体育锻炼对大学生心理幸福感的影响：自我效能感的中介作用和锻炼氛围的调节作用

王 静，赵雅萍

(1.山东大学 体育学院，山东 济南 250061；2.山东体育学院 图书馆，山东 济南 250102)

习近平总书记在党的十九大报告中强调“要永远把人民对美好生活的向往作为奋斗目标……使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续”[1]。大学生是国家重点培养的后备人才资源，提高大学生幸福感是完成这一目标、建设幸福社会的重要条件。体育锻炼具有提升认知能力、改善身体素质、增添生活乐趣等诸多功能，是维系大学生身心健康的重要手段[2]。如何通过体育锻炼增进大学生健康、提升大学生幸福感、保障大学生生活质量，是政府、社会、教育和学界等亟须思考和解决的现实问题。

依据积极心理学观点，幸福感有两种取向：主观幸福感和心理幸福感。两者在来源和评价标准方面存在差异。主观幸福感源自快乐论，其水平高低的评判主要依据个人的主观感受(如积极或消极情绪)。心理幸福感以实现论为基础，强调判断幸福的标准不应只局限于个人主观情感，而应更多关注自我潜能的实现，注重各方面的完美体验[3]。心理幸福感水平越高，越能应对生活环境中的困难，个体的复原力、忍受力与乐观度也会越高。与主观幸福感相比，心理幸福感更有助于体现人的价值，全面提高人们各方面的能力，因此本文将心理幸福感作为体现大学生心理健康水平的主要变量。在已有的体育锻炼与心理幸福感关系的研究中，研究人群主要包括初中生、老年人等。虽有少部分研究表明体育锻炼对大学生心理幸福感的积极作用[4-5]，但较少深入分析体育锻炼对大学生心理幸福感影响的作用机制。因此，本文将研究人群聚焦于大学生，以自我效能感为中介变量、以锻炼氛围为调节变量，分析体育锻炼对大学生心理幸福感的影响及作用机制，以期为完善相关理论和提高大学生身心健康贡献力量。

1 理论与假设

1.1 体育锻炼与心理幸福感

体育锻炼与个体心理健康密切相关。心理幸福感作为一种良好的心理学品质，强调自我潜能的实现，是衡量个体心理健康水平的重要指标[3]。因此，研究体育锻炼与大学生心理幸福感的关系具有较高可行性。

关于体育锻炼对心理幸福感的影响，国内外学者已进行了一定的探讨。Ferguson等[6]以妇女为目标人群，认为体育锻炼对心理幸福感具有积极作用。Mavrovouniotis等[7]运用实验的方法，证明了功能性身体活动——希腊传统舞蹈对老年人心理幸福感具有显著促进作用。项明强等[8]以快乐型动机和实现型动机作为调节变量，对体育锻炼与青少年心理幸福感的关系进行研究，结果显示体育锻炼与青少年心理幸福感之间存在正相关关系。虽然有关体育锻炼与大学生心理幸福感关系的研究较少，但是体育锻炼作为影响个体生活方式的重要行为变量，其强度、时间和频率等都会对个体心理幸福感产生显著的正向影响[9]。基于以上分析，提出如下假设：

H1:体育锻炼对大学生心理幸福感有显著的促进作用。

1.2 自我效能感的中介作用

自我效能感是指人们在特定情境中对自己是否有能力操作行为的预期[10]。作为反映个体主观能动性典型指标，自我效能感贯穿于锻炼的各个阶段(无意向阶段、意向阶段和行动阶段)，与个体行动中的努力和积极情绪密切相关，具有为个体提供更稳定良好的情绪情感和行为动机的作用[11]。可见，探究体育锻炼对心理幸福感的作用机制，需要对自我效能感与体育锻炼和心理幸福感的关系进行综合考察。

通过对文献进行进一步的梳理，证实了自我效能感与体育锻炼和心理幸福感的正向关联性。袁贵勇等[12]通过研究得出体育锻炼量可以较为准确地预测中学生的自我效能感。戴群等[13]借助回归分析等方法，得出自我效能在体育锻炼与老年人生活满意度之间发挥中介作用。体育锻炼承认人体存在的合理性，可提高个体的自我效能感，令人体验现实生活的乐趣与自由，从而增进人们的心理幸福感[9]。基于以上分析，提出如下假设：

H2:自我效能感在体育锻炼与大学生心理幸福感的关系间起中介作用，体育锻炼通过提高大学生的自我效能感进而提高大学生的心理幸福感。

1.3 锻炼氛围的调节作用

锻炼氛围是指自然环境和社会环境对个体参与体育活动的支持氛围，是锻炼外界环境的重要因素，在个体心理特质与体育锻炼间发挥着重要的调节功效。体育锻炼是个体社会化行为的一部分，个体在进行体育锻炼时会受到来自外部社会各方面的影响，因此在探讨体育锻炼和大学生心理幸福感关系时，应考虑锻炼氛围在两者之间扮演的角色。

既有研究发现，锻炼氛围是促进大学生自主、积极从事体育锻炼活动的重要因素[14]。锻炼氛围会在个体决定锻炼与否时提供决策依据，良好的场地、器材等自然氛围能够使个体保持规律、频繁的体育锻炼[15]。另外，友谊、支持等人际氛围为锻炼主体传达了一种情感关怀，它能激发个体勇于展示自我、产生积极锻炼体验、减少孤独感，从而使个体感到幸福、愉悦和满足[16]。虽然锻炼氛围与大学生心理幸福感直接相关的研究较少，但是良好的锻炼氛围能够使大学生在体育锻炼中保持积极情绪，提升主观体验，可以推断锻炼氛围和心理幸福感存在相关性，具有调节体育锻炼与心理幸福感关系的作用。基于以上分析，提出如下假设：

H3:锻炼氛围对体育锻炼与大学生心理幸福感的关系具有正向调节作用，且锻炼氛围越浓厚，体育锻炼对大学生心理幸福感的正向影响越强。

综上，基于积极心理学、学习理论和自我决定理论等观点，探讨体育锻炼对大学生心理幸福感的影响，以及自我效能感起到的中介作用和锻炼氛围起到的调节作用，构建如图1所示的研究模型，以便为大学生缓解压力、维系身心健康等提供参考。

图1 研究模型

2 研究对象与方法

2.1 研究样本

调查对象选取了山东省四所高校的在校学生，采用网络问卷调查和发放纸质问卷调查表相结合的方式进行。要求被调研对象独立完成问卷，并对问卷中涉及的研究变量采用不同的量表尺度进行计分，以保证评估结果的科学性和有效性。共发放问卷630份，经过对无效问卷的筛除后，收集有效问卷515份，有效回收率为81.7%。本次调查样本中，男生312人，占60.58%，女生203人，占39.42%；大一年级113人，占21.94%，大二年级172人，占33.40%，大三年级150人，占29.13%，大四年级80人，占15.53%；独生子女264人，占51.26%，非独生子女251人，占48.74%；家庭所在地为城市的有129人，占25.05%，家庭所在地为城镇的有245人，占47.57%，家庭所在地为农村的有141人，占27.38%。

2.2 变量测量

2.2.1 体育锻炼

采用梁德清[17]修订的体育活动等级量表(PARS-3)进行体育锻炼的测量，以参与体育锻炼的强度、时间和频率三个维度为主要依据来评定运动量，共3个题项。每个题项分为5个等级，强度从1～5等级分别记为1～5分，时间从1～5等级分别记为0～4分，频率从1～5等级分别记为1～5分。依据公式“运动量=强度×时间×频率”，运动量得分为0～100分，评定标准为：≤19分为小运动量、20～42分为中等运动量、≥43分为大运动量。体育活动等级量表广泛应用于体育锻炼量的评定，内部一致性良好。本研究中，该量表Cronbach’sα系数为0.827。

2.2.2 自我效能感

采用Schwarzer等[18]编制的一般自我效能感量表(GSES)进行自我效能感的测量，共10个题项。采用4点计分，被试按要求根据自己的实际情况作答，1～4分分别对应“极不符合”“不符合”“符合”和“极符合”四个描述，被试的自我效能感水平以量表总分表示，得分越高则说明被试的自我效能感水平越高。一般自我效能感量表在不同国家的测量中均具有良好的信度和效度，Cronbach’s α系数在0.75～0.91之间(Snyder et al.，1997)。本研究中，该量表Cronbach’s α系数为0.807。

2.2.3 锻炼氛围

采用陈善平等[19]修订的体育锻炼氛围量表(PEAS)进行锻炼氛围的测量，以周围人的体育锻炼行为、属群体的体育活动情况和接受的与体育相关的媒体信息三个维度为主要依据测量大学生的锻炼环境，共12个题项。采用Likert5点计分法，1～5分分别对应着由“非常不同意”到“非常同意”的5个选项，锻炼氛围情况由量表中合计的总分所体现，得分越高则说明体育锻炼氛围越浓厚。本次测量：Cronbach’sα系数为0.804；量表拟合指数：χ2/df=3.307，GFI=0.951，CFI=0.945，TLI=0.929，RMSEA=0.063。

2.2.4 心理幸福感

采用吴双磊[20]修订的中文版心理幸福感量表进行心理幸福感的测量，评定心理幸福感水平的主要依据为自主性、个人成长、良好关系、生活目标和自我接纳5个维度，共20个题项。采用6点计分，1～6分分别对应“非常不同意”到“非常同意”6个选项，另外注意到第20题(“我认为‘人老了就学不会东西’这种说法是对的”)由于语义表述不清晰，予以删除，被试的心理幸福感水平由量表中合计的总分所体现，得分越高则说明被试的心理幸福感水平越高。本次测量：Cronbach’sα系数为0.938；量表拟合指数：χ2/df=2.866，GFI=0.924，CFI=0.933，TLI=0.919，RMSEA=0.060。

2.3 研究方法

采用spss19.0和Amos24.0软件对数据进行统计处理与分析。第一，采用Harman单因素法和单一方法潜因子法对样本数据进行共同方法偏差检验；第二，对各变量进行描述性统计和相关分析；第三，采用多元回归分析检验研究假设。

3 数据分析结果

3.1 共同方法偏差检验

为避免共同方法偏差对研究结果准确性产生影响，调查问卷采用不记名的方式收集数据，并设置反向题目，以便进行事前控制。对于可能存在的共同方法偏差采取以下两种方法进行检验：一是采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验，共有8个特征值大于1的公共因子被提出，解释了总方差的54.92%，第一因子解释了总变异量的25.00%，小于40%的判断标准，说明不存在单一因子解释变异量的绝大部分问题。二是采用单一方法潜因子法检验共同方法偏差，需建立两个模型，分别为验证性因子分析模型M1及包含方法因子的模型M2，然后对M1和M2的主要拟合指数进行比较，可得：△χ2/df=0.310，△GFI=0.033，△CFI=0.038，△TLI=0.034，△RMSEA=0.006，M1和M2的拟合指数未发生显著变化，说明施测数据的共同方法偏差可以接受[21]。

3.2 描述性统计与相关分析

通过对变量进行描述性统计与相关分析可知，体育锻炼与大学生心理幸福感显著正相关(r=0.424，P<0.01)；体育锻炼与自我效能感显著正相关(r=0.380，P<0.01)；体育锻炼与锻炼氛围显著正相关(r=0.389，P<0.01)；自我效能感与大学生心理幸福感显著正相关(r=0.304，P<0.01)；自我效能感与锻炼氛围显著正相关(r=0.762，P<0.01)；锻炼氛围与大学生心理幸福感显著正相关(r=0.288，P<0.01)。其他各维度相关见表1。

3.3 假设检验

3.3.1 直接效应检验

对于体育锻炼与大学生心理幸福感正相关关系的检验，在对性别、年级、家庭情况等人口统计学变量进行控制后，由表2模型4可知，体育锻炼对大学生心理幸福感有显著的促进作用(β=0.427，P<0.001)，故假设H1得到验证。

3.3.2 中介效应检验

对于在体育锻炼与大学生心理幸福感的关系中，自我效能感所发挥的中介效应，在对性别、年级、家庭情况等人口统计学变量进行控制后，据表2模型4，体育锻炼对大学生心理幸福感有显著正向影响(β=0.427，P<0.001)；据模型2，体育锻炼对自我效能感有显著的正向影响(β=0.377，P<0.001)；据模型5，自我效能感对大学生心理幸福感具有显著的正向影响(β=0.314，P<0.001)，说明自我效能感存在中介作用的基本条件得到满足，可以进行下一步的中介效应检验。在模型4的基础上加入自我效能感构建模型6后，自我效能感与大学生心理幸福感显著正相关(β=0.174，P<0.001)，体育锻炼对大学生心理幸福感有显著正向影响(β=0.361，P<0.001)，并且其回归系数值小于模型4直接效应的回归系数值(β=0.427，P<0.001)，说明道德认同在体育锻炼与大学生心理幸福感的关系间起到部分中介作用，故假设H2得到验证。

表1 主要变量描述性统计与相关分析结果

表2 回归分析结果

3.3.3 调节效应检验

对于在体育锻炼与大学生心理幸福感的关系中，锻炼氛围所发挥的调节效应，在对性别、年级、家庭情况等人口统计学变量进行控制后，表1模型4显示，体育锻炼对大学生心理幸福感具有显著的正向影响(β=0.427，P<0.001)；在模型7的回归方程中加入锻炼氛围后，体育锻炼对大学生心理幸福感仍具有显著正向影响(β=0.368，P<0.001)；在模型8中将体育锻炼与锻炼氛围的交互项放入回归方程后，体育锻炼与锻炼氛围的交互项对大学生心理幸福感具有显著的正向影响(β=0.138，P<0.001)，表明锻炼氛围在体育锻炼与大学生心理幸福感的关系间起到正向调节作用，故假设H3得到验证。

4 讨论

4.1 体育锻炼的直接作用

本研究相关及回归分析结果显示，体育锻炼对大学生心理幸福感具有显著的正向直接作用，表明体育锻炼作为前因变量能够有效促进大学生心理幸福感水平的提高。项明强等[8]和Ferguson等[6]研究表明体育锻炼对青少年、妇女的心理幸福感具有显著的正向影响，尽管与本研究的目标人群不同，但是研究构念具有一致性，因此本文的研究结果再次支持了既有的研究观点，即大学生心理幸福感可通过体育锻炼得到提高。就体育锻炼本身而言，锻炼相关要素包含锻炼强度、时间和频率等，参与方式包括个体活动、群体集体活动等，是一个连续过程和整体状态[22]。大学生在体育锻炼过程中，不仅身体特征和健康状态能够显著改善，还有助于缓解消极情绪、改善人际关系、提升对自身生活质量的评估水平，从而使大学生保持积极乐观的情绪和活泼开朗的性格，促进心理幸福感水平的提高。本文以大学生为目标人群，丰富了体育锻炼在提高不同人群心理幸福感水平方面的理论研究。

4.2 自我效能感的中介作用

本研究中，自我效能感考察的是大学生在体育锻炼过程中对自己是否拥有能够有效进行锻炼的能力的预期。通过运用多元回归分析，发现了体育锻炼对自我效能感的促进作用以及自我效能感对心理幸福感的促进作用，得出体育锻炼通过提高大学生的自我效能感水平，进而使大学生心理幸福感水平得到提高，论证了自我效能感的中介作用。已有研究对该发现提供了支持[23]。根据社会认知理论，个体的行为并非被动地由外界环境所决定，人的主体因素也会对其产生一定的影响，因此探讨自我效能感对体育锻炼与大学生心理幸福感关系间的影响具有不可忽视的现实意义，本研究的结果也验证了这一理论[24]。有规律的、经常性的体育锻炼对大学生运动自信的增强起到一定促进作用，提高了大学生对自身身体活动能力的有效感。当大学生自我效能感水平较高时，参与体育锻炼会产生更大的成就感，体会到幸福、乐趣和享受，因此体育锻炼活动的参与者可通过增强自我效能感来达到提升心理幸福感的目标。本文所得出的自我效能感的中介作用不仅进一步拓展了自我效能感的功能，而且有助于更好地揭示体育锻炼提高大学生心理幸福感的作用机制。

4.3 锻炼氛围的调节作用

本研究结果显示，体育锻炼与锻炼氛围的乘积项对大学生心理幸福感的具有显著的正向作用，锻炼氛围正向调节体育锻炼与大学生心理幸福感的关系。根据自我决定理论，个体的心理和行为均受到环境因素的重要影响。锻炼氛围作为大学生参与体育锻炼的重要环境因素，在物质层面通过为大学生提供多样化的设施及专业的场地等，有助于提高大学生体育锻炼的可入性和可达性水平，增强锻炼动机、提高参与热情、保持心情愉悦，从而促进大学生参与体育锻炼，提高幸福感；在精神层面，如果大学生获得来自家人、教师、同学等的鼓励与支持，则更容易养成体育锻炼的习惯，并将体育锻炼视为一种积极的社会活动，认为通过体育锻炼可以达到愉悦身心、发展人际、实现自我的目的，从而促进大学生产生实际的锻炼行为，获得心理上的满足。因此，体育锻炼对大学生心理幸福感的促进作用在锻炼氛围越浓厚时得到越明显的体现。

5 结论与建议

5.1 结论

体育锻炼对大学生心理幸福感具有显著的正向影响。自我效能感在体育锻炼与大学生心理幸福感关系间起部分中介作用。锻炼氛围正向调节体育锻炼与大学生心理幸福感的关系，且锻炼氛围越浓厚，体育锻炼对大学生心理幸福感的促进作用越强。

5.2 建议

第一，体育锻炼能够有效提升大学生心理幸福感，启示国家应持续推进全民健身战略，积极向高校投放资源，增强大学生锻炼意识；同时高校要积极宣传学校的体育、健康教育政策，鼓励大学生因时、因地制宜开展多种形式的体育锻炼，树立正确的体育观，使大学生通过参加体育锻炼，达到强身健体、舒缓身心、释放压力的目的，促进自身心理幸福感水平的提高。

第二，自我效能感是链接体育锻炼与大学生心理幸福感的重要媒介，应当提高大学生运动技能水平，通过构建体育锻炼信息平台、举办体育专题讲座、设计新颖有趣的体育课、组织趣味体育比赛等方式，提高大学生参与锻炼的积极性，增加大学生科学锻炼知识和技能的储备，提高大学生的自我效能感。

第三，锻炼氛围能够强化体育锻炼对大学生心理幸福感的促进作用，使体育锻炼的作用更加突显。因此高校除了提供必要的运动场地和设施，还应设计符合大学生审美的体育场地，使大学生感知到运动美的客观存在，提高大学生体育锻炼的可入性和可达性水平；同时高校应鼓励建立多种类型的体育社团，并提供专门的指导老师确保社团质量，定期组织社团比赛，充分提高学生的主观能动性，使大学生通过参加体育类社团和团体运动项目增强身体素质、拓展人际关系，从而达到提高心理幸福感的目的。