体育锻炼促进心理健康的心理机制研究

马爱民，颜 军，傅 建，何 勇，龚江泳



体育锻炼促进心理健康的心理机制研究

马爱民1，颜 军2，傅 建2，何 勇1，龚江泳1

（1. 南通大学 体育科学学院，江苏 南通 226019；2. 扬州大学 体育学院，江苏 扬州 225127）

采用体育活动等级量表、身体自尊量表、一般自我效能感量表和中国大学生心理健康量表对731名大学新生进行测量。结果表明：体育锻炼量、锻炼持续性、锻炼项目分别对大学新生身体自尊、自我效能感和心理健康的主效应显著（P<0.05），体育锻炼量与锻炼持续性、体育锻炼量与锻炼项目分别对身体自尊和自我效能感的交互效应显著（P<0.05）；中介作用检验和结构方程模型分析表明，身体自尊和自我效能感在体育锻炼促进心理健康中分别起完全中介作用和不完全中介作用，运动积极体验包含了身体自尊和自我效能感，并在体育锻炼促进心理健康中起不完全中介作用，同时体育锻炼量与锻炼持续性在此过程中存在交互效应。

体育锻炼；心理健康；心理机制；大学新生

体育锻炼对人们心理健康的促进效益尤其是对焦虑和抑郁水平的降低、认知功能的改善和生活满意感的提高均得到了证实。Dunn和Harvey等研究发现通过严格控制的运动干预实验能有效降低锻炼人群抑郁和焦虑情绪[1,2]；Sumic等研究发现每周4小时以上的运动可改善老年人认知功能[3]；Davis等研究发现高有氧锻炼干预对超重儿童执行控制能力的表现有显著影响[4]；Rich等研究发现经常参加课外锻炼的学生在生活满意度各领域的表现均高于不参加课外锻炼的学生[5]。然而在分析体育锻炼与心理健康关系的研究成果时发现以下几方面有待深入探讨：第一，已有研究以单因素或相关性较少，主要探索两者因果关系的实证性研究也仅是通过心境、主观幸福感、自我效能感、身体自尊等个别心理中介变量来考察体育锻炼对心理健康的影响路径，系统考察这些心理中介变量的作用机制研究的不足，可以通过整合有关心理中介变量，构建体育锻炼促进心理健康的心理机制模型，以挖掘心理机制的机理和规律；第二，已有研究考察体育锻炼对心理健康的影响主要从体育锻炼量（包括锻炼强度、锻炼频率、一次锻炼时间）、锻炼持续性以及锻炼项目对心理健康的主效应出发，较少考察上述体育锻炼变量之间的交互效应，使得在解释体育锻炼的心理效益时存在片面性，因此，通过考察体育锻炼诸变量之间的交互效应来全面分析锻炼的心理效益；第三，目前心理健康在国内广泛使用的测量工具——症状自评量表（SCL-90）是医生评定病人症状的一种工具，主要用于临床研究特别是精神卫生领域。当研究对象为大学生而非精神疾病患者时，其评定效果能否真实有效地反映出大学生心理健康状况值得商榷[6]，因此，在研究大学生心理健康时应选用更为合适、更具针对性的测量工具以确保研究的科学性和准确性。

身体自尊是与社会评价密切相关的“个体对自我身体的不同方面的满意或不满意感”[7]。研究表明，身体自尊是预测人们参与体育锻炼和检测锻炼后心理效益的重要变量[8,9]。自我效能感是Bandrua社会认知理论的重要概念，是指人们对自己实现特定领域行为目标所需能力的信心或信念[10]。越来越多的研究将自我效能感作为影响心理健康的重要指标[11,12]。此外，在体育运动领域的研究表明，不同体育锻炼变量（包括项目、时间、频率、强度和持续时间）对心理健康的影响效果也各不相同[13-15]。因此，本研究基于已有研究成果提出以下研究假设：一是身体自尊和自我效能感是体育锻炼促进心理健康的重要心理中介变量；二是不同体育锻炼变量对心理健康及其心理中介变量存在主效应和交互效应；三是身体自尊和自我效能感可视为运动积极体验，这可能是体育锻炼促进心理健康的心理机制。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

从南通、扬州、苏州和淮安4所高校的文学院、理学院、教育科学学院、机械工程学院、建筑工程学院、艺术学院、外国语学院、商学院、化学化工学院和政治学院中随机选取800名一年级学生作为研究对象。问卷由辅导员和体育教师共同组织学生填写，共发放问卷800份，回收有效问卷731份，有效回收率为91.4%。其中男生321例，女生410例，年龄19~21岁，平均年龄20±2岁；文史哲类332例，理工类399例。

1.2 工具

中国大学生心理健康量表（CCSMHS）[16]共104个条目，12个维度分别为躯体化、焦虑、抑郁、自卑、偏执、强迫、社交退缩、社交攻击、性心理、依赖、冲动和精神病倾向，按出现频率从1（没有）~5（总是）进行5级计分，分数越高说明症状越明显，该量表的Cronbach α系数为0.94，信度、效度较高。

大学生身体自尊量表（PSPP）[17]共30个条目，包含1个主量表身体自我价值感和4个分量表运动技能、身体状况、身体吸引力、力量，采用从1（完全符合）~4（有些符合）的4级计分，分数越高说明身体自尊水平越高，量表的Cronbachα系数为0.89，信度、效度较高。

自我效能感量表（GSES）[18]共10个条目，为单维量表，采用从1（完全不正确）~4（完全正确）的4级计分，得分越高说明自我效能感水平越高，量表的Cronbach α系数为0.80，信度、效度较高。

体育活动等级量表（PARS-3）[19]共3个条目，从体育锻炼的强度、频率和一次锻炼的时间3个方面来考察锻炼者最近一个月内的体育锻炼量，每个方面分为5个等级，以1~5级方式计分。体育锻炼量得分=强度×（时间-1）×频率，锻炼等级标准为：小锻炼量≤19分，中等锻炼量20~42分，大锻炼量≥43分。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.77。

1.3 统计方法

通过SPSS17.0和AMOS21.0软件进行数据处理，研究中计量资料以均数±标准差表示。采用独立样本t检验和方差分析比较不同人口学特征、不同体育锻炼变量大学新生身体自尊、自我效能感及心理健康得分差异；采用多因素方差分析考察不同体育锻炼变量大学新生各量表得分的主效应和交互效应；采用Pearson相关分析和逐步回归分析考察各变量之间的关系；采用AMOS22.0软件进行模型构建和验证分析。

2 结果

2.1 不同体育锻炼变量身体自尊、自我效能感、心理健康状况的比较

由表1可知，不同锻炼项目大学新生的体育锻炼量、锻炼持续性、身体自尊、自我效能感得分差异均有统计学意义（<0.05）；不同锻炼持续性大学新生的体育锻炼量、身体自尊得分差异均有统计学意义（<0.05）；不同锻炼量大学新生的锻炼持续性、身体自尊、自我效能感、心理健康得分差异均有统计学意义（<0.05）。

表1 不同体育锻炼变量身体自尊、自我效能感、心理健康状况的比较

注：*<0.05，**<0.01，***<0.001，锻炼持续性是指本学期锻炼持续时间（以月为计量单位），下同。

表2 不同体育锻炼变量身体自尊、自我效能感和心理健康状况的多元方差比较

2.2 不同锻炼变量身体自尊、自我效能感、心理健康状况多元方差比较

由表2可知，体育锻炼量在身体自尊、自我效能感（<0.05）和心理健康状况（<0.01）方面的主效应有统计学意义；锻炼持续性在身体自尊（<0.05）的主效应有统计学意义；锻炼项目在身体自尊和自我效能感（<0.01）的主效应有统计学意义；体育锻炼量×锻炼持续性在身体自尊上的交互效应有统计学意义（<0.05）；体育锻炼量×锻炼项目在身体自尊（<0.01）和自我效能感（<0.05）上的交互效应有统计学意义。

2.3 大学新生锻炼行为、身体自尊、自我效能感、心理健康状况的相关分析

Pearson相关分析显示，体育锻炼量与锻炼持续性、锻炼项目、身体自尊、自我效能感均呈正相关（=0.158~0.335，<0.01）、与心理健康呈负相关（=-0.173，<0.01）；锻炼持续性与心理健康呈正相关（=0.177，<0.01）；身体自尊与自我效能感呈正相关（=0.438，<0.01）、与心理健康呈负相关（=-0.350，<0.01）；自我效能感与心理健康呈负相关（=-0.296，<0.01）。

2.4 大学新生身体自尊、自我效能感的中介作用检验

将心理健康作为因变量Y，体育锻炼量X1、锻炼持续性X2和锻炼项目X3分别为自变量，身体自尊和自我效能感分别作为中介变量M1、M2，采用温忠麟提出的中介效应检验法进行分析[20]。第1步做体育锻炼量对心理健康的回归分析，得到通径系数；第2步做体育锻炼量对身体自尊的回归分析，得到通径系数；第3步纳入身体自尊，做体育锻炼量与身体自尊对心理健康的回归分析，得到通径系数和。据此可知：在第1步回归分析中，体育锻炼量负向预测心理健康（=-0.173，<0.01）；在第2步回归分析中，体育锻炼量正向预测身体自尊（=0.257，<0.01）；第3步将中介变量纳入回归方程，在控制身体自尊对心理健康影响的基础上，体育锻炼量对心理健康的回归系数无统计学意义（=-0.089，>0.05），说明身体自尊在体育锻炼量与心理健康之间发挥完全中介作用。同理可得，身体自尊在锻炼持续性与心理健康之间起完全中介作用。对自我效能感的中介作用检验显示，在控制了自我效能感对心理健康影响的基础上，体育锻炼量仍负向预测心理健康且回归系数绝对值变小，说明自我效能感在体育锻炼量与心理健康之间起不完全中介作用。对自我效能感在锻炼持续性与心理健康之间的中介作用检验显示，通径系数c和b有统计学意义（<0.05），但通径系数a无统计学意义（>0.05），经Sobel检验所得Z=-0.37，=0.715，表明锻炼持续性对心理健康有直接作用而无中介作用。此外，身体自尊、自我效能感在锻炼项目与心理健康之间的中介作用和直接作用均无统计学意义（>0.05）。

2.5 体育锻炼促进大学新生心理健康中介作用模型的验证与分析

由表3可知，两个模型的拟合指数都符合结构方程模型的相关要求，近似误差均方根RMSEA<0.05，这表明本研究的数据与建构模型拟合度良好，结构合理。

表3 身体自尊、自我效能感在体育锻炼促进心理健康中介作用模型的拟合指数

表4 运动积极体验的两种中介作用模型拟合指数

2.6 体育锻炼促进大学新生心理健康的心理机制模型构建及验证分析

在行为社会学领域，假设构念（hypothetical construct）是一种特质或抽象的概念，无法被直接测量或观察得到的，只能间接地以量表或观察得到的实际指标数值来反映该构念的特质[21]。本研究尝试通过假设构念的方法将运动积极体验视为潜在变量，将身体自尊和自我效能感视为潜在变量的观察变量，构建运动积极体验在体育锻炼促进心理健康的作用模型并对该模型进行验证分析。根据本研究已有结果可构建运动积极体验的完全中介作用模型和不完全中介作用模型，模型拟合指数见表4。由表4可知，完全中介作用模型的拟合指数GFI和CFI系数≥1，存在违规估计现象，这表明，此模型适配度过度饱和且具有样本独异性，而不完全中介作用模型常用拟合指数符合相关要求，近似误差均方根RMSEA<0.05。综合比较可知，运动积极体验在体育锻炼促进心理健康的全中介作用模型适配度更优良，模型结构更科学合理。

3 讨论

通过研究发现，自我效能感在体育锻炼促进大学新生心理健康状况中起不完全中介作用，这一结果既支持了本研究提出的研究假设一，也与国内外已有研究结果一致[23-25]，说明自我效能感在体育锻炼与心理健康之间发挥着重要作用。还发现身体自尊在体育锻炼促进大学新生心理健康状况中起完全中介作用，这一结果支持了本研究提出的研究假设一，但与已有研究所得出的身体自尊在体育锻炼促进心理健康状况中起不完全中介作用的结论存在部分差异[26,27]。原因可能是已有研究主要从体育锻炼的项目、频率、强度、时间、持续性诸因素中的一至两个因素来考察其对心理健康的影响，这种研究视角可能会割裂体育锻炼的整体性，忽视了体育锻炼行为诸因素之间的交互效应，使得此类研究所得结果可能存在片面性。同时，体育锻炼量、锻炼项目、锻炼持续性在影响大学新生心理健康及其心理中介变量时的主效应均有统计学意义，其中，体育锻炼量×锻炼持续性、体育锻炼量×锻炼项目对心理中介变量的交互效应也有统计学意义。这一结果基本支持了本研究提出的研究假设二。国外学者Weuve[28]等人进行的一项长达15年（1986—2001）的追踪研究发现，长期有规律的体力活动有助于维持老年人的认知功能（心理健康），而且与最低体力活动的女性相比，最高体力活动的女性认知障碍的风险降低20%。可见，体育锻炼的心理健康效益在锻炼量和锻炼持续性的交互效应下更为明显，这一结果与本研究中结构方程模型的分析结果一致。

图1 运动积极体验不完全中介作用路径图

锻炼体验是指个体在锻炼中产生的各种主观体验，主要有自我效能感、身体自尊体验、身体自我体验等。通过假设构念法将大学新生自我效能感和身体自尊视为潜在变量——运动积极体验的观察变量，借助结构方程模型验证分析发现，体育锻炼可以直接作用于大学新生心理健康（路径系数为-0.04），还可通过中介变量运动积极体验间接作用于心理健康（路径系数为-0.18），见图1。

这一结果首先支持了体育锻炼可以促进或改善大学新生心理健康状况的结论[29-31]。其次，相较于体育锻炼的直接心理效应18.2%，运动积极体验在体育锻炼促进心理健康的中介效应占总效应的81.8%，这说明体育锻炼的间接心理效应更为明显，可见，人们在体育锻炼中体验到的刺激、快乐、舒畅等各种积极感是改善其心理健康状况的关键所在。最后，运动积极体验的成分确实包含了身体自尊和自我效能感体验，这一结果支持了本研究提出的研究假设三。

4 研究不足与展望

本研究考察了体育锻炼诸变量对身体自尊、自我效能感和心理健康的主效应，以及诸变量之间的交互效应，揭示了体育锻炼促进心理健康的心理机制，但对锻炼项目的分组可能存在偏差，这使锻炼项目的交互效应可能未能达到预期效果。

通过假设构念的方法，整合大学新生身体自尊和自我效能感，发现运动积极体验与体育运动促进大学新生心理健康存在中介效应，但对于运动积极体验的结构及组成成分尚需深入挖掘并逐一验证，并进而编制出有针对性的测量工具。

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Study on the Psychological Mechanism of Physical Exercise to PromoteMental Health of freshmen

MA Ai-min1, YAN Jun2, FU Jian2, HE Yong1, GONG Jiang-yong1

(1. Physical and Scientific College, Nantong University, Nantong 226019, China; 2. Physical College, Yangzhou University, Yangzhou 225127, China)

In order to explore the role of physical self-esteem and self-efficacy on physical exercise for promoting college freshmen’s mental health. The Physical Activity Rating Scale, the Physical Self-esteem Perception Profile, General Self-efficacy Scale and Chinese College Students Mental Health Scale were measured on 731 freshmen. The results showed that: the amount of physical exercise, exercise duration and exercise items had significant main effect on freshmen’s physical self-esteem, self-efficacy and mental health(s<0.05); the interaction effect between the amount of physical exercise and exercise duration, the interaction effect between the amount of physical exercise and exercise items were significant on physical self-esteem and self-efficacy(P<0.05); the mediating role test and the structural equation model analysis were showed that physical self-esteem and self-efficacy played a full mediating role and an incomplete mediating role on physical exercise promoting mental health respectively; the positive experience of exercise not only included physical self-esteem and self-efficacy, but also played a partial mediating role in physical exercise promoting mental health; meanwhile, there was an interaction effect between the amount of physical exercise and exercise duration.

physical exercise; mental health; psychological mechanism; freshmen

G804.82

A

1009-9115(2018)06-0103-06

10.3969/j.issn.1009-9115.2018.06.023

江苏省教育科学“十二五”规划课题重点项目（T-a/2015/005），南通大学教改课题（2017B70）

2018-03-23

2018-05-22

马爱民（1982-），男，江苏南通人，硕士，讲师，研究方向为运动心理学。

（责任编辑、校对：何胜保）