身體活動對大學生社交焦慮影響的中介模型

中圖分類號：G804.8 文獻標志碼：A 文章編號：1000-2367（2025）05-0138-07

社交焦慮癥是常見的焦慮障礙，患者在社交情境中常產生強烈恐懼并回避社交.該癥狀在年輕人（如高中生、大學生）中尤為常見.此外，社交焦慮常與其他精神疾病（如重度抑郁癥）和消極情緒（如孤獨感）并發，發病率高達 70%^[1-2] .社交焦慮不僅對個體學業和社交生活產生負面影響，嚴重時還會損害大學生的生活質量和身體健康[3].

基于現有文獻，自尊作為自我評估的重要心理結構，被認為是影響社交焦慮的核心因素.這一選擇的理論依據在于自尊與自我概念密切相關，而后者如前文所述與多個社交焦慮理論模型密切相關[4].另一方面，實證研究表明，自我結構的改善（如外顯自尊）與社交焦慮嚴重程度的降低有關[5].另外，自尊的自我調節功能亦能有效緩解社交焦慮[6].人格特質，尤其是外傾性也與社交焦慮存在高相關水平，較高的外向性水平對社交焦慮具有保護作用[7].同時，前人研究顯示社交焦慮患者似乎存在人際信任問題[8]，但支持該觀點的證據尚不充足.

身體活動是另一個重要的影響因子，經常作為焦慮癥的輔助治療手段[9.研究表明，身體活動與較低水平的社交焦慮相關[10].進一步研究發現，體育鍛煉能有效降低大學生社交回避和苦惱[6].尹劍春等[11]對體育鍛煉、健康狀況和心理應激水平進行了為期1年的監測，以生理指標驗證了應激緩沖假說.在生理機制層面，研究表明身體活動通過生物過程緩解應激反應，如減輕交感神經系統的過度活躍，促進體內平衡，增強5-羥色胺功能，以及調節下丘腦-垂體-腎上腺（HPA）軸等[12].在心理機制層面，個體在體育運動中獲得較高的社會支持、自我效能感以及自信，從而降低對社交行為的恐懼和擔憂[13].身體活動的外部調節作用對個體內部心理過程產生影響，并可能通過這些心理機制調節社交焦慮.

綜上所述，關于自尊在身體活動和社交焦慮關系中的積極作用的證據仍然有限.此外，已有研究較少探討人際信任、自尊、外向性人格之間的相互作用及其對社交焦慮的整體影響，這些關系背后的心理機制仍不清晰.本研究旨在闡明身體活動緩解社交焦慮的心理過程，采用結構方程模型探究這些關系，為解析變量關系提供依據.因此提出以下假設：H1身體活動與社交焦慮負相關;H2身體活動與自尊正相關;H3身體活動與外向性正相關;H4身體活動與人際信任正相關;H5自尊在身體活動與社交焦慮之間起到中介作用;H6自尊和外向性共同在身體活動與社交焦慮之間起到中介作用;H7自尊和人際信任在身體活動與社交焦慮之間起到中介的作用，詳見圖1的理論路徑.

1" 研究對象與方法

1.1 研究對象

為了檢驗這些假設，在河南省的鄭州、新鄉和信陽3個城市的6所大學進行了簡單的隨機抽樣.這些大學包括鄭州科技學院、河南師范大學、新鄉醫學院、河南工學院、新鄉學院、信陽農林學院，涵蓋了綜合性大學、醫學類院校等.參與者通過微信群聊招募，并通過超鏈接問卷星進行問卷作答，全部問題用時約 15min ，調研窗口共開啟10d：2024年6月11日至20日.問卷的第1頁提供了知情同意信息，在問卷作答中并未收集敏感信息（如姓名、電話號碼）.

圖1身體活動到社交焦慮的理論途徑 Fig.1 Theoretical pathways from physical activity to social anxiety

基于結構方程模型的期望樣本量為420，效能為 0.80，α 水平為0.05，RMSEA值為0.05，自由度為20.課題組加入了2個常識性題目用作質量篩查機制，并對作答時間進行了控制，刪除作答時間過短（小于4 min）的樣本，此外高度規律作答數據也被視作無效數據.最終從問卷星中共檢索到1017條記錄，而在數據清理后留存了972條被試記錄.

1.2 研究工具

調查內容包括人口統計問題（如年齡、性別）和1份測量身體活動的問卷，以及一些心理評估工具（如自尊）.這些問卷編制完善，具有較高的有效性和可靠性.本研究人群中內部一致性表現良好，克隆巴赫系數Cronbach's α 的范圍在 0.73～0.86

體育鍛煉調查問卷.身體活動水平使用體育鍛煉行為問卷[14]，該量表包含5個項目，分別從運動頻率、時長、強度、參與項目數量及堅持性這5個維度，對身體活動情況展開評估.各項目均依1至5的等級標準予以評定.以運動頻率為例，它以個體1周內的鍛煉頻次體現，其回答選項依次為：（1）無鍛煉行為；（2）每周鍛煉1次；（3）每周鍛煉2次；（4）每周鍛煉3次；（5）每周鍛煉超過3次.身體活動量表得分越高，說明個體的身體活動水平越高.本研究中，該量表的Cronbach's α 系數達到了0.84，顯示出良好的內部一致性與可靠性.

自尊量表.羅森伯格自尊量表用于評估參與者的自尊.主要用于測量被試者的整體自尊，當前采用了調整后的中文版羅森伯格自尊量表[15]，該量表由10個條目組成，評分使用4分李克特量表，范圍從“非常不同意”（1）到“非常同意”（4）.例如，“總的來說，我對自己很滿意”.在羅森伯格自尊量表上得分越高，表示個體的自尊水平越高，該量表的Cronbach's α 系數為0.86.

大五人格量表簡版.外向性使用10條目版本的大五人格量表進行測量[16].經過研究驗證，大五人格理論逐漸成為描述個體人格特質的主流模型之一.外向性通過一個積極措辭的條目“我認為自己是一個外向、善于交際的人\"和一個反向評分的條目“我認為自己是一個內向的人\"進行評估.回答按5分李克特量表評分（ 1= 非常不同意， 5= 非常同意），分數越高表示個體的社交能力越強，具有外向性的人格特質.該量表的Cronbach's α 系數為0.73.

人際信任量表.人際信任量表用于評估對不熟悉者的感知可靠性和公平性.內容包括各種處境下的人際信任，涉及不同社會角色，多數項目與社會角色的可信賴性有關，但也有一些項目與對未來社會的樂觀程度有關.該問卷由10個條目組成，第1至6條采用反向編碼.每個條目按照5分李克特量表評分（ 1= 非常不同意， 5= 非常同意），分數越高表示對不熟悉者的信任程度越高.反向編碼項目的一個例子是：“無論人們說什么，最好假設大多數人主要關心自己的幸福.\"該量表的Cronbach's α 系數為0.80.

交往焦慮量表.社交焦慮采用交往焦慮量表進行評估，該量表用于測量個體在行為之外對主觀社交焦慮體驗的傾向性.該量表包含15個條目，旨在評估在各種社交場合的焦慮反應.參與者使用5點李克特量表對每項陳述適用程度進行評分，范圍從“一點也不符合\"（1）到“極其符合”（5）.條目3、6、10和15采用了反向評分.交往焦慮量表的分數越高表明社交焦慮的嚴重程度更高.本研究使用了專門針對大學生調整的中文版交往焦慮量表.該量表的Cronbach's α 系數為0.86.

1.3 研究程序和數據處理

所有分析均使用R（4.3.1版）進行，包括通過描述性統計總結關鍵變量和樣本特征.具體分析過程如下.首先，斯皮爾曼成對相關分析排除了對身體活動和社會焦慮水平貢獻較小的變量.例如：年齡、年級和家庭收人等.隨后，使用多重廣義線性模型探索其余變量之間的關系，所有模型的方差膨脹因子均小于 5（VIFslt; 5），證明變量間多重共線性關系較弱.通過Breusch-Pagan 檢驗評估了同方差性，結果顯示社會焦慮、外向性和人際信任的模型存在同方差性違背的情況.為了解決這些問題，研究采用了穩健標準誤估計方法進行處理.

中介分析采用了結構方程模型，該模型同時考慮了理論模型以及成對相關和多重廣義線性模型的結果.采用最大似然法（MLM）結合穩健標準誤估計了穩健的結構方程模型，以校正非正態性的問題.在結構方程模型中，身體活動是預測因子，社交焦慮是結果變量.人際信任、自尊和外向性則作為中介變量加入模型.基于多元回歸結果，性別作為協變量加人社交焦慮和人際信任的中介模型中.為便于解讀，本研究系統報告了各中介模型的擬合指數、回歸系數及其 95% 置信區間，同時列出了相對效應和統計顯著性指標.較低的RM-SEA（理想情況下 lt;0.08 ）、非顯著的卡方以及較高的比較擬合指數（ （CFIgt;0.90） ）和Tucker-Lewis指數（TLI～0.90） ）表示良好的模型擬合.使用的R語言模組包括用于模型估計的lavaan（版本O.6-18）和用于效能檢驗分析的 semPower（版本2.1.0）.

1.4 共同方法偏差檢驗

為檢驗數據是否存在顯著的共同方法偏差，本研究對目標變量構建了基于 Spearman相關矩陣的單因子模型，并計算了單因子對總方差的解釋比例.結果顯示，單因子模型解釋了 31.74% 的總方差，低于常用的40% 閾值標準.這表明，單因子模型難以充分解釋數據中的方差，初步認為數據的共通方法偏差問題不顯著.同時，通過 Spearman 相關矩陣的特征值分解，發現5個變量中有兩個因子的特征值大于1，分別為 2.02 和1.01，其余3個因子的特征值分別為0.94、0.64和0.40.根據Kaiser準則，僅有2個因子被認為具有統計意義，這進一步支持數據中存在多因子結構的可能性.

2結果

2.1 各變量的描述性統計和相關性分析

參與者的平均年齡為19.38歲，標準差為1.04，女性占總樣本的 68.8% .具體數據見表1.

表1各變量的描述性統計

Tab.1Descriptive statistics and pairwise correlations between variables

通過表2各變量的相關分析發現，低社交焦慮與高水平的身體活動 （ρ=-0.16，L_Plt;0.001，n=936） 、人際信任 （ρ=-0.24，Lρlt;0.001，n=936） 、自尊 （ρ=-0.38，L_Plt;0.001，n=936） 、外向性 （ρ=-0.54 ， _plt;0.001 ，n=936） 以及男性群體 （ρ=0.17，L_Plt;0.001，n=936） 呈高度相關.同時，外向性 （ρ=0.06，ρ=0.06，n=936） 、自尊（20 （ρ=0.08，ρlt;0.05，n=936） 和性別 （ρ=-0.30，L_Plt;0.001，n=936） 與身體活動程度相關，這一結果與前文假設相符合.

表2相關變量的相關矩陣

注： *plt;0.05，**plt;0.01，**plt;0.001

2.2 各變量的廣義線性回歸模型

如表3所示，回歸模型結果表明，在大學生群體中，較高水平的社交焦慮與女性、較低水平的自尊、人際信任以及外向性相關.在控制這些變量后，身體活動對社交焦慮的預測效應未達到顯著水平.在自尊模型中，身體活動成為較為顯著的預測因子，而在外向性模型中，自尊是唯一顯著的預測變量.在人際信任模型中，性別、身體活動和自尊均與人際信任呈正相關，且后兩者的相關性僅是邊緣顯著水平.這些結果表明，身體活動與社交焦慮之間的關系可能受到這些變量的調節，尤其是自尊，可能在其中發揮了中介作用.

表3相關變量間的廣義線性回歸模型

Tab.3Generalized linearregressionmodel amongrelevantvariables

注

2.3 中介效應檢驗

結構方程模型與數據擬合良好 （X²=0.914 df=3 ！ ， CFI=1.000 ， TLI=1.036 ，RMSEA = 0.000，90% 置信區間 [0.000，0.047]? .如表4所示，身體活動對社交焦慮的總體效應接近顯著水平（ β= -0.21，SE=0.12，p=0.07） .在將性別 （β=3.39，SE=0.72，L_Plt;0.001） 納入模型控制后，身體活動對社交焦慮的直接效應不顯著 （β=-0.08，SE=0.10，β=0.41） .然而，自尊的間接效應顯著 （β=-0.07，SE=0.03，p= 0.03），占總體效應的 33.33% .此外，通過自尊和外向性的串聯間接效應也顯著 （β=-0.05，SE=0.03，β= 0.02），占總體效應的 23.81% .相反，通過自尊和人際信任的串聯間接效應不顯著 （β=-0.01 ， SE=0.004 ， .總體來看，總間接效應顯著 （β=-0.13，SE=0.05，β=0.02） ，占總體效應的 61.90%

3討論

本研究基于橫向數據，分析了大學生身體活動和社交焦慮的關系，并對自尊、外向性和人際信任等變量進行中介分析，探討了身體活動與社交焦慮之間關系的心理機制.得到了以下結果：（1）身體活動與社交焦慮之間呈現出顯著的相關性，但在考慮性別因素后，這種顯著性有所減弱；（2）身體活動與自尊呈正相關，自尊在身體活動與社交焦慮之間的中介效應顯著；（3）自尊和外向性在身體活動與社交焦慮之間起到連續中介作用.

表4自尊和外向性在身體活動和社交焦慮的中介作用

Tab.4Gender mediated role of self-esteem and extroversion in physical activity and social anxi

注： ? 代表 _plt;0.05

3.1 身體活動對社交焦慮的緩解作用

大學生身體活動與社交焦慮呈顯著負相關，身體活動增加時，大學生社交焦慮水平會降低.研究表明，人體運動時會釋放大量多巴胺，使人精神振奮、充滿活力，同時減少腎上腺素分泌，有效降低個體對負面情緒的感知.根據社交焦慮的認知模型理論，個體常通過自身認知推斷他人的評價，例如個體若存在消極的身體自我評價和扭曲的體態認知，便會認為他人也有相同看法.為減少他人的負面評價，個體會采取回避等應對方式，從而增加社交焦慮的風險.因此，身體活動不僅能夠改善體態，矯正認知偏差，也能增強抗挫折能力，尤其是團隊運動帶給個體合作交流的機會能夠有效地促進社交技能的發展，維護和諧的人際關系，進而糾正錯誤的自我認知偏差，采用更加健康的態度認識自己的形象從而降低社交焦慮.

3.2 身體活動對社交焦慮影響的性別考量

性別差異影響著身體活動與社交焦慮之間的關系.女性參與者通常表現出更高的人際焦慮水平，且身體活動水平較低[16].具體而言，女性的身體活動水平較低，可能與不同性別在身體活動方式的選擇和接受度上的差異有關.相較于男性，女性更傾向于選擇低強度、較少身體接觸的身體活動.同時，在大學生群體中女性患社交焦慮障礙的風險更高，并且往往比男性表現出更嚴重的癥狀.這種差異性可通過性激素波動和女性生理特征來解釋，女性的身體分泌情況更容易引發焦慮，尤其是在青少年階段，女性比男性更容易產生容貌焦慮.其次，根據社會角色期待理論，女性在社會化過程中承擔的責任不同，其心理發展也表現出差異，女性往往期待得到認可而表現出溫柔、內向的個性特質.傳統社會對不同性別角色的期待不同，導致女性在處理人際關系時更容易產生焦慮，這也與社交焦慮認知行為模型一致，即隨著自我關注的增加，社交焦慮情緒會進一步加劇[9].同時，女性更傾向于關注自己的行為對周圍環境和人際的影響，具有更多反芻思維，這些因素表明，女性在社交焦慮上表現出更高的水平.已有研究表明，身體活動在男性和女性群體中可能發揮不同的作用.這種差異可能源于性別因素對運動方式、運動強度偏好以及鍛煉目標選擇的影響.相較于女性，男性可能更容易通過身體活動獲得心理增益，而女性的受益相對較小.因此，考慮到樣本量的差異，在控制性別變量后，身體活動對社交焦慮的整體預測效應可能減弱甚至不再顯著.另一種可能性是身體活動并非直接作用于社交焦慮這一特質性焦慮，而是通過調節相關心理機制（如自尊、外向性）間接影響社交焦慮.

3.3 自尊和外向性的中介作用

自尊對身體活動與社交焦慮的中介作用符合之前假設的觀點，高水平自尊個體能夠通過更積極的自我評價來減輕社交焦慮，這也符合“焦慮緩解器假說\"的觀點，即自尊能夠增強個體的自我調節機制，從而在處理焦慮情緒時具有更大的彈性空間[1].研究結果與理論模型一致，表明自我認知在社交焦慮的心理過程中起著關鍵作用，有充分的證據表明，提高自我認知的積極性可以顯著緩解社交焦慮[13].此外，社會支持理論認為個體對自我和人際關系的認知會影響其行為.根據海德的歸因理論，個體的行為既有外部因素，也受內部因素的影響，身體活動能夠增強個體身體自尊，從而提高整體自尊水平，同時，身體活動中的人際互動也能促進交流，幫助個體形成正確的自我認知.因此在身體活動與社交焦慮之間，自尊起到了中介作用.根據社會心理學家的觀點，具有高度外向性的個體通常尋求社交主導地位并積極采取行動，容易適應社交環境，且具有高度自信和豐富的社交技巧，這些特點有助于個體與他人建立穩定的關系，從而降低社交焦慮水平.對這種連續中介的一個可能解釋是身體活動提高了個體總體評價和自我價值感，高自尊水平的個體更容易展現外向性，從而在交往中主動，這種主動性可降低對社交焦慮場合的敏感性[18].

盡管本研究中自尊和外向性的中介效應顯著，但人際信任的結果未如預期，即身體活動與人際信任之間的直接關系不顯著，根據社會認同理論和人際信任中的互惠原則，國外學者提出價值觀的一致性是影響人際信任的重要因素，信任方和受托方相同的價值觀能夠預測人際信任水平[19]，體育社交圈的局限性和復雜性使得這種人際關系通常僅局限于共同的興趣和愛好，而非基于更廣泛的社會需求，這種信任可能隨著生活方式和興趣的變化而改變.根據王沛等[20]的中國人信任理論，關系認知是中國人人際信任建立和維持的重要因素，并且“差序格局理論\"提出的人際信任強弱順序為“家人 gt; 熟人 gt; 陌生人”在身體活動中，個體動機和目標各不相同，例如自我的提升和注重社交關系.這些個體差異和動機差異，可能導致人們難以在身體活動中建立緊密的人際關系和穩定的人際信任行為.另外，一些通常是獨自進行的身體活動，如跳繩、跑步等，減少了與他人的互動，從而降低了建立穩定人際信任的可能性.在人際信任的特質認知因素中，能力、善意和誠信都是重要因素，其中能力認知被視為關鍵因素，即受托方的能力特質是判斷其可依賴程度的重要指標，自尊是個體自我調節和情感體驗，這種信任方被他人尊重的情感體驗與受托方的特質認知關聯不大.這可能是導致自尊和人際信任對社交焦慮的串聯間接效應未達到統計顯著性的原因.女性被試報告的人際信任水平顯著高于男性，這與社會角色理論相符，即女性在社會生活中比男性更注重人際關系，更容易受到人際因素的影響，這一發現與以往研究一致.進一步分析發現，身體活動和自尊納入模型后，性別與人際信任的關系得到了顯著增強.這提示性別、生活方式、個體差異以及人際信任之間可能存在復雜的交互作用機制，亟需未來研究進一步探討.

3.4 啟示與展望

本研究通過探索身體活動、自尊、外向性及人際信任對大學生社交焦慮的影響機制，得出了以下主要結論：（1）身體活動通過自尊的中介作用影響社交焦慮反應，其間接效應顯著，這表明身體活動可能通過提升個體自尊水平來緩解社交焦慮.（2）自尊和外向性在身體活動與社交焦慮之間起到連續中介作用，顯示外向性和自尊的相互作用在解釋社交焦慮的心理機制中起到關鍵作用.（3）不同性別在身體活動、社交焦慮和人際信任方面存在顯著差異，并且其交互關系較為復雜，提示未來研究需進一步關注性別因素對上述變量關系的影響.（4）控制性別因素后，身體活動對社交焦慮的直接影響不顯著，自尊在二者間起完全中介作用.（5）自尊和外向性在身體活動與社交焦慮間也有完全中介作用，身體活動經自我構建及特定社交活動對社交焦慮產生間接影響.

盡管本研究為大學生身體活動與社交焦慮的關系提供了有益見解，但仍存在以下局限性：（1）采用橫斷面設計，無法推斷因果關系；（2）研究對身體活動與社交焦慮的主效應結果進行了詳細討論，但該陰性結果可能受到其他因素的影響.（3）研究未能完全排除公共方法偏差（CMB）的可能性.（4）樣本主要來源于非臨床群體，限制了結果的廣泛性和臨床適用性.未來研究可通過縱向設計、擴大樣本范圍以及納入臨床群體進一步檢驗本研究發現

參考文獻

[1]KOYUNCUANCEE，ERTEKINE，etal.Comorbidityinsocialanxietydisorder：diagnosticandtherapeutichalengesrugsin Context，2019，8：212573.

[2]李德樹，劉敏.人際信任與社交焦慮對大學生孤獨感的影響研究[J].西部素質教育，2022，8（15）：120-123. LI DS，IUMResearchonteifueeofinterpersoaltrustadocialaietycolgsudentsoliWstenChaQualityEducation，2022，8（15）：120-123.

[3]葛丹丹，何倫.身體意象對社交焦慮的影響：基于社交焦慮認知模型[J].中國健康心理學雜志，2022，30（10）：1492-1496. GEDD，HEL.Infuenceofbodyimageonsocialanxiety：Bseocognitie modelofsocialanxietyJ].ChinaJournalofHealthsyhology，2022，30（10）：1492-1496.

[4]KANEL，LOADES MReview：Lowself-esteemandinternalizingdisordersinyoung people：asystematicrevieJ].Childand Adolescent Mental Health，2017，22（1）：4-15.

[5]GREGORYB，PETERSL.Changes intheself duringcognitivebehavioural therapyforsocialanxietydisorder：asystematicreviewJ]. Clinical Psychology Review，2017，52：1-18.

[6]張亞利，李森，俞國良.自尊與社交焦慮的關系：基于中國學生群體的元分析[J].心理科學進展，2019，27（6）：1005-1018. ZHANG YL，LIS，YUGL.Terelationshipbetweenself-esteemandsocialanxiety：ameta-analysis withChinesestudentsJ]dvances inPsychological Science，2019，27（6）：1005-1018.

[7]CREMERSHR，ROELOFSKSocialanxietydisorder：acritcalovervieofneurocognitieresearchJ]REsCognitiveSciee，16， 7（4） ：218-Z32.

[8]ADENLE，REGAMBALMJ，PLASENCIAL.Relational proceses insocialanxietydisorder[J].The WileyBlackwellhandoof social anxiety disorder，2014：159-178.

[9]張琳，劉鵬.體育鍛煉及團體心理輔導對朝鮮族大學生社交焦慮干預效果評價[J].中國學校衛生，2017，38（8）：1251-1253. ZHANGL，LIUP.EffectevaluationofphysicalexerciseandgrouppsyhologicalcounselingonsocialanxietyofKoreancollgestudents [J].Chinese Journal of School Health，2017，38（8）：1251-1253.

[10]ZIKA MABECKERL.Phyialativityasatreatentfooialxietyinicalandonliicalpoulatios：astematicevieand three meta-analyses for different study designs[J].Frontiers in Human Neuroscience，2O21，15：653108.

[11]尹劍春，季瀏，王坤，等.體育鍛煉對大學生心理應激的調節作用：來自縱向研究的證據[J].天津體育學院學報，2014，29（1）：38-41. YINJC，JIL，WANGK，etaloderateefctsofexerciseonpsycologialtre：theevidencefrolongiudestdyJ]Jouralfian jin University of Sport，2014，29（1） ：38-41.

[12]ROELANDSB，DEPAUWK，MEEUSENR.Neurophysiologicalefectsof exerciseintheheatJ]ScandinavianJournalof Medicineamp; Science in Sports，2015，25（Suppl 1） ：65-78.

[13]張振東，李松璞，張文婧，等.青少年感知的體育教師自主性支持與學校幸福感的關系探究：堅毅品質的中介作用[J].河南師范大學學報 （自然科學版），2022，50（4）：129-135. ZHANG ZD，LISP，ZHANG WJ，etal.The relationshipbetween teenage perceivedphysicaleducationteachersutonomysupportand scholhappinessthemediatingoleofgitJ]JualofHanoralUversityaturalSceEdii），254）.

[14]陳善平，張平，潘秀剛，等.體育鍛煉研究的測量工具及應用[M].西安：西安交通大學出版社，2010.

[15]LOMT，CHESK，OCONELLAA.Psyometricpropertiesandcovergentvalidityof theChineseversioof teRosenbergself-s teem scale[J].Journal of Applied Measurement，2018，19（4） ：413-427.

[16]ASHERAAERKAGederdfreesialaietyisodervCcalPsyolgeview.

[17]丁子恩，王笑涵，劉勤學.大學生自尊與網絡過激行為的關系：社交焦慮和雙自我意識的作用[J].心理發展與教育，2018，34（2）：171-180. DING ZE，WANGX H，IUQX.Therelationshipbetwencollege studentsself-esteemandcyberaggressvebehavior：theoleofsocial anxiety and dual self-consciousnessJ].Psychological Development and Education，2018，34（2）：171-180.

[18]PELISSOLOA，ABOUKASSMS，DELHAYL.Therapeuticstrategiesforsocialanxietydisorder：whereare wenow？[J]ExpertReview of Neurotherapeutics，2019，19（12） ：1179-1189.

[19]POORTGAEONN.Prioratieslitvaeilritynddiesalitywardntegatieodelfisk regulation[J].Journal of Applied Social Psychology，2006，36（7） ：1674-1700.

[20]王沛，梁雅君，李宇，等.特質認知和關系認知對人際信任的影響[J].心理科學進展，2016，24（5）：815-823. WANG P，LIAYJ，IY，etalTeefectsofharacteristicperceptionandelatioshippercptiononiterpersoal trustdances in Psychological Science，2016，24（5） ：815-823.

A mediating model of the effect of physical activity on college students social anxiety

Si Xingwei，Li Jinzheng，Feng Xia （School of Physical Education，Henan Normal University，Xinxiang 453oo7，China）

Abstract：Physical activity is often regarded as a coping mechanism for social anxiety; however，theunderlying psychological mechanisms remainunclear.This study employed the Physical Activity Questionaire，the Interaction Anxiety Scale， theInterpersonalTrustScale，theSelf-Esteem Scale，andtheBigFivePersonalityInventorytosurveyandanalyze936colege students from Zhengzhou，Xinxiang，and Xinyang throughonline methods.Theresultsrevealed significantcorelationsamong socialanxietynterpesonaltrust，elf-steemgender，ndetraversionFurthermore，sicalactivityinfuencessoialani etyresponses throughthemediatingroleofself-esteem，which exertsasignificant indirecteffect.Both self-esteemandextraversionserveascontiuous mediators betwenphysicalactivityandsocialanxiety，ndicatingthattheinteractionbtweenextraversionand self-esteem playsacrucialroleinelucidating thepsychological mechanisms underlying socialanxiety.Additionally， significant gender diferences wereobserved inphysicalactivity，socialanxiety，and interpersonaltrust.Whencontroling for gender，thedirecteffectof physicalactivityonsocialanxietywas notsignificant;instead，self-esteemfullymediatedthis relationship.Siilarly，bothselfesteemandetraversionfullymediatedtheasociationbetweenphycalactivityandsocalanietysug gesting thatphysical activityindirectlyinfluences scial anxietythroughself-onstrualengagement inspecificsocialactiities.

Keywords： physical activity； social anxiety; self-esteem;extroversion

[責任編校 劉洋 趙曉華]