没有得到统一的结果。但大多数研究认为，中等强度的体育锻炼能取得较好的锻炼心理效应。例如，伯格等人发现，有规律地从事中等强度活动有助于情绪的改善［8］。我国学者李林、季浏对不同强度体育锻炼与中、小学生心理健康关系进行了实验研究，结果发现，中等强度和小强度的锻炼有利于促进小学生的心理健康，大强度的锻炼对小学生的心理健康有负面影响，而中等强度和大强度的锻炼有利于中学生的心理健康［9］。对于产生分歧的原因也许是这类研究较多的采用客观强度指标，然而适合于每个个体的锻炼强度存在很大差异，仅仅依靠客观指标是难以揭示其规律的。或许主观强度指标和客观强度指标相结合才能取得更为一致的研究结果。

偶尔和经常锻炼者在自我效能和心理健康量表上的得分极其显著地优于不经常锻炼者，而不同锻炼频率者两两之间在社交焦虑量表上的得分也存在显著差异，表现为随着锻炼次数的增加社交焦虑降低。本研究结果支持了以往的研究结果，即要想获得良好的心理效应，每次锻炼的时间应至少持续20～30分钟;如果锻炼的持续时间少于20分钟，在多数情况下是不会产生良好的心理效应的，因为可能相应的效应还没来得及出现，身体活动就已经终止了。摩根等人进一步指出，在某一运动强度下锻炼时间过长，有可能会造成疲劳、厌倦，不仅不利于产生情绪效应，而且还可能对情绪造成损害［10］。因此，每次锻炼的时间应因人、因项而异，只有保持在一定的限度内，才能产生积极的心境状态。对于体育锻炼频率的研究较少，所得结论也各执一词。有人认为［11］，锻炼者每月锻炼1次就可以产生一定的心理效应;也有人［12］提出每周锻炼3～5次为宜。同时元分析研究［13］结果表明，心理健康的效应会随着锻炼次数的增加而增加。本研究结果支持了后者。这提示我们，要维持体育锻炼的良好心理效应并使之作用持久，就必须将其融入到日常生活之中，长期坚持，养成习惯。

自我效能和社交焦虑是体育锻炼影响少数民族大学生心理健康的中介变量，自我效能在体育锻炼对心理健康的影响中起的中介作用明显大于社交焦虑。根据本次研究，我们提出如下建议:

中等或较大运动量的体育锻炼具有更好的心理健康效应。长期坚持有规律的体育锻炼可以有效提高自我效能感、减低焦虑障碍，增进心理健康水平。每次锻炼的时间应因人、因项而异，至少要持续30分钟，并且保持在一定的限度内，才能产生积极的心理健康效应。要维持体育锻炼的良好心理效应并使之作用持久，就必须将其融入到日常生活之中，长期坚持，养成习惯。

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