體育鍛煉促進心理健康的心理機制研究

馬愛民，顏 軍，傅 建，何 勇，龔江泳

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體育鍛煉促進心理健康的心理機制研究

馬愛民1，顏 軍2，傅 建2，何 勇1，龔江泳1

（1. 南通大學 體育科學學院，江蘇 南通 226019；2. 揚州大學 體育學院，江蘇 揚州 225127）

采用體育活動等級量表、身體自尊量表、一般自我效能感量表和中國大學生心理健康量表對731名大學新生進行測量。結果表明：體育鍛煉量、鍛煉持續性、鍛煉項目分別對大學新生身體自尊、自我效能感和心理健康的主效應顯著（P<0.05），體育鍛煉量與鍛煉持續性、體育鍛煉量與鍛煉項目分別對身體自尊和自我效能感的交互效應顯著（P<0.05）；中介作用檢驗和結構方程模型分析表明，身體自尊和自我效能感在體育鍛煉促進心理健康中分別起完全中介作用和不完全中介作用，運動積極體驗包含了身體自尊和自我效能感，并在體育鍛煉促進心理健康中起不完全中介作用，同時體育鍛煉量與鍛煉持續性在此過程中存在交互效應。

體育鍛煉；心理健康；心理機制；大學新生

體育鍛煉對人們心理健康的促進效益尤其是對焦慮和抑郁水平的降低、認知功能的改善和生活滿意感的提高均得到了證實。Dunn和Harvey等研究發現通過嚴格控制的運動干預實驗能有效降低鍛煉人群抑郁和焦慮情緒[1,2]；Sumic等研究發現每周4小時以上的運動可改善老年人認知功能[3]；Davis等研究發現高有氧鍛煉干預對超重兒童執行控制能力的表現有顯著影響[4]；Rich等研究發現經常參加課外鍛煉的學生在生活滿意度各領域的表現均高于不參加課外鍛煉的學生[5]。然而在分析體育鍛煉與心理健康關系的研究成果時發現以下幾方面有待深入探討：第一，已有研究以單因素或相關性較少，主要探索兩者因果關系的實證性研究也僅是通過心境、主觀幸福感、自我效能感、身體自尊等個別心理中介變量來考察體育鍛煉對心理健康的影響路徑，系統考察這些心理中介變量的作用機制研究的不足，可以通過整合有關心理中介變量，構建體育鍛煉促進心理健康的心理機制模型，以挖掘心理機制的機理和規律；第二，已有研究考察體育鍛煉對心理健康的影響主要從體育鍛煉量（包括鍛煉強度、鍛煉頻率、一次鍛煉時間）、鍛煉持續性以及鍛煉項目對心理健康的主效應出發，較少考察上述體育鍛煉變量之間的交互效應，使得在解釋體育鍛煉的心理效益時存在片面性，因此，通過考察體育鍛煉諸變量之間的交互效應來全面分析鍛煉的心理效益；第三，目前心理健康在國內廣泛使用的測量工具——癥狀自評量表（SCL-90）是醫生評定病人癥狀的一種工具，主要用于臨床研究特別是精神衛生領域。當研究對象為大學生而非精神疾病患者時，其評定效果能否真實有效地反映出大學生心理健康狀況值得商榷[6]，因此，在研究大學生心理健康時應選用更為合適、更具針對性的測量工具以確保研究的科學性和準確性。

身體自尊是與社會評價密切相關的“個體對自我身體的不同方面的滿意或不滿意感”[7]。研究表明，身體自尊是預測人們參與體育鍛煉和檢測鍛煉后心理效益的重要變量[8,9]。自我效能感是Bandrua社會認知理論的重要概念，是指人們對自己實現特定領域行為目標所需能力的信心或信念[10]。越來越多的研究將自我效能感作為影響心理健康的重要指標[11,12]。此外，在體育運動領域的研究表明，不同體育鍛煉變量（包括項目、時間、頻率、強度和持續時間）對心理健康的影響效果也各不相同[13-15]。因此，本研究基于已有研究成果提出以下研究假設：一是身體自尊和自我效能感是體育鍛煉促進心理健康的重要心理中介變量；二是不同體育鍛煉變量對心理健康及其心理中介變量存在主效應和交互效應；三是身體自尊和自我效能感可視為運動積極體驗，這可能是體育鍛煉促進心理健康的心理機制。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

從南通、揚州、蘇州和淮安4所高校的文學院、理學院、教育科學學院、機械工程學院、建筑工程學院、藝術學院、外國語學院、商學院、化學化工學院和政治學院中隨機選取800名一年級學生作為研究對象。問卷由輔導員和體育教師共同組織學生填寫，共發放問卷800份，回收有效問卷731份，有效回收率為91.4%。其中男生321例，女生410例，年齡19~21歲，平均年齡20±2歲；文史哲類332例，理工類399例。

1.2 工具

中國大學生心理健康量表（CCSMHS）[16]共104個條目，12個維度分別為軀體化、焦慮、抑郁、自卑、偏執、強迫、社交退縮、社交攻擊、性心理、依賴、沖動和精神病傾向，按出現頻率從1（沒有）~5（總是）進行5級計分，分數越高說明癥狀越明顯，該量表的Cronbach α系數為0.94，信度、效度較高。

大學生身體自尊量表（PSPP）[17]共30個條目，包含1個主量表身體自我價值感和4個分量表運動技能、身體狀況、身體吸引力、力量，采用從1（完全符合）~4（有些符合）的4級計分，分數越高說明身體自尊水平越高，量表的Cronbachα系數為0.89，信度、效度較高。

自我效能感量表（GSES）[18]共10個條目，為單維量表，采用從1（完全不正確）~4（完全正確）的4級計分，得分越高說明自我效能感水平越高，量表的Cronbach α系數為0.80，信度、效度較高。

體育活動等級量表（PARS-3）[19]共3個條目，從體育鍛煉的強度、頻率和一次鍛煉的時間3個方面來考察鍛煉者最近一個月內的體育鍛煉量，每個方面分為5個等級，以1~5級方式計分。體育鍛煉量得分=強度×（時間-1）×頻率，鍛煉等級標準為：小鍛煉量≤19分，中等鍛煉量20~42分，大鍛煉量≥43分。本研究中該量表的Cronbach α系數為0.77。

1.3 統計方法

通過SPSS17.0和AMOS21.0軟件進行數據處理，研究中計量資料以均數±標準差表示。采用獨立樣本t檢驗和方差分析比較不同人口學特征、不同體育鍛煉變量大學新生身體自尊、自我效能感及心理健康得分差異；采用多因素方差分析考察不同體育鍛煉變量大學新生各量表得分的主效應和交互效應；采用Pearson相關分析和逐步回歸分析考察各變量之間的關系；采用AMOS22.0軟件進行模型構建和驗證分析。

2 結果

2.1 不同體育鍛煉變量身體自尊、自我效能感、心理健康狀況的比較

由表1可知，不同鍛煉項目大學新生的體育鍛煉量、鍛煉持續性、身體自尊、自我效能感得分差異均有統計學意義（<0.05）；不同鍛煉持續性大學新生的體育鍛煉量、身體自尊得分差異均有統計學意義（<0.05）；不同鍛煉量大學新生的鍛煉持續性、身體自尊、自我效能感、心理健康得分差異均有統計學意義（<0.05）。

表1 不同體育鍛煉變量身體自尊、自我效能感、心理健康狀況的比較

注：*<0.05，**<0.01，***<0.001，鍛煉持續性是指本學期鍛煉持續時間（以月為計量單位），下同。

表2 不同體育鍛煉變量身體自尊、自我效能感和心理健康狀況的多元方差比較

2.2 不同鍛煉變量身體自尊、自我效能感、心理健康狀況多元方差比較

由表2可知，體育鍛煉量在身體自尊、自我效能感（<0.05）和心理健康狀況（<0.01）方面的主效應有統計學意義；鍛煉持續性在身體自尊（<0.05）的主效應有統計學意義；鍛煉項目在身體自尊和自我效能感（<0.01）的主效應有統計學意義；體育鍛煉量×鍛煉持續性在身體自尊上的交互效應有統計學意義（<0.05）；體育鍛煉量×鍛煉項目在身體自尊（<0.01）和自我效能感（<0.05）上的交互效應有統計學意義。

2.3 大學新生鍛煉行為、身體自尊、自我效能感、心理健康狀況的相關分析

Pearson相關分析顯示，體育鍛煉量與鍛煉持續性、鍛煉項目、身體自尊、自我效能感均呈正相關（=0.158~0.335，<0.01）、與心理健康呈負相關（=-0.173，<0.01）；鍛煉持續性與心理健康呈正相關（=0.177，<0.01）；身體自尊與自我效能感呈正相關（=0.438，<0.01）、與心理健康呈負相關（=-0.350，<0.01）；自我效能感與心理健康呈負相關（=-0.296，<0.01）。

2.4 大學新生身體自尊、自我效能感的中介作用檢驗

將心理健康作為因變量Y，體育鍛煉量X1、鍛煉持續性X2和鍛煉項目X3分別為自變量，身體自尊和自我效能感分別作為中介變量M1、M2，采用溫忠麟提出的中介效應檢驗法進行分析[20]。第1步做體育鍛煉量對心理健康的回歸分析，得到通徑系數；第2步做體育鍛煉量對身體自尊的回歸分析，得到通徑系數；第3步納入身體自尊，做體育鍛煉量與身體自尊對心理健康的回歸分析，得到通徑系數和。據此可知：在第1步回歸分析中，體育鍛煉量負向預測心理健康（=-0.173，<0.01）；在第2步回歸分析中，體育鍛煉量正向預測身體自尊（=0.257，<0.01）；第3步將中介變量納入回歸方程，在控制身體自尊對心理健康影響的基礎上，體育鍛煉量對心理健康的回歸系數無統計學意義（=-0.089，>0.05），說明身體自尊在體育鍛煉量與心理健康之間發揮完全中介作用。同理可得，身體自尊在鍛煉持續性與心理健康之間起完全中介作用。對自我效能感的中介作用檢驗顯示，在控制了自我效能感對心理健康影響的基礎上，體育鍛煉量仍負向預測心理健康且回歸系數絕對值變小，說明自我效能感在體育鍛煉量與心理健康之間起不完全中介作用。對自我效能感在鍛煉持續性與心理健康之間的中介作用檢驗顯示，通徑系數c和b有統計學意義（<0.05），但通徑系數a無統計學意義（>0.05），經Sobel檢驗所得Z=-0.37，=0.715，表明鍛煉持續性對心理健康有直接作用而無中介作用。此外，身體自尊、自我效能感在鍛煉項目與心理健康之間的中介作用和直接作用均無統計學意義（>0.05）。

2.5 體育鍛煉促進大學新生心理健康中介作用模型的驗證與分析

由表3可知，兩個模型的擬合指數都符合結構方程模型的相關要求，近似誤差均方根RMSEA<0.05，這表明本研究的數據與建構模型擬合度良好，結構合理。

表3 身體自尊、自我效能感在體育鍛煉促進心理健康中介作用模型的擬合指數

表4 運動積極體驗的兩種中介作用模型擬合指數

2.6 體育鍛煉促進大學新生心理健康的心理機制模型構建及驗證分析

在行為社會學領域，假設構念（hypothetical construct）是一種特質或抽象的概念，無法被直接測量或觀察得到的，只能間接地以量表或觀察得到的實際指標數值來反映該構念的特質[21]。本研究嘗試通過假設構念的方法將運動積極體驗視為潛在變量，將身體自尊和自我效能感視為潛在變量的觀察變量，構建運動積極體驗在體育鍛煉促進心理健康的作用模型并對該模型進行驗證分析。根據本研究已有結果可構建運動積極體驗的完全中介作用模型和不完全中介作用模型，模型擬合指數見表4。由表4可知，完全中介作用模型的擬合指數GFI和CFI系數≥1，存在違規估計現象，這表明，此模型適配度過度飽和且具有樣本獨異性，而不完全中介作用模型常用擬合指數符合相關要求，近似誤差均方根RMSEA<0.05。綜合比較可知，運動積極體驗在體育鍛煉促進心理健康的全中介作用模型適配度更優良，模型結構更科學合理。

3 討論

通過研究發現，自我效能感在體育鍛煉促進大學新生心理健康狀況中起不完全中介作用，這一結果既支持了本研究提出的研究假設一，也與國內外已有研究結果一致[23-25]，說明自我效能感在體育鍛煉與心理健康之間發揮著重要作用。還發現身體自尊在體育鍛煉促進大學新生心理健康狀況中起完全中介作用，這一結果支持了本研究提出的研究假設一，但與已有研究所得出的身體自尊在體育鍛煉促進心理健康狀況中起不完全中介作用的結論存在部分差異[26,27]。原因可能是已有研究主要從體育鍛煉的項目、頻率、強度、時間、持續性諸因素中的一至兩個因素來考察其對心理健康的影響，這種研究視角可能會割裂體育鍛煉的整體性，忽視了體育鍛煉行為諸因素之間的交互效應，使得此類研究所得結果可能存在片面性。同時，體育鍛煉量、鍛煉項目、鍛煉持續性在影響大學新生心理健康及其心理中介變量時的主效應均有統計學意義，其中，體育鍛煉量×鍛煉持續性、體育鍛煉量×鍛煉項目對心理中介變量的交互效應也有統計學意義。這一結果基本支持了本研究提出的研究假設二。國外學者Weuve[28]等人進行的一項長達15年（1986—2001）的追蹤研究發現，長期有規律的體力活動有助于維持老年人的認知功能（心理健康），而且與最低體力活動的女性相比，最高體力活動的女性認知障礙的風險降低20%。可見，體育鍛煉的心理健康效益在鍛煉量和鍛煉持續性的交互效應下更為明顯，這一結果與本研究中結構方程模型的分析結果一致。

圖1 運動積極體驗不完全中介作用路徑圖

鍛煉體驗是指個體在鍛煉中產生的各種主觀體驗，主要有自我效能感、身體自尊體驗、身體自我體驗等。通過假設構念法將大學新生自我效能感和身體自尊視為潛在變量——運動積極體驗的觀察變量，借助結構方程模型驗證分析發現，體育鍛煉可以直接作用于大學新生心理健康（路徑系數為-0.04），還可通過中介變量運動積極體驗間接作用于心理健康（路徑系數為-0.18），見圖1。

這一結果首先支持了體育鍛煉可以促進或改善大學新生心理健康狀況的結論[29-31]。其次，相較于體育鍛煉的直接心理效應18.2%，運動積極體驗在體育鍛煉促進心理健康的中介效應占總效應的81.8%，這說明體育鍛煉的間接心理效應更為明顯，可見，人們在體育鍛煉中體驗到的刺激、快樂、舒暢等各種積極感是改善其心理健康狀況的關鍵所在。最后，運動積極體驗的成分確實包含了身體自尊和自我效能感體驗，這一結果支持了本研究提出的研究假設三。

4 研究不足與展望

本研究考察了體育鍛煉諸變量對身體自尊、自我效能感和心理健康的主效應，以及諸變量之間的交互效應，揭示了體育鍛煉促進心理健康的心理機制，但對鍛煉項目的分組可能存在偏差，這使鍛煉項目的交互效應可能未能達到預期效果。

通過假設構念的方法，整合大學新生身體自尊和自我效能感，發現運動積極體驗與體育運動促進大學新生心理健康存在中介效應，但對于運動積極體驗的結構及組成成分尚需深入挖掘并逐一驗證，并進而編制出有針對性的測量工具。

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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

江蘇省教育科學“十二五”規劃課題重點項目（T-a/2015/005），南通大學教改課題（2017B70）

2018-03-23

2018-05-22

馬愛民（1982-），男，江蘇南通人，碩士，講師，研究方向為運動心理學。

（責任編輯、校對：何勝保）