体育锻炼对大学生主观幸福感的影响：人际关系困扰和自尊的中介作用

张菲倚 蒋利娇 许克松

摘 要 为考察影响体育锻炼与主观幸福感关系的内在机制，该研究采用体育锻炼量表、自尊量表、人际关系综合诊断量表以及Campbell主观幸福感指数量表对521名高校大学生进行调查。结果显示：（1）人际关系困扰与体育锻炼、自尊及主观幸福感呈显著负相关，体育锻炼、自尊、主观幸福感两两之间均呈显著正相关;（2）人际关系困扰和自尊在体育锻炼和主观幸福感关系中起部分中介作用。表明体育锻炼既能直接提高大学生主观幸福感，又能通过改善人际关系困扰和自尊进而间接提高其主观幸福感。

关键词 体育锻炼;人际关系困扰;自尊;主观幸福感;中介效应

分类号 B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.02.002

1 引言

随着“全民健身”国家战略的提出，人们越来越关注体育锻炼对生理、心理健康的重要作用。体育锻炼指休闲时间的体育活动，能够改善身体的心肺、肌肉、灵活性等组织功能（Puetz， O'Connor， & Dishman， 2006）。关于体育锻炼的研究最初主要集中在体育锻炼对消极情绪，如焦虑、抑郁、疲劳等的影响上（Bosscher， 1993; Roth， 1989）。积极心理学兴起，研究者开始关注人们心理的积极方面，主观幸福感即是其中之一。主观幸福感是评估个体个人和社会生活质量的重要指标，是个体依据自定的标准对其生活质量在整体上作出的评价，主要包含情感和认知两个成分（Diener， Oishi， & Lucas， 2015）。众多研究表明，体育锻炼可以提高人们的主观幸福感，改善人们的心理健康。Lox， Mcaulcy和Tucker（1995）的实验发现，锻炼干预后HIV-1人群的主观幸福感和自我效能都有显著的提升;对于老年人群体，体育锻炼活动是提高其生活满意度、改善心理与情绪健康状况的重要因素（Batmyagmar et al.， 2019; Ku， Fox， Liao， Sun， & Chen， 2016），甚至有研究指出相比于衡量生理健康的生物指标变化，身体活动在作为主观幸福感的决定因素方面发挥更大的作用（Hurtig-Wennlof， Olsson， & Nilsson， 2014）;尽管锻炼原因不同，但积极进行闲时锻炼对中年男女性的主观幸福感均有促进作用（You & Shin， 2017），而久坐不动行为与较低的主观幸福感相关（Panza， Taylor， Thompson， White， & Pescatello， 2017）。然而，锻炼心理学领域的研究尚有不足，如今体育锻炼与主观幸福感的研究重点仍然在探究何种类型、频率、强度或维度的体育锻炼与更高的主观幸福感相关，相比之下，关于两者关系内在机制的探究还较少（Zhang & Chen， 2018）。因此，进一步探究体育锻炼与主观幸福感的關系及其关系存在的内在机制，对更好地指导人们通过体育锻炼提高主观幸福感具有重要的实践与理论意义。

尽管体育锻炼和主观幸福感关系的作用机制或影响因素已有一些研究，但需要注意的是不同的人群具有不同的特征，体育锻炼对他们主观幸福感的影响机制可能不同。如老人体育锻炼与主观幸福感的关系受健康状况、社会功能的调节（Barreto & Philipe， 2014; Garatachea et al.， 2009）。对于脊髓损伤患者来说，运动通过减缓压力与疼痛的中介作用来增强主观幸福感（Ginis et al.， 2003）。一项关于成人的研究表明不论是自主类体育锻炼还是受控类体育锻炼，特质自我控制都在体育锻炼与主观幸福感关系中起中介作用（Briki， 2016）。大学生处于青年后期，完成社会化、拥有和谐的自我是该阶段的重要发展任务（田万生， 2012），对于大学生群体，体育锻炼很有可能是通过作用于社会关系和对自我的评价从而影响其主观幸福感的。另外，我国大学生参与体育锻炼的现状令人堪忧（唐海英， 2015; 张云华， 赵健， 2009），大学生群体的生理与心理健康近些年更是持续下滑（Li et al.， 2015）。因此，本研究以大学生为研究对象，探究大学生体育锻炼与主观幸福感的关系及该关系产生的原因，为高校贯彻素质教育课题提供参考资料的同时，也为提升大学生的幸福感提供有效的实践途径。

人际关系是指人与人之间通过交往与相互作用而形成的直接的心理关系（张灵等， 2007）。研究表明，人际关系是青年个体社会适应情况的重要预测因素（李艺敏， 李永鑫， 2015）。大学生处于社会化的关键时期，人际关系的正确处理至关重要。陈作松和季浏（2006）对高中生身体锻炼与主观幸福感关系进行研究发现，人际关系是显著的中介变量。卢敏，殷恒婵和郭建富（2008）的研究进一步显示，体育锻炼可降低人际关系困扰，并从降低“人际交谈困扰”“人际交际困扰”“异性交往困扰”三方面对大学生的心理健康产生积极影响。可见，体育锻炼可以通过影响个体的社会性功能，进而增进个体的心理健康水平。另外，研究表明，人际困扰是影响大学生心理障碍的主要因素之一，与室友、异性等相处困难已成为困扰大学生正常大学生活的重要原因（陈瑛， 2015; 许志红， 2010）。因此，相比于对人际关系正向的关注，大学生人际关系困扰的改善更能体现体育锻炼带来的价值。故本研究采取人际关系困扰作为人际关系水平的衡量指标，并提出假设1：人际关系困扰在体育锻炼对大学生主观幸福感的影响中起中介作用。

自尊是个体整体性的自我价值感以及对个人价值的全面性评价（Rosenberg， 1965）。Spence等（2005）对100余项探索体育锻炼与成人自尊关系的研究进行了元分析，得到体育锻炼能同时提高整体自尊和身体自尊;Hein和Hagger （2007）的研究表明进行自主动机型身体活动，其整体自尊提高的可能性更大。Ozsaker， Dorak和Vurgun（2012）采用实验干预的方式，证明积极参与体育活动的儿童其自尊水平更高。同时自尊对主观幸福感具有正向预测作用，拥有较高而且稳定自尊的个体体验到的主观幸福感水平较高（Li et al.， 2015; Paradise & Kernis， 2002）。自我决定自尊理论也同样提供了理论支持，该理论认为个体通过满足基本需求以维持高水平的自尊，当个体的自我价值感体验受到破坏，对个体的整合行为以及幸福感就会造成消极影响（Deci & Ryan， 1994; Ryan & Deci， 2004）。因此，本研究提出假设2：自尊在体育锻炼对大学生主观幸福感的影响中起中介作用。

尽管目前已有的研究暗示着人际关系困扰与自尊可能是体育锻炼与主观幸福感关系中的中介变量，但人际关系困扰和自尊绝非是简单的独立中介作用。自尊社会计量器理论显示，个体普遍有着维持人际关系的动机，而自尊是对人际关系好坏的心理监测，是人际关系好坏的指示针。Leary和Baumeister（2000）认为，自尊的需求实质上反映的就是个体避免社会排斥的需求。由此可见，人际关系困扰与自尊是紧密相关的——不良的人际关系不利于个体获得支持性的信息，阻碍其确定自我价值，进而不能维持良好健康的心理状态、让个体体验到幸福感（郑雪等， 2004）。即个体的自尊水平受到其人际关系影响，并且这种关系是由人际关系到自尊的单向影响。前文已总结，体育锻炼能降低人际关系困扰，改善人际关系，而好的人际关系带来较高水平的自尊，自尊又影响着主观幸福感，因此，本研究提出假设3：人际关系困扰和自尊在体育锻炼对大学生主观幸福感的影响中起中介作用。

2 研究方法

2.1 研究对象

采取方便取样法，选取521名高校大学生为研究对象。被试年龄在18至24岁之间，其中男性被试203名（38.96%），女性被试318名（61.04%），大一143名（27.45%），大二151名（28.98%），大三113名（21.69%），大四114名（21.88%）。

2.2 研究工具

体育锻炼等级量表（PARS-3）：采取陈作松（2005）综合考虑体育锻炼维度的建议，使用由梁德清等（1994）编制的体育锻炼等级量表，该量表包含体育锻炼的强度、每次锻炼时间及锻炼频率三个方面。体育锻炼量=体育锻炼的强度得分×（每次锻炼时间得分-1）×每周鍛炼频率得分。每个方面均为5级计分（计1～5）。体育锻炼量得分最高分为100分，最低为0分，小于等于19分为体育锻炼低参与者， 20～42分为中等参与者，大于等于43分为高参与者（陈作松等， 2006）。本研究该问卷的α系数为0.78。

人际关系综合诊断量表：该量表由郑日昌等人（1999）编制，量表包括人际交谈困扰、人际交际困扰、待人接物困扰、与异性交往困扰四个维度，共28题。所有题做“是否”回答，“是”得1分，“否”得0分，分数越高，说明其人际关系行为困扰越严重。本次研究中人际交谈困扰、人际交际困扰、待人接物困扰、与异性交往困扰四个维度的α系数分别为0.79、0.77、0.80、0.74， 总量表的α系数为0.89。

自尊量表：采用由Rosenberg等（1965）编制，汪向东等（1999）修订的自尊量表中文版。该量表为单维量表，共10题，采用4点计分（1=“非常同意”，4=“非常不同意”），其中，1、2、4、6、7题为正向计分， 3、5、8、9、10题为反向计分，被试总分得分越高说明个体的自尊水平越高。参考申自力和蔡太生（2008）建议，条目8用更合适的否定语气进行表述，即“我觉得我将难以获得更多的尊重”。本研究的α系数为0.88。

Campbell主观幸福感指数量表：该量表由Campbell等（1976）编制，包括总体情感指数量表和生活满意度两个分问卷。总体情感指数量表8题，生活满意度量表1题，采用7级计分，总体情感指数的平均得分与生活满意度问卷的得分（权重为1.1）相加得出总分，分数越高代表个体越幸福。本研究总量表的α系数为0.91。

2.3 数据处理

使用SPSS 23.0进行数据的初步处理、描述统计和相关分析，使用Mplus 7.3对各结构方程模型及中介效应进行检验。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因子检验法，对问卷所有项目进行未旋转的主成分因素分析，结果显示13个因子的特征值大于1，最大因子解释的变异量为19.47%，小于40%，说明本研究共同方法偏差不明显。

3.2 大学生体育锻炼情况

对大学生体育锻炼情况结果进行整理，根据分数高低分为三种参与水平。结果表明，体育锻炼参与水平低（0～19分）的学生364人，占总人数69.87%，中等参与水平（20～42分）的学生96人，占总人数18.42%，高等参与水平（43～100分）的学生61人，占总人数11.71%。在体育锻炼强度方面，性别的主效应显著， F=52.04， p<0.001，η2p=0.11;年级的主效应不显著， F=0.77， p =0.51;交互作用不显著， F=0.18， p=0.91。在体育锻炼时间方面，性别的主效应显著， F=37.29， p<0.001，η2p=0.10;年级的主效应不显著， F=0.42， p=0.74;交互作用不显著， F=0.47， p=0.70。在体育锻炼频率方面，性别的主效应显著， F=6.08， p<0.05，η2p=0.03;年级的主效应不显著， F=0.69， p=0.56;交互作用不显著， F=0.85， p =0.47。

3.3 体育锻炼、人际关系困扰、自尊和主观幸福感的相关分析

对体育锻炼、人际关系困扰、自尊和主观幸福感进行皮尔逊积差相关分析（如表1所示）。结果表明，大学生体育锻炼参与水平与人际关系困扰显著负相关，与自尊、主观幸福感呈显著正相关;人际关系困扰与自尊、主观幸福感显著负相关;自尊与主观幸福感显著正相关。

3.4 中介效应检验

3.4.1 项目打包

打包方法参考吴艳和温忠麟（2011）的建议：把单维量表用因子平衡法打包成3个指标，把多维量表依据维度数量打包成相应的指标量。因此，用因子平衡法将自尊题项3、4、7，题项5、6、9和题项1、2、8、10分别打成1个包，共3个指标，人际关系困扰分人际交谈、人际交际、待人接物与异性交往4个困扰指标，主观幸福感分总体情感指数和生活满意度2个指标。另参考已有研究，将体育锻炼量表打包成体育锻炼的强度、每次锻炼时间及锻炼频率3个指标（陈章源， 於鹏， 2015）。所有指标均采用平均值。

3.4.2 人際关系困扰中介效应的检验

以人际关系困扰作为中介变量，建立影响体育锻炼和主观幸福感关系的简单中介模型1（如图1所示）。结果显示，模型拟合良好，χ2/df=1.20， CFI=1.00， TLI=0.99， RMSEA=0.02。采用bootstrap法重复抽样3000次检验人际关系困扰在体育锻炼对主观幸福感的影响中的中介效应。结果表明，人际关系困扰中介效应显著，效应值为0.07， p<0.01，95%CI为[0.04，0.18]，效应量为31%。直接效应为0.15， p<0.01。

3.4.3 自尊中介效应的检验

以自尊作为中介变量，建立影响体育锻炼和主观幸福感关系的简单中介模型2（如图2所示）。结果显示，模型拟合良好， χ2/df=1.51， CFI=1.00， TLI=0.99， RMSEA=0.03。采用bootstrap法重复抽样3000次检验自尊在体育锻炼对主观幸福感的影响中的中介效应。结果表明，自尊中介效应显著，效应值为0.10， p<0.001，95%CI为[0.08，0.23]，效应量为45.69%。直接效应为0.12， p<0.05。

3.5 人际关系困扰、自尊的中介效应检验

根据研究假设3构建中介模型，以体育锻炼为自变量，主观幸福感为因变量，中介路径为“人际关系困扰—自尊”（如图3所示）。结果显示，中介模型拟合良好：χ2/df=1.12， CFI=1.00， TLI=1.00， RMSEA=0.02。

采用bootstrap法重复抽样3000次检验“人际关系困扰—自尊”在体育锻炼对主观幸福感的影响中的中介效应，其中介效应显著，效应值为0.04， p<0.01，95%CI为[0.02，0.11]，效应量为16.89%。直接效应为0.11， p<0.05。其余路径系数均显著，体育锻炼对主观幸福感的直接效应量为50.22%，人际关系困扰中介的效应量为13.78%，自尊中介的效应量为19.11%（如表2所示）。

4 讨论

4.1 大学生体育锻炼对主观幸福感的作用

从研究结果来看，大学生体育锻炼对主观幸福感具有直接影响，直接作用占比高达50.22%。这为前人的研究进一步提供了证据，较多的体育锻炼确实能够缓解消极情绪，改善心肺功能，进而提高大学生的主观幸福感。同时，本研究结果也为中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于全面加强和改进新时代学校体育工作的意见》提供了有力的实证支持，即加强体育工作，不仅有利身体健康，还能提升心理健康。而本研究反映出目前我国大学生体育锻炼参与水平总体偏低，在本研究中得分处于高水平的被试仅有11.71%，而得分处于低水平的被试占了69.87%。这与众多研究结论一致，虽然大多数学生认为体育锻炼十分重要，但在实际参与锻炼情况不佳，认识与行动存在较大差异的情况（纪群， 何大海， 2017; 王亚男， 牛同舟， 2010）。这是由于相对于中学时代，大学生活更为自由，大学生业余时间分配安排呈现多元化，丰富度大有增加，但却主要以娱乐为主（夏莉莉， 2011），加上监督力度的放松，因此花在学习和体育锻炼上的时间相对较少。除此之外，还有研究指出影响大学生参加体育锻炼的因素有怕晒怕累、没有恒心、运动器材不足等（程俞亭， 2013; 杜晓红， 陈永发， 赫忠慧， 2007）。这提示教育部门及学校不仅要考虑硬件设施的添齐补全，更要根据大学生的心理特点规划适合大学生的体育锻炼方案，提高大学生体育锻炼的参与水平。差异性检验结果表明，体育锻炼的强度、时间及频率三个方面在性别上均存在显著性差异，相比而言，男生的运动情况要好于女生。

4.2 人际关系困扰、自尊在体育锻炼和主观幸福感之间的中介

模型1结果表明，人际关系困扰中介效果量为31.00%，人际关系困扰在体育锻炼对主观幸福感的影响中起部分中介作用。这进一步验证了陈章源等人（2015）对于同伴关系在大学生体育锻炼与主观幸福感中的中介作用的研究。对我国青少年的研究发现，通过体育锻炼，青少年可以获得更多与人接触的机会，有助于其提高社会适应能力（张梅， 2016）。相对于青少年，大学生可以支配的时间更加宽裕，同时在体育锻炼形式和种类方面也更具丰富性，不仅有个人、组织形式，还有社团、俱乐部形式（曹原旗， 2016），不仅有传统的跑步、打球，还有时尚的射箭、瑜伽等（常缨， 2014）。因此，大学生的体育锻炼在时间深度和形式广度上具有双重优势，在进行体育锻炼的前提条件上有更多的选择。在此基础上，大学生进行体育锻炼不仅仅是强身健体的体现，更是挖掘兴趣的体现。这意味着在不同类型的体育锻炼过程中，大学生可以找到志同道合的伙伴，从而获得更多与人交往的机会，构建多种人际关系网络（陈强， 2013）。因此，体育锻炼的平台能给大学生们提供人际交往技能的训练，能让个体感受到支持与接纳，这无疑将有利于改善大学生人际交际困扰问题，提高整体人际关系水平（陈章源等， 2015; 万美荣， 杨德敏， 2007）。对于高度关注人际关系的大学生而言，拥有质量良好的人际关系意味着被群体接受。青年都强烈希望能被好同伴群体或更大的群体喜欢和接纳，当他们感到被接纳时，会产生愉悦感，并且更好的人际关系能为个体提供更高的社会支持，有助于其克服学习和工作上的困难，维持健康的心理状态（Chaurasia， Brajesh， & Sarode， 2017）。反之个体就会感到被排挤、无价值、焦虑、痛苦、甚至中断工作，形成人际关系困扰，主观幸福感下降（杨栩， 徐洁， 2016; 郑雪， 2004; Lieberman & Williams， 2003）。因此，大学生在进行体育锻炼时，人际交往能力得到提高，从而能够帮助其降低人际关系困扰，获得更高水平的主观幸福感。

自尊中介的效果量为45.69%，自尊在体育锻炼对主观幸福感的影响中起部分中介作用，假设2成立。

传统的锻炼与自尊模型理论认为，体育锻炼通过影响身体功能、运动能力、身体力量、身体吸引力、身体接受度等方面影响整体身体自尊，进而再影响顶端的一般自尊（Levy & Ebbeck， 2005; Sonstroem， Harlow， & Josephs， 1994）。该模型在众多研究中得到验证：Rejeski等人（2001）发现运动对身体外观及身体功能的满意度、运动自我效能有显著提升作用，从而改变主观幸福感;Legrand（2014）的干预实验表明进行运动训练的实验组在身体自我感知、自尊及抑郁三方面都显著高于对照组;Lee等人（2014）的研究发现自我表现型体育锻炼更能预测被试的健康饮食情况、健康满意度及主观幸福感。可以发现，研究者们更加关注体育锻炼自然属性，即对身体的影响，而较少讨论体育锻炼对社会功能和心理功能的影响（陈作松， 2005）。然而，体育锻炼不仅能带来外形的改变，在体育锻炼过程中，人际关系的改善、自信心的提高、毅力的增强等种种改变，也會直接影响个体对自我整体的认识与评价，从而直接改变个体的整体自尊。尤其是当代大学生群体，依赖性强、抗压能力低、意志力薄弱（程铭， 2016），当个体长期按固定频率或较大强度进行锻炼时，其坚持锻炼的行为本身对于个体而言即是一种可贵的品质和自我肯定。若个体在体育锻炼中取得成就，则体育锻炼的结果将会强化个体获得成就时的愉悦感，提高其自我效能感（Levy et al.， 2005）。而自尊作为人重要的一种情感性心理特质，与主观幸福感有着紧密联系（Ayyash-Abdo et al.， 2012; Du， King， & Chi， 2017）。尤其是处于青年期的大学生，自我意识强烈，注重自身的心理生理变化和内心情感体验（田万生， 2012; 王芳， 陈福国， 2005）。当通过体育锻炼，自身的外形、体魄、精神风貌等得到改善，甚至克服劳累、取得成就、收获朋友时，个体便会肯定自我价值，对自我的评价更加积极，进而带来更多正向的情绪体验，增加主观幸福感。

4.3 人际关系困扰、自尊的中介作用

本研究结果同时也支持了中介作用假设，即人际关系困扰和自尊在体育锻炼和大学生主观幸福感之间起中介作用。在该模型中体育锻炼不仅可以直接影响主观幸福感，还通过降低人际关系困扰和提高自尊水平两方面进而影响主观幸福感。其中自尊的提高不仅得益于体育锻炼水平的增加，也得益于人际关系困扰的改善。人的本质是一切社会关系的总和，这就决定了人们必须学会处理个人与他人、与社会的关系。如果个体不能很好地处理人与人之间的关系，在人际关系中面临交谈、交际、处事等多方困难，此时偏离社会的焦虑与恐惧便会成为个体寻求社会归属的心理动力，促使个体改善人际困扰，减少焦虑，而这种负面情感的预警正是由于自尊的降低而唤起的（Leary， Tambor， Terdal， & Downs， 1995）。张向葵等人（2004）提出的自尊“倒金字塔”理论也提到，社会自尊需求是通过得到人们所期望的社会与他人的认可、接纳与承认来满足的。这些理论均支持了“人际关系困扰——自尊”中介作用的成立。从认知加工的角度来看，个体感受到人际关系困扰并不能直接导致主观幸福感发生变化，而是要经过个体认知评价后产生自我体验即自尊，才有主观幸福感的变化。人际关系困扰降低，个体评价自己是受欢迎的、有价值的，从而产生良好的自尊体验，相反，人际关系困扰严重，个体则会负向评价自我、否定自我的价值导致自尊体验降低，焦虑和痛苦增加，主观幸福感降低。因此，大学生在参与体育锻炼的过程中，人际交往能力得到提升，人际关系中的多方困扰得到缓解，个体便会开始正向评价自己，并因此产生积极情绪，主观幸福感得以提高，中介作用机制得以体现。

体育锻炼，作为提高主观幸福感的有效途径，为个体带来的不仅是锻炼本身的自然性功能，其社会性功能还有助于解决人际关系困扰问题以及提升自尊水平，特别是对于正处于青年期的大学生，社会关系与自我认识是其心理发展任务的两大主旋律（田万生， 2012），关注体育锻炼对社会功能和心理功能的影响十分有必要。因此，以提高大学生主观幸福感根本目的，本研究除了探明了体育锻炼是良好的实践途径以外，还对体育锻炼与主观幸福感的内在机制研究提供了新的理论依据，即通过体育锻炼可以改善大学生的人际关系困扰，提高自尊水平，并增加主观幸福感。研究结果提示我们，对于大学生个体来说，经常参加与人互动的锻炼项目对幸福感的提升更有效果，对于学校组织来说，开展更多集体性体育锻炼比赛，购进更多团体式参与的体育锻炼设施不失为促进大学生群体参与体育锻炼、收获幸福的有效途径。但本研究仍存在一些不足值得进一步改进，即本研究的结论是建立于自我报告的横断数据基础上的;且本研究只探究了部分心理因素，对于体育锻炼的生理机制方面未做深入探讨。因此，将来的研究可结合生理指标等，利用实验法、纵向研究等方式做进一步深入研究。

5 结论

（1）大学生体育锻炼对其主观幸福感具有显著的直接影响，直接效应量为50.22%。

（2）体育锻炼的强度、时间及频率三个方面在性别上均存在显著性差异，年级的主效应以及两者的交互作用均不显著，但无论男生还是女生，整体参与水平普遍偏低，比较缺乏锻炼。

（3）高水平的体育锻炼预示着较高的自尊、较高的主观幸福感以及较低的人际关系困扰。

（4）体育锻炼既可以直接影响，也可以通过“人际关系困扰——自尊”中介间接影响主观幸福感。

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