短時有氧運動對焦慮女大學生情緒調節能力的影響：機制及影響因素

張藝帆，弓宇婧，唐東輝，關 媛

研究顯示，越來越多的在校大學生頻繁面對應激壓力性事件，尤其是女性研究生群體[1]。而壓力事件是焦慮、抑郁癥狀的強危險因素，在精神病學中已被確定為創傷性應激綜合癥（PTSD）以及其他心理問題的診斷標準[2]，嚴重損害著個體的心理健康水平。但是，情緒調節在壓力事件與抑郁癥狀之間起到了非常重要的保護作用[3]。鑒于情緒調節在維持情緒和心理健康中的重要性，不斷探索和開發改善情緒調節的方法，已成為積極心理學領域的研究熱點。除了促進認知重評策略的認知行為療法外，有氧運動似乎可以成為改善情緒調節的一種補充療法。

研究表明，有氧運動可以影響個體對壓力事件的情緒加工過程[4]，在生理反應上，有氧運動可以減弱壓力下應激反應，使個體更快恢復至應激前狀態[5]。在主觀感受上，有氧運動可以改善情緒壓力下的主觀評價，進而幫助個體從負性情緒中迅速恢復，不受到壓力事件的持續影響[6]。進一步，研究者也嘗試從不同的角度解釋有氧運動對情緒調節的影響。理論上來講，有氧運動可能會通過提高情緒自我效能及自上而下的執行控制，進而促進情緒調節[7]。而認知神經科學的研究發現，有氧運動所激活的腦區與情緒調節的腦區在腹側、背側的前額葉與前扣帶回等區域存在重疊[8-9]。這些結果從腦機制的角度表明，有氧運動會對情緒調節產生影響。

近期一系列的研究發現，短時有氧運動對情緒調節的改善效果[6-7，10-11]，這些發現僅是作用于有意識的、需要努力的外顯調節。事實上，情緒調節在很大程度上是在內隱層面上進行的，這種無意識的、自動化的加工在調節負性情緒中發揮著重要的作用[12]。但目前有關短時有氧運動對無意識情緒調節的影響尚不清楚，另外，短時有氧運動改善情緒調節的具體心理機制也仍需進一步探究。

已經有幾個模型指出，自上而下的情緒調節需要高級認知過程的參與[13]，其中，執行功能在情緒調節過程中起著至關重要的作用。越來越多的研究表明，執行功能顯著影響個體的情緒調節能力[14-15]，且這種影響同時存在于內隱、外顯2個層面[16]。而短時有氧運動可以顯著改善個體的執行功能[17]，那么，短時有氧運動是否可以通過改善執行功能水平，進而改善情緒調節能力。

其次有研究表明，個體的情緒狀態影響著其執行功能水平[18]，實驗室條件下誘導的負性情緒會對執行功能造成損害[19]，而這種損害可能進一步減弱情緒調節能力。再者，焦慮水平也會影響個體的執行功能[20]。鑒于短時有氧運動后即刻的情緒效益以及對焦慮的改善作用，短時有氧運動可能是通過改善情緒與焦慮程度，進而改善執行功能，甚至情緒調節能力。

另外，探究運動后積極心理效應的個體差異，也一直是鍛煉心理學的研究熱點，其中，有氧適能水平可能是影響個體差異的重要因素[21]，研究者已初步發現它與鍛煉積極效應之間更復雜的關系。如Y.K.CHANG等[22]研究發現，有氧適能在短時有氧運動改善執行功能過程中起調節作用，具體表現為，有氧適能水平越高，短時有氧運動對執行功能的改善效果越好。而另一項研究發現了相反的結果，相比高有氧適能個體，低有氧適能個體在短時有氧運動后的認知效益更大[23]。目前有關有氧適能與積極效應之間的研究結果仍不一致。

鑒于此，本研究基于情緒調節理論，旨在探究短時有氧運動，對焦慮女大學生在壓力事件下，無意識、有意識啟動認知重評策略，調節負性情緒能力的影響，并進一步探究其中潛在的心理機制及影響因素。

本研究共提出以下假設：（1）短時有氧運動可以改善焦慮女大學生情緒調節能力；（2）短時有氧運動后即刻的情緒效益是認知效益的潛在心理機制；（3）短時有氧運動后即刻的認知效益是改善情緒調節能力的潛在心理機制；（4）有氧適能水平是短時有氧運動后積極心理效應的重要影響因素。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

招募在校女大學生74名，年齡（23.15±1.48）歲，均為右利手；無色盲色弱，正常視力或矯正視力大于0.8；焦慮自評量表得分標準分大于50分。

受試者隨機分為試驗組36名[年齡（23.22±1.43）歲，BMI=21.33±2.64]，與控制組38名[年齡（23.08±1.53）歲，BMI=21.45±1.57]，除人口統計學變量外，情緒調節能力、執行功能、情緒與焦慮程度在基線水平上均無顯著性差異。試驗前，告知被試試驗內容可能包含運動和觀看刺激圖片，并提醒其隨時自由退出的權利，簽署知情同意書后開始試驗，試驗后給予一定報酬。

1.2 測量方法

1.2.1 情緒調節任務 本任務參考J.J.GROSS等[24]的研究，通過計算個體在有意識、無意識情況下，啟動認知重評策略對負性情緒的下調量，評價個體無意識、有意識的認知重評能力。任務共分為3個特定順序子任務，刺激材料選自國際情緒圖片系統（IAPS）中的負性圖片120張，均在任務中隨機出現，且只出現一次。所有任務均通過E-prime1.1實現。

任務一為情緒評價任務，旨在評估個體對負性圖片的情緒反應水平，任務中呈現情緒圖片20張，每張圖片呈現時間為3 000 ms，且呈現后要求對每張圖片的效價進行評定，感到不愉悅的程度越深，評分越接近1，沒有感覺到不愉悅，則評分接近9。

任務二為無意識認知重評評價任務，旨在評估個體無意識啟動認知重評策略對負性情緒的調節效果，該任務共分為閾下詞語啟動和情緒評價2個階段。閾下詞語啟動，可以有效地啟動個體在內隱層面運用認知重評策略進行情緒調節[25]，其虛假任務為詞語判斷任務，要求被試對形容詞進行積極或消極判斷，旨在吸引被試的注意資源，保證閾下啟動的效果。所選的20個形容詞參考遲松等[26]的研究。在每個形容詞出現前，都會出現閾下啟動詞，該任務共啟動20次，閾下啟動詞及其他刺激參數均參考杜吟等[27]的研究。情緒評價階段流程同任務一，呈現情緒圖片共20張。

任務三為有意識認知重評評價任務，旨在評估個體有意識啟動認知重評策略對負性情緒的調節效果，該任務共分為指導語和情緒評價2個階段。指導語階段要求根據指導語指示調節觀看情緒圖片的感受，情緒評價階段流程同任務一（情緒圖片共20張），2階段交替進行。

1.2.2 執行功能任務 通過Flanker任務、2-back任務和Moreodd shifting任務，分別評價抑制、刷新和轉換3個執行功能的子成分。具體流程和參數參考陳愛國等[17]的研究。3個任務均通過E-prime1.1實現。

1.2.3 有氧適能測試 采用PWC170測試法評估受試者的最大攝氧量，研究表明該測試結果與最大攝氧量的相關性達到0.73[28]。測試在功率自行車（MONARK834）上進行，共2次，每次6 min的恒定功率騎行，間歇6 min，同時佩戴POLAR（RS800）心率表，每5 s記錄一次心率變化。

根據以往研究結果，以及受試者年齡、性別和訓練水平[29]，第1次負荷功率為30 W，第2次負荷根據第1次的穩定心率而定。介于100～120次/min，下次負荷為88 W；介于120～130次/min，下次功率為73 W；介于130～140次/min，下次負荷為66 W。以控制2次心率結束時分別穩定至110和170次/min附近，保證PWC170測試的效度。

1.2.4 情緒與焦慮程度評估 正性與負性情緒采用正負情緒量表（PANAS）進行測量，研究表明，正負情緒量表中文版具有良好的信效度[30]。本研究在該量表的指導語部分限定為當下此刻。采用焦慮自評量表（SAS）評估焦慮程度，該量表被廣泛應用于主觀焦慮癥狀的篩查和診斷，在大學生群體中信效度良好[31]。根據行為醫學量表手冊中的建議，以標準分50作為焦慮問題的分界[32]。

1.3 試驗流程

試驗流程共分為基線部分和干預部分2個部分。基線部分：受試者休息5 min后測量基礎心率，然后填寫情緒與焦慮量表，接著完成3項執行功能測試，最后休息5 min后，完成情緒評價任務。干預部分：試驗組首先完成PWC170測試，結束后以50 W的負荷繼續持續8 min，總計完成20 min的有氧運動，然后休息至心率恢復到基礎心率±10%以內時，填寫情緒與焦慮量表，接著完成3項執行功能測試，最后休息5 min后，完成情緒評價任務；控制組靜坐、閱讀，并進行主動拉伸等活動，共26 min，除此之外其他流程同試驗組。基線部分和干預部分的相隔時間為7天，且在同一時間段參與測試，以消除練習效應和生物節律的影響。

1.4 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，數據統計與分析的思路依據以下步驟。

首先采用獨立樣本T檢驗、重復測量方差分析，檢驗基線水平的同質性，并探討短時有氧運動對情緒調節能力、執行功能、情緒與焦慮程度的影響。其次，鑒于目前尚不清楚短時有氧運動影響執行功能、情緒調節能力的具體途徑，以及影響因素作用的具體位點，因此進一步采用Pearson相關分析，探討情緒調節能力與執行功能、情緒、焦慮程度及有氧適能之間的關系。最后，若短時有氧運動對相關變量存在影響，且這些變量之間存在相關關系，則采用逐步回歸及結構方程模型，進一步探究短時有氧運動影響的具體心理機制及影響因素。

2 結果與分析

2.1 基線水平上情緒調節能力、執行功能、情緒與焦慮程度的同質性檢驗

采用獨立樣本T檢驗進行同質性檢驗，結果表明，基線水平上試驗組與控制組情緒調節能力、執行功能、情緒與焦慮程度差異無統計學意義（見表1）。

表1 基線水平同質性檢驗Table1 Homogeneity Test for Baseline

2.2 短時有氧運動對情緒調節能力、執行功能、情緒與焦慮程度的影響

無意識認知重評上，時間主效應具有非常顯著性[F（1，73）＝23.36，P=0.000<0.01]，表明無意識認知重評能力有隨干預變化的趨勢；組別主效應不顯著[F（1，73）＝0.11，P=0.735>0.05]，表明試驗組與控制組無意識認知重評能力不具有顯著性差異；時間×組別交互效應具有非常顯著性[F（1，73）=8.69，P=0.004<0.01]，表明運動干預前后2組無意識認知重評能力的變化具有非常顯著性差異。

有意識認知重評上，時間主效應不顯著[F（1，73）＝0.004，P=0.947>0.05]，表明有意識認知重評能力不隨干預變化而變化；組別主效應不顯著[F（1，73）=1.876，P=0.175>0.05]，表明試驗組與控制組有意識認知重評能力不具有顯著性差異；時間×組別交互效應不顯著[F（1，73）=0.327，P=0.569>0.05]，表明運動干預前后 2組有意識認知重評能力的變化差異不具有顯著性。

抑制功能上，時間主效應不顯著[F（1，73）=1.368，P=0.246>0.05]，表明抑制功能不隨干預變化而變化；組別主效應不顯著[F（1，73）=0.164，P=0.687>0.05]，表明試驗組與控制組抑制功能不具有顯著性差異；時間×組別交互效應不顯著[F（1，73）=0.242，P=0.624>0.05]，表明運動干預前后2組抑制功能變化的差異不具有顯著性。

刷新功能上，時間主效應具有非常顯著性[F（1，73）=25.69，P＝0.000﹤0.01]，表明刷新功能有隨干預變化的趨勢；組別主效應不顯著[F（1，73）＝1.6，P＝0.21＞0.05]，表明試驗組與控制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（1，73）=11.44，P=0.001＜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差異。

轉換功能上，時間主效應具有非常顯著性[F（1，73）=12.301，P=0.001＜0.01]，表明轉換功能有隨干預變化的趨勢；組別主效應不顯著[F（1，73）=2.104，P=0.151＞0.05]，表明試驗組與控制組轉換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（1，73）=21.85，P=0.000＜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。

正性情緒上，時間主效應不顯著[F（1，73）=0.004，P=0.948＞0.05]，表明正性情緒不隨干預變化而變化；組別主效應不顯著[F（1，73）=2.619，P＝0.11＞0.05]，表明試驗組與控制組正性情緒不具有顯著性差異；時間×組別交互效應不顯著[F（1，73）＝0.038，P＝0.846﹥0.05]，表明運動干預前后2組正性情緒變化的差異不具有顯著性。

負性情緒上，時間主效應不顯著[F（1，73）=0.152，P＝0.698＞0.05]，表明負性情緒不隨干預變化而變化；組別主效應不顯著[F（1，73）=1.481，P=0.228＞0.05]，表眀試驗組與控制組負性情緒不具有顯著性差異；時間×組別交互效應不顯著[F（1，73）=0.058，P=0.81>0.05]，表明運動干預前后2組負性情緒變化的差異不具有顯著性。

焦慮程度上，時間主效應不顯著[F（1，73）=0.001，P＝0.972>0.05]，表明焦慮不隨干預變化而變化；組別主效應不顯著[F（1，73）＝0.004，P＝0.951﹥0.05]，表明試驗組與控制組焦慮程度不具有顯著性差異；時間×組別交互效應不顯著[F（1，73）＝0.815，P＝0.37﹥0.05]，表明運動干預前后2組焦慮程度的變化差異不具有顯著性。

2.3 短時有氧運動改善無意識認知重評能力的途徑及影響因素

2.3.1 主要變量相關分析 采用Pearson相關分析，探究無意識、有意識認知重評能力與主要變量之間的相關關系，為進一步采用結構方程模型，探究短時有氧運動改善情緒調節能力的心理機制及影響因素提供依據。（見表2）

2.3.2 刷新功能在短時有氧運動改善無意識認知重評的中介效應檢驗 盡管相關分析結果顯示，負性情緒、焦慮程度與執行功能顯著相關，但重復測量方差分析結果顯示，短時有氧運動并未對負性情緒和焦慮水平有所改善和緩解。而短時有氧運動不僅改善了焦慮女大學生的無意識認知重評能力與執行功能水平，且刷新功能與無意識認知重評的能力顯著相關。鑒于此，我們認為刷新功能的改善可能是短時有氧運動改善無意識認知重評能力的潛在心理機制。

表2 主要變量相關分析表格重新設計，做成一張表Table2 Correlation Analysis for Main Variable

假設短時有氧運動可以改善刷新功能，而無意識認知重評能力會受到刷新功能的影響，則刷新功能是中介變量。以短時有氧運動為自變量（設置為虛擬變量，以X表示），以無意識認知重評能力為因變量（Y），并假設刷新功能為中介變量（M），對刷新功能變化（M）的中介效應進行分析（標準化）。

逐步回歸結果表明，刷新功能在短時有氧運動改善無意識認知重評能力的過程中起中介作用，盡管第3步回歸方程中X的系數不顯著（t=1.816，P=0.07），但直接效應仍可能存在，短時有氧運動仍可能通過其他途徑改善無意識認知重評能力（見表3）。

表3 刷新功能的中介效應檢驗Table3 Mediation Analysis for Updating of Working Memory

2.3.3 短時有氧運動改善無意識認知重評的途徑及影響因素：基于結構方程模型的檢驗 以上結果表明，短時有氧運動通過對刷新功能的改善，進而提高了無意識認知重評能力。另外，相關分析結果也表明，有氧適能與無意識認知重評有相關的趨勢（盡管無顯著性相關）。因此，我們認為有氧適能可能會對短時有氧運動改善無意識認知重評的直接路徑產生影響。

參考溫忠麟等[33]提出的分析流程，依次檢驗基準中介模型的擬合程度和含有調節效應中介模型的擬合程度，若含有調節效應的中介模型相比基準中介模型擬合程度更好，則采用系數乘積法進行檢驗中介效應。

步驟1，檢驗基準中介模型的適配度，分別做Y對M、X的回歸與Y對X、Z（有氧適能）的回歸。結果表明，對于不含調節效應的基準中介模型模型，x2=9.702，df=3，CFI=1.00，TLI=1.00，RMSE=0.00，SRMR=0.00，AIC=214.05，表明基準SEM模型擬合良好。

步驟2，檢驗有調節效應中介模型的適配度，即在基準模型的基礎上，加入X和Z的交互項XZ。結果表明，對于包含調節效應的中介模型，AIC=212.989，相比基準中介模型的AIC值（214.05），減少了1.061，表明有調節的中介模型相比基準中介模型的適配度有改善。

步驟3，采用系數乘積法檢驗回歸方程Y=b1M+X和Y=Z+X+a1XZ中，a1b1乘積的顯著性。結果顯示，95%的偏差校正bootstrap置信區間為[0.001，0.007]，不包括0。表明，一方面，短時有氧運動通過改善刷新功能，間接改善了無意識認知重評能力；另一方面，短時有氧運動直接提高了無意識認知重評能力，且受到有氧適能水平的調節。具體來說，有氧適能水平越低，短時有氧運動對無意識認知重評的改善效果越好。

3 討論

3.1 短時有氧運動對情緒調節能力的影響

重復測量方差分析結果顯示，短時有氧運動可以改善焦慮女大學生情緒調節能力，具體表現在無意識認知重評能力上，進而幫助焦慮女大學生適應和應對壓力源，維持心理健康。E.E.BERNSTEIN等[7]也采用情緒誘導范式，發現了短時有氧運動對情緒調節的改善作用，表現為減弱了由負面情緒誘導而產生的消極影響，且這種改善作用在情緒調節困難個體上表現更明顯。M.K.EDWARDS等[10]采用隨機對照設計，探討了短時有氧運動和一次冥想在改善情緒調節效果上的差異，結果顯示，相比對照組，短時有氧運動和一次冥想均顯著改善了個體的情緒調節能力。而本研究在以往的研究基礎上，深入探討了短時有氧運動對特定適應性策略下情緒調節能力的影響，發現了短時有氧運動可以改善無意識啟動的認知重評調節，而對有意識的調節沒有產生影響。

3.2 短時有氧運動對執行功能與情緒、焦慮程度的影響

結果顯示，短時有氧運動對刷新和轉換功能具有顯著的改善作用，但對情緒和焦慮程度的影響差異無統計學意義。表明，盡管情緒和焦慮程度顯著影響個體的執行功能水平，但本研究顯示，短時有氧運動可能并非通過影響情緒和焦慮程度，進而影響執行功能。這與以往的研究結果不一致，如J.KNAPEN等[34]研究發現，20 min的功率自行車運動顯著改善了焦慮和負性情緒，并提高了主觀幸福感；李鑫楠[35]的研究也表明，短時中等有氧運動對大學生情緒狀態具有選擇性的積極影響。但本研究并未發現這種影響，鑒于運動后的情緒體驗會受到運動強度的影響[36]，而本研究并未控制運動強度。因此，可能高有氧適能水平個體，心率負荷較小，運動情緒體驗較好，而低有氧適能水平個體，心率負荷較大，運動的情緒體驗較差，進而導致了研究結果的不一致。

3.3 短時有氧運動對無意識認知重評的影響：刷新功能的中介作用

回歸分析和結構方程模型結果顯示，刷新功能在短時有氧運動改善無意識認知重評過程中起部分中介作用。表明，刷新功能可能是短時有氧運動改善無意識認知重評能力的潛在心理學機制。盡管以往研究表明，抑制、刷新和轉換功能可能都在認知重評過程中起非常重要作用，如G.TABIBNIA等[37]研究發現，在停止信號任務（Stop-Signal）中表現更好的個體，采用認知重評策略調節負性情緒的效果越好；K.MCRAE等[38]發現，個體認知重評的能力與刷新和轉換功能成顯著正相關。但本研究僅發現了刷新功能與認知重評能力的關系。另外，M.SPERDUTI等[39]以不同效價的情緒圖片為刺激，通過短句子任務啟動被試的內隱調節，同時記錄了主觀情緒報告和皮膚電反應，并評估了執行功能的3個成分，結果與本研究結果一致，顯示個體的刷新功能水平可以正向預測其內隱調節的效果。

3.4 短時有氧運動對無意識認知重評的影響：有氧適能的調節作用

結果顯示，有氧適能在短時有氧運動改善無意識認知重評的直接路徑上起調節作用。表明，有氧適能可能是短時有氧運動改善無意識認知重評的影響因素之一。但是，并未發現有氧適能在短時有氧運動認知效益中的作用，來自40項短時有氧運動干預的元分析表明，短時有氧運動對執行功能的改善作用，在低有氧適能組、平均組與高有氧適能組無顯著差異[40]。本研究首次發現，有氧適能在短時有氧運動改善情緒調節中的作用，這對于幫助理解，如何更好改善運動干預效果具有積極意義。

3.5 有氧運動改善情緒調節的潛在機制

本研究結果證實了短時有氧運動改善情緒調節能力的具體機制之一，即通過促進執行功能的提高，進而促進情緒調節能力的改善。但中介效應分析結果表明，短時有氧運動不僅可以通過促進執行功能的提升，改善情緒調節能力，還有可能通過其他途徑影響情緒調節。

本研究認為，有氧運動影響情緒調節另一種可能的解釋，是有氧運動可能通過情緒調節的跨情景遷移，直接影響個體情緒調節的過程。

首先，有氧運動本身就是一種壓力事件[41]，特別是中高強度運動會引起個體皮質醇反應增加[42]，盡管個體總是傾向于避免壓力事件[43]，但在運動的過程中，個體不斷抑制逃避的本能反應，通過再評價健康信念與其他自主動機[44]，在逃避與堅持之間尋找平衡，而在這一過程中，很大部分屬于無意識的調節。因此，那些更擅長認知重評個體可能更能認識到運動的積極意義，從而較少地避免運動鍛煉。以往的研究結果也支持該觀點，即個體認知重評的使用與鍛煉行為的多少表現出高度的正相關[45-46]。綜上所述，個體在有氧運動過程中可能自發進行著無意識的認知重評調節。

其次，個體在有氧運動中自發進行的無意識調節，可能對下次無意識調節產生積極的啟動效應，而這種積極的效應可能可以從特定的運動情景，跨情景遷移至一般情景，從而提高了個體的無意識認知重評能力。同時，這種積極效應的強弱，可能取決于個體在有氧運動中自發調節的程度，運動應激越大，需要自發調節的越多，啟動效應就越明顯，從而對無意識認知重評能力的改善效果就越好。這解釋為何短時有氧運動僅對無意識認知重評能力產生了積極的影響，且這種影響受到有氧適能水平的調節。

最后，根據這種解釋，長期有氧運動干預則意味著，反復操縱個體無意識認知重評策略的激活，而這種長期的策略激活可能導致調節策略的自動化[47]。這也解釋以往研究中的發現，即長期有氧運動干預促進了適應性調節策略的使用[48-50]。

4 結 論

（1）短時有氧運動顯著改善了焦慮女大學生執行功能和情緒調節能力，但對情緒和焦慮程度的改善效果不明顯。（2）刷新功能在短時有氧運動改善無意識認知重評能力過程中起中介作用。（3）有氧適能在短時有氧運動對無意識認知重評能力的改善中起調節作用，具體來說，有氧適能水平越低，短時有氧運動對無意識認知重評的改善效果越好。