運動干預影響女大學生情緒調節策略:執行功能的中介作用

張藝帆，殷恒嬋，崔 蕾，謝怡然，李秀娟

情緒健康作為心理健康的重要組成部分，其核心是情緒調節。情緒調節是指，個體對情緒發生、體驗和表達施加影響的過程，在情緒調節的各種策略中最常用，且最有效的策略是認知重評和表達抑制[1-2]。大量研究表明，運動有助于個體調節和維持良好的情緒，相關研究已證實其生理機制，即運動促進了多巴胺、內啡肽等神經遞質的分泌[3]。而近期有研究指出，執行功能可能為運動改善情緒調節的潛在腦機制[4]。而執行功能是一種高級的認知過程，是指在完成復雜的認知任務時，對其他認知過程進行控制和調節的過程，其根本作用是產生協調有序，具有目標性的行為[5-7]。

執行功能可能是一種機制，在運動影響情緒調節過程中發揮作用。研究者提出這一假設，主要是基于執行功能、運動和情緒調節之間的關系，以及相關認知神經科學的證據。首先，大量研究表明，無論是急性還是長期性的方式，運動有助于改善個體執行功能、心境、情緒反應與情緒調節[8-10]。而執行功能與情緒調節的關系更為緊密，執行功能發展不良會引發各種情緒方面的問題，而執行功能較好的個體善于合理使用情緒調節策略[11]。根據情緒認知理論，情緒的產生受到環境事件、生理狀況和認知過程3個因素的影響，其中認知是決定情緒性質的關鍵因素[12]，而執行功能作為一種調節其他認知過程的高級認知過程，通過調節認知活動，進而指導個體進行情緒評價。

其次，研究者先后提出了喚醒水平假說、腦可塑性假說和兒茶酚胺遞質假說來解釋運動改善個體的執行功能[7]。基于fMRI和近紅外技術的研究表明，運動后激活的、增加血流量的腦區與執行功能的核心功能腦區，以及負責情緒調節的腦區，在腹側與背側前扣帶回，腹外側與背外側前額葉皮質等重要腦區存在重疊[13-14]。

再者，運動后腦神經內分泌水平增加，導致腦部兒茶酚胺類遞質變化，進而改善個體的執行功能，而兒茶酚胺類遞質包括多巴胺、去甲腎上腺素和腎上腺素，這些激素都是影響情緒的主要遞質，對情緒的變化起核心作用[15]。總之，執行功能和情緒調節的腦機制存在部分重疊。

最后，認知神經科學的研究表明，不管是使用認知重評還是表達抑制策略，都會激活與前額葉相關的部分腦區，而前額葉正是執行功能的核心腦區[16-17]。這些證據都提示，運動、執行功能、情緒調節之間存在某種復雜的聯系，但目前研究大多是探討其中兩者之間的關系；盡管近期有研究表明，執行功能在有氧適能和情緒調節之間起中介作用[4]，而來自正念的研究也認為，正念干預是通過提高執行功能，進而改善情緒調節[18]，但這些研究都缺乏運動參與的直接證據。因此，運動是否可以通過改善執行功能來影響情緒調節，目前尚不清楚。

鑒于此，本研究旨在探討以下4個問題:（1）運動干預對大學生執行功能的影響；（2）運動干預對大學生情緒調節策略的影響；（3）執行功能與情緒調節策略的關系；（4）執行功能是否在運動對情緒調節策略的影響中起中介作用。為全面揭示運動改善情緒調節的機制提供理論和實踐依據。

1 研究對象與方法

1.1 試驗對象

本研究以52名女大學生為研究對象，平均年齡（19.36±1.17）歲，均為右利手；無色盲，正常視力或矯正視力大于0.8；3個月內無參與規律性運動；通過體質健康成績篩選出生理狀況適合參與本干預強度的參與者；所有被試簽訂試驗協議書，承偌遵守試驗要求。

1.2 試驗分組

將52人隨機分為試驗組（26人）和對照組（26人），試驗組進行8周運動干預，對照組在相同時間正常學習生活，并承諾在該期間不參與有規律的體育鍛煉活動。

1.3 運動干預方案

研究表明，與簡單重復性的運動相比，包含豐富的執行功能操作的復雜運動，具有豐富的環境刺激的運動情景，更能促進執行功能的提高。表面上看，有無認知參與的運動均能提高喚醒水平，但是只有包含豐富的執行功能操作的，具有豐富的環境刺激的，含有復雜挑戰的運動需要更多認知的參與，能夠激活更多的高級認知過程，如趣味游戲、團隊合作項目[19]。因此，本研究以大學生熱衷的減肥鍛煉運動（中等強度有氧跑與抗阻運動）為主體，參考殷恒嬋等[19]的研究成果，選擇適合大學生群體的趣味游戲為輔助練習，旨在通過運動方案設計，提高干預效果。這樣的方案設計既增加了運動干預的趣味性、復雜性，又與大學生日常的體育鍛煉緊密結合，不失研究結果的生態性（見表1）。對有氧運動的監控主要從運動強度、時間和頻率3個方面嚴格控制（見表2）。運動強度控制在中等強度，即（220-年齡）×（60%～69%）；運動時間每次為40 min，其中，有氧跑30 min，游戲和素質練習10 min；運動頻率為每周3次。

表1 8周的運動干預方案Table1 Exercise Intervention Plan for Three Weeks

表2 運動方案的FITTTable2 The FITT of Exercise Intervention

1.4 執行功能、情緒調節策略的測量

執行功能的測量采用陳愛國開發的執行功能測量工具（效度大于0.85）[20]，通過E-prime1.1系統在計算機上完成。Flanker任務評價抑制功能，2-back任務評價刷新功能，More-odd shifting任務評價轉換功能。

情緒調節策略采用情緒調節量表（ERQ）中文版進行測量，總量表的克朗巴赫α系數=0.96，分量表中，認知重評的克朗巴赫α系數=0.79，表達抑制克朗巴赫α系數=0.73，3個月后的重測克朗巴赫α系數=0.69[21]。王力等[22]引進ERQ并進行本土化研究，結果表明，重測信度（認知重評=0.82，表達抑制=0.79）和內部一致性信度（認知重評=0.85，表達抑制=0.77）良好，標準測量模型與實際數據的擬合程度良好。

1.5 中介效應檢驗方法

采用溫忠麟等[23]提出的新中介效應程序進行中介效應檢驗。（1）檢驗回歸系數c，如果顯著，繼續下面的第2步，否則停止分析。（2）做BARON和KENNY提出的部分中介檢驗，即依次檢驗系數a、b，如果都顯著，意味著自變量對因變量的影響至少有一部分是通過中介變量實現的，進行第3步；如果至少有一個不顯著，進行第4步。（3）做JUDD和KENNY完全中介檢驗中的第3個檢驗，檢驗系數c'，如果不顯著，說明為完全中介作用；如果顯著，說明為部分中介作用，檢驗結束。（4）用Bootstrap法直接檢驗H0:ab=0。如果顯著，則中介效應顯著，觀察第3步檢驗中c'的顯著性，判斷中介效應為部分中介效應或完全中介效應，否則中介效應不顯著，停止分析[23]。

1.6 試驗程序

所有被試均在寬敞、明亮、安靜的實驗室內完成執行功能的測量任務和情緒調節問卷。試驗程序分為前測和后測，前測在運動干預開始前的2天內完成，后測在運動干預結束后的2天內完成。

每次運動干預前隨機選取3名被試佩戴polar心率表至運動結束，分別在安靜時、5 min、15 min、25 min進行心率測量，以此來監控運動強度。

1.7 數據統計與分析

數據結果用平均值±標準差（M±SD）表示，采用SPSS20.0和Mplus7.4進行統計分析。首先，以執行功能、情緒調節策略為因變量，以時間（前測、后測）為被試內因素，組別（試驗組、對照組）為被試間因素，進行重復測量方差分析，考察運動干預對執行功能、情緒調節策略的影響；其次，采用Spearman相關分析和多元逐步回歸分析，分析執行功能與情緒調節策略的關系；最后，采用溫忠麟等提出的新中介效應程序，在SPSS和Mplus上進行中介效應的檢驗。

2 結果與分析

2.1 試驗組與對照組前測執行功能、情緒調節策略的同質性檢驗

對試驗組和對照組的執行功能、情緒調節策略前測結果進行獨立樣本T檢驗。結果顯示:抑制功能t＝0.65，P＝0.597＞0.05；刷新功能t=0.516，P=0.609＞0.05；轉換功能t=-1.331，P=0.19＞0.05；認知重評t=1.045，P=0.302＞0.05；表達抑制t=-1.198，P＝0.238＞0.05。表明，干預前試驗組與對照組在執行功能、情緒調節策略上差異無統計學意義。

2.2 運動干預前后大學生執行功能、情緒調節策略的描述性統計

對運動干預前后大學生各執行功能子功能、認知重評、表達抑制策略進行描述性統計（M±SD），執行功能的單位是反應時，反應時越短，表明執行功能越好（見表3）。

表3 運動干預前后女大學生執行功能、情緒調節策略的描述性統計Table3 Descriptive Statistics of Executive Function And Emotion Regulation Strategy Before And After Exercise Intervention

2.3 運動干預對大學生執行功能、情緒調節策略的影響

采用2（時間:前測、后測）×2（組別:試驗組、對照組）重復測量方差分析，分別探究8周運動干預對大學生執行功能、情緒調節策略的影響。

2.3.1 運動干預對大學生執行功能的影響 抑制功能上，時間主效應非常顯著[F（1，51）＝7.806，P＝0.008＜0.01]，表明抑制功能有隨時間變化的趨勢；組別主效應不顯著[F（1，51）＝0.158，P＝0.693＞0.05]，表明試驗組與對照組抑制功能不具有顯著性差異；時間×組別交互效應顯著性[F（1，51）＝6.282，P＝0.016＜0.05]，表明運動干預前后2組抑制功能的變化有顯著性差異。進一步簡單效應分析表明，后測試驗組與對照組抑制功能不具有顯著性差異（F＝1.754，P＝0.19＞0.05）；試驗組前、后測抑制功能具有非常顯著性差異（F＝14.047，P＝0.01），試驗組后測抑制功能非常顯著優于前測；對照組前、后測抑制功能不具有顯著性差異（F＝0.041，P＝0.84＞0.05）。

刷新功能上，時間主效應具有非常顯著性[F（1，51）＝18.79，P＝0.000＜0.01]，表明刷新功能有隨時間變化的趨勢；組別主效應不顯著[F（1，51）＝0.543，P＝0.465＞0.05]，表明試驗組與對照組刷新功能不具有顯著性差異；時間×組別交互效應具有非常顯著性[F（1，51）＝20.556，P＝0.000＜0.01]，表明運動干預前后2組刷新功能的變化有非常顯著性。進一步簡單效應分析表明，后測試驗組與對照組刷新功能具有顯著性差異（F＝4.965，P＝0.031＜0.05），試驗組后測刷新功能顯著優于對照組；試驗組前、后測刷新功能具有非常顯著性差異（F＝39.327，P＝0.000＜0.01），試驗組后測刷新功能非常顯著優于前測；對照組前、后測刷新功能不具有顯著性差異（F＝0.02，P＝0.889＞0.05）。

轉換功能上，時間主效應具有非常顯著性[F（1，51）＝14.557，P＝0.000＜0.01]，表明轉換功能有隨時間變化的趨勢；組別主效應顯著[F（1，51）＝5.773，P＝0.021＜0.05]，表明試驗組與對照組轉換功能具有顯著性差異；時間×組別交互效應具有非常顯著性[F（1，51）＝13.276，P＝0.001＜0.01]，表明運動干預前后2組轉換功能的變化有非常顯著性差異。進一步簡單效應分析表明，后測試驗組與對照組轉換功能具有非常顯著性差異（F＝11.793，P＝0.001＜0.01），試驗組后測轉換功能非常顯著優于對照組；試驗組前、后測轉換功能具有非常顯著性差異（F＝27.816，P＝0.000＜0.01），試驗組后測轉換功能非常顯著優于前測；對照組前、后測轉換功能不具有顯著性差異（F＝0.015，P＝0.904＞0.05）。

2.3.2 運動干預對大學生情緒調節策略的影響 認知重評得分上，時間主效應具有非常顯著性[F（1，51）＝14.714，P＝0.000＜0.01]，表明認知重評策略有隨時間變化的趨勢；組別主效應非常顯著[F（1，51）＝7.436，P＝0.009＜0.01]，表明試驗組與對照組認知重評策略具有非常顯著性差異；時間×組別交互效應具有非常顯著性[F（1，51）＝11.951，P＝0.001＜0.01]，表明運動干預前后2組認知重評策略的變化有非常顯著性差異。進一步簡單效應分析表明，后測試驗組與對照組認知重評具有顯著性差異（F＝16.355，P＝0.00＜0.01），試驗組后測認知重評顯著優于對照組；試驗組前、后測認知重評具有非常顯著性差異（F＝26.593，P＝0.00＜0.01），試驗組后測認知重評非常顯著優于前測；對照組前、后測認知重評不具有顯著性差異（F＝0.072，P＝0.79＞0.05）。

表達抑制得分上，時間主效應不具有顯著性[F（1，51）＝1.232，P＝0.273＞0.05]，表明表達抑制策略不隨時間變化而變化；組別主效應不顯著[F（1，51）＝2.27，P＝0.139＞0.05]，表明試驗組與對照組表達抑制策略不具有顯著性差異；時間×組別交互效應不具有顯著性[F（1，51）＝0.137，P＝0.713＞0.05]，表明運動干預前后2組表達抑制策略的變化不具有顯著性差異。進一步簡單效應分析表明，后測試驗組與對照組表達抑制不具有顯著性差異（F＝2.478，P＝0.123＞0.05）；試驗組前、后測表達抑制不具有顯著性差異（F＝0.274，P＝0.603＞0.05），對照組前、后測表達抑制不具有顯著性差異（F＝1.095，P＝0.301＞0.05）。

2.4 執行功能與情緒調節策略的關系

2.4.1 執行功能與情緒調節策略的相關性分析 采用Spearman相關分析，估計執行功能與情緒調節策略的相關性。結果顯示:認知重評與抑制功能反應時（r=-0.375，P＜0.01）和轉換功能反應時（r=-0.258，P＜0.05）具有顯著負相關，即抑制、轉換功能與認知重評策略的使用存在顯著的正相關關系；認知重評與刷新功能，抑制表達與抑制、刷新、轉換功能相關關系均不顯著（見表4）。

表4 執行功能與情緒調節策略的相關性分析Table4 Correlation Analysis of Executive Function And Emotion Regulation Strategy

2.4.2 執行功能與認知重評策略的回歸分析 以認知重評為因變量，以抑制、刷新、轉換功能為自變量，進行多元逐步回歸分析。結果顯示:執行功能3個子功能中，對認知重評具有顯著預測力的功能有2個，預測力大小依次為，轉換和抑制＞轉換；轉換和抑制功能的決定系數為0.224，回歸模型整體性檢驗的F=9.519，P＝0.000＜0.01，因此，2個預測變量共可有效預測認知重評策略的22.4%。其中，對認知重評策略最具預測力的為轉換功能，其預測力為14%；抑制功能預測力為8.4%（見表5）。

表5 執行功能與認知重評策略的回歸分析Table5 Regression Analysis of Executive Function And Emotion Regulation Strategy

2.5 執行功能在運動改善調節策略的中介效應檢驗

2.5.1 抑制功能在運動改善認知重評策略的中介效應檢驗假設運動干預可以改善抑制功能，而認知重評策略會受到抑制功能的影響，則抑制功能是中介變量。以運動干預為自變量（設置為虛擬變量，以X表示），以認知重評策略的變化為因變量（Y），并假設抑制功能的變化為中介變量（M1），對抑制功能變化（M1）的中介效應進行分析（標準化）。

表明，逐步檢驗都是顯著的，所以抑制功能的中介效應顯著，由c'的顯著性可知（t=2.274，P＜0.05），抑制功能為部分中介變量，中介效應占總效應的比例為0.356×0.291/0.424=24.44%（見表6）。提示，一方面，運動直接促進了認知重評策略的使用；另一方面，運動通過改善抑制功能，間接促進了認知重評策略的使用。

表6 抑制功能在運動影響改善認知重評策略的中介效應檢驗Table6 Mediation Effect of Inhibition on Cognitive Reappraisal

2.5.2 轉換功能在運動改善認知重評策略的中介效應檢驗假設運動干預可以改善轉換功能，而認知重評策略會受到轉換功能的影響，則轉換功能是中介變量。以運動干預為自變量，以認知重評策略的變化為因變量（Y），并假設轉換功能的變化為中介變量（M2），對抑制功能變化（M2）進行中介效應分析（標準化）（見表7）。

表7 轉換功能在運動影響改善認知重評策略的中介效應檢驗Table7 Mediation Effect of Switching on Cognitive Reappraisal

表明，逐步檢驗中第3步中，b的系數不顯著（t=-1.931，P＞0.05），根據溫忠麟等提出的檢驗程序，需要采用bootstraps法檢驗H0:ab=0的顯著性（見表8），結果顯示，95%置信區間上限和下限分別為-0.036和-2.311，不包括0。說明轉換功能的中介效應顯著，由c'的顯著性可知（t=1.986，P＜0.05），轉換功能為部分中介變量，中介效應占總效應的比例為0.457×0.288/0.424=31.04%。提示，一方面，運動直接促進了認知重評策略的使用；另一方面，運動通過改善轉換功能，間接促進了認知重評策略的使用。

表8 Bootstrap法的轉換功能中介效應分析Table8 Mediation Effect of Switching on Cognitive Reappraisal Analyzed by Bootstrap

3 討論

3.1 8周運動干預對大學生執行功能、情緒調節策略的影響

方差分析結果顯示，8周運動干預顯著改善女大學生的抑制、刷新和轉換功能，這與以往的研究結果一致、陳愛國等[20]采用Flanker、2-back、More-odd shifting任務，測量了30名大學生在一次性中等強度有氧運動前后，執行功能的變化，發現一次性中等強度的有氧運動可以改善大學生執行功能的3個子功能。顏軍等[24]采用同樣的任務，研究持續性健美操運動對執行功能的影響，發現12周和6周持續性健美操運動改善了女大學生的執行功能的3個子功能。

本研究結果還顯示，8周運動干預顯著促進女大學生認知重評策略的使用，該結果與已有研究結果一致。GILES等[25]研究發現，長期性的運動可以預測個體成功地完成認知再評價的過程。張媛媛等[26]采用情緒調節問卷（ERQ），分別調查了174名運動群體和275名非運動群體大學生情緒調節策略的特點，表明運動群體比非運動群體更傾向于使用認知重評策略。雖然該研究僅比較了運動群體和非運動群體在情緒調節策略上的差異，但研究結果可以為運動影響情緒調節的結論提供佐證，尤其是該研究在運動群體的劃分上，以每周3次，每次30 min中等強度為標準。而本研究通過每周3次、每次40 min、運動強度為中等強度的8周運動干預，使試驗組個體由非運動群體轉變為運動群體，表明2項研究在結果上的一致性。

目前，尚未有研究探討運動促進認知重評策略使用的機制。本研究通過訪談，試圖對該機制進行初步探討。本研究在后測時對參與者“是否在運動過程中產生負性情緒”，以及“是如何調節這種負性情緒”進行了詢問。大多數參與者報告，在前10 min跑步過程中，會產生厭倦或其他負性情緒，而這種情緒隨著時間的延長逐漸消失。盡管參與者表明在該過程中會使用多種調節策略，但幾乎所有人都報告使用過認知重評策略，如“認為運動是減肥的必經途徑”“運動后會使我心情愉悅，使我健康”“進而調節運動初期，身體處于生理惰性期，而產生的不適感”。這種長期的，有意識的情緒調節策略在特定刺激條件下重復激活，可以導致情緒調節策略的自動化[27]。而運動情境中認知重評的使用可能可以遷移到非運動情境中，使個體在負性事件的刺激下快速激活認知重評策略，進而促進認知重評策略的使用。

3.2 執行功能對情緒調節策略的預測作用

回歸分析結果顯示，抑制功能和轉換功能可以顯著預測認知重評的得分。相關神經科學的證據表明，認知重評策略與認知控制緊密相關，其涉及重構工作記憶中情緒事件的認知，以及監控重構認知與原有認知間沖突等一系列認知加工過程。該結果支持現有研究的結論，擁有更好執行功能的個體更傾向使用認知重評策略[28-30]。如A.GUL等[31]使用情緒調節問卷（ERQ）以及情感-性別轉換任務，分別測量40名雙相障礙患者和40名健康個體，發現個體在情感-性別轉換任務的切換成本可以顯著預測其認知重評策略的得分。B.M.WILKOWSKI等[32]研究了70名大學生完成競爭RT任務時的抑制憤怒與寬恕行為之間關系，采用Flanker范式測量了他們的沖突抑制能力，發現高抑制能力的個體更多地重評復仇動機，而不是抑制憤怒的外部表達。

本研究采用的奇偶轉換任務范式是研究執行功能重要范式之一，體現了認知控制的靈活性，將認知資源從一個任務轉移到另一任務，使個體快速轉變以適應新的情況[33]，即在工作記憶中，共同競爭同一認知資源2任務之間的相互切換[34]。在認知重評過程中體現為，工作記憶中初次認知評價與競爭的再次評價之間的切換。本研究的另一個研究范式——Flanker任務是研究沖突抑制的重要范式之一，主要研究個體監控、解決2個同時激活但不兼容任務之間沖突的能力[35]。在認知重評過程中體現為，將初次認知評價與再評價之間的沖突，記錄在前扣帶皮層內[36]。當個體在背外側前額葉皮層中募集到足夠的認知資源便可解決沖突，以完成認知重評的全過程。

總而言之，認知重評是在優先任務和競爭中的其他任務間創造平衡的一種認知策略[2]，其認知過程需要抑制和轉換功能的參與，因此抑制和轉換功能可以顯著預測認知重評的使用，抑制、轉換功能好的個體更傾向于使用認知重評策略。

3.3 執行功能在運動干預改善情緒調節策略的中介效應

中介效應檢驗結果顯示，抑制、轉換功能在8周運動干預促進認知重評策略的使用中起部分中介作用，該結果與現有研究結果一致。

M.A.LOTT等[4]通過有氧心血管耐力測試、stroop測試和情緒調節檢查表（ERC）自評，調查了326名8～12歲的兒童，表明執行控制在有氧適能（Aerobic Fitness）與情緒調節間起中介作用。兒童的腦表現出高度的可塑性，且執行功能為早期腦行為發展的重要機制。因而，有研究認為，兒童時期執行功能可能為運動改善情緒調節的相關腦機制[37]；但也有研究認為，執行功能在童年、青春期和早期成年期的情緒調節都非常重要，使個體合理使用各種策略（如分心、正念、重評）進行自上而下的調節[38]。本研究的對象為女大學生，研究結果初步表明，在成年早期，執行功能也可能是運動改善情緒調節策略的相關腦機制。

抑制、轉換功能在運動促進認知重評策略中起部分中介作用，這提示，運動干預不僅通過改善抑制功能、轉換功能，間接促進認知重評策略的使用，還有可能直接促進了認知重評的使用，或在該過程中，仍存在其他中介變量。除了有意識使用認知重評策略而產生遷移的原因外，神經遞質類假說又提供了可能的解釋，即個體在8周的運動過程中產生的胺、肽類激素改善了情緒調節和心境，由于這些激素的生理作用還未被完全揭示，因此運動干預也有可能通過促進個體相關神經遞質的分泌，進而促進認知重評策略的使用。

本研究首次以橫向與縱向相結合的方式探討了執行功能在運動干預影響情緒調節策略的中介效應，揭示了運動干預通過改善抑制、轉換功能，促進認知重評策略使用的中介作用機制，為全面揭示運動改善個體情緒調節策略的機制提供了理論和實踐依據。今后的研究可繼續探索更多的中介變量和調節變量，以探明運動改善個體情緒調節策略的機制，為合理采用運動手段改善個體情緒調節策略的使用，進一步促進個體良好的情緒體驗和心理健康提供理論和實踐基礎。

4 結論

（1）8周運動干預顯著改善了女大學生抑制、刷新和轉換功能，并顯著促進了認知重評策略的使用。（2）個體的抑制、轉換功能可以顯著預測其認知重評策略的使用。（3）抑制、轉換功能在8周運動干預促進認知重評策略中起部分中介作用。

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