體育鍛煉對大學生負性情緒的影響
——自我效能感與心理韌性的中介和調節作用

劉朝輝

（洛陽理工學院 體育教學部，河南 洛陽 471023）

體育鍛煉是以增進身體健康為目的，以身體運動為內容和手段，具有一定強度、頻率和持續時間的身體活動[1]。根據鍛煉的情緒效應理論，體育鍛煉對抑郁、焦慮和壓力具有改善和治療作用[1-3]。實證研究也證明，通過規律、適量的體育鍛煉，能有效地降低情感體驗，從而減少大學生抑郁、焦慮、壓力等負性情緒的不良影響[4-6]。據此，本研究提出假設H1：大學生體育鍛煉與負性情緒水平呈顯著負相關。

通過相關文獻與理論的回顧，研究認為自我效能感和心理韌性可能是體育鍛煉與大學生負性情緒關系間重要的中介變量。自我效能感是指個體對執行某特殊行動以達到某特殊目的的自身能力的信念[7]。自我效能理論認為，行為是由自我效能和結果期望決定的，自我效能感強的人，在應對各種不同環境的挑戰時表現出更高的自信心，更能堅持行為的預期。而自我效能理論源于交互決定論，在交互決定論的框架下，自我效能感能夠影響行為，那么行為同樣也會影響自我效能感[8]。體育鍛煉作為一種鍛煉行為，對自我效能感也會產生積極改變。實證研究表明，積極參與體育鍛煉對大學生自我效能感有明顯的提高作用[9]。同時，自我效能感對青少年負性情緒的調節也起到重要作用[10]。有研究顯示，自我效能感對抑郁、焦慮等癥狀具有負向預測作用[11]。因此，自我效能感可能是體育鍛煉影響大學生負性情緒的重要“橋梁”。據此，本研究提出假設H2：自我效能感在體育鍛煉與大學生負性情緒之間起中介作用。

心理韌性過程說認為，心理韌性是壓力、逆境等生活事件與保護性因素同時作用的動態過程[12]。基于心理韌性的過程模型，胡月琴等[13]通過分析與驗證，將心理韌性分為個人力(目標專注、情緒控制、積極認知)和支持力(家庭支持、人際協助)兩大因素。根據Dodge 等[14]提出的情緒調節模型，情緒調節可分為內部調節和外部調節。內部調節來源于個體內部，如個體的生理、心理和行為等的調節，外部調節來源于外部環境，如家庭的、人際的、社會的等的調節。該模型與心理韌性中的個人力因素(內因)、支持力因素(外因)基本吻合，據此認為，心理韌性對情緒具有良好的內部和外部調節作用。根據鍛煉心理學理論，體育鍛煉在調節注意定向、改善認知功能、調控情緒水平等方面具有積極作用[1]。實證研究也表明，體育鍛煉有助于加強學生心理堅韌性，提高其解決問題的能力以及對任務的專注度等[15]。而心理韌性作為一種心理保護機制，對大學生負性情緒能夠產生直接保護作用[16]。據此，本研究提出假設H3：心理韌性(個人力)在體育鍛煉與大學生負性情緒之間起中介作用。

體育鍛煉相同的大學生負性情緒仍然存在著差異，這說明兩者之間的作用受到某種變量的調節。盡管目前尚無實證證明心理韌性在體育鍛煉與青少年負性情緒關系間的調節作用，但是鑒于大學生心理韌性與負性情緒的高相關[17]，有理由推測心理韌性(支持力)可顯著調節體育鍛煉與大學生負性情緒的關系。實證研究也表明，社會支持在急性應激障礙和負性情緒之間起調節作用[18]。據此，本研究提出假設H4：心理韌性(支持力)在體育鍛煉與大學生負性情緒之間起著調節作用。

綜上，本研究擬以大學生為被試者，考察體育鍛煉對大學生負性情緒的影響，以及自我效能感和心理韌性在其中的中介作用和調節作用，為體育鍛煉改善大學生負性情緒提供實證依據。綜合研究假設，構建有調節的中介模型(見圖1)。

圖1 本研究提出的概念模型

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

采用分層整群方便抽樣的方法，于2018 年10 月選取河南省3 所高校和河北省2 所高校1～3 年級普通本科大學生進行問卷調查，每個年級按行政班級方便抽取100 人，共計1 500 人。為降低共同方法偏差的干擾，問卷分兩次進行，間隔2 周。最終，經核查剔除92份無效問卷，本研究的有效樣本量為1 408 人，樣本有效率為93.87%。其中，51.7%為男性，48.3%為女性；54.1%來自城鎮，45.9%來自農村；文科生占47.2%，理科生占52.8%，平均年齡(20.12±1.21)歲。

1.2 研究工具

1)體育鍛煉量表。

采用梁德清[19]修訂的《體育鍛煉等級量表》(PARS-3)進行測量。該量表主要包括體育鍛煉的強度、時間和頻率3 個維度，采用Likert 5 分制評分標準，對應分值分別為1～5 分，體育鍛煉量得分=強度得分×(時間得分-1)×頻率得分，得分越高，表明體育鍛煉量越大。本研究中該量表的重測信度為0.82。

2)負性情緒量表。

采用Lovibond 等編制、Antony 等修訂、苑新群翻譯的《抑郁-焦慮-壓力自評量表簡體中文版》(DASS-21)[20]進行測量。該量表分抑郁、焦慮、壓力3個維度，每個維度各7 題。該量表采用Likert 4 分制評分標準，對應分值分別為0～3 分，得分越高，表明抑郁、焦慮和壓力水平越高。本研究中該量表各維度的內部一致性系數在0.870～0.893。

3)自我效能感量表。

采用Schwarzer 編制、王才康等[21]修訂的《一般自我效能感量表》(GSES)進行測量。該量表共10 道題目，采用Likert 4 分制評分標準，對應分值分別為1～4 分，得分越高，表明自我效能感越高。本研究中該量表內部一致性系數為0.892。

4)心理韌性量表。

采用胡月琴等[13]編制的《青少年心理韌性量表》。該量表共5 個維度21 個條目，前3 個維度測量個人力因素，后2 個維度測量支持力因素。其中目標專注維度包含5 個條目、情緒控制維度包含6 個條目、積極認知維度包含4 個條目、家庭支持維度包含6 個條目、人際協助維度包含6 個條目。該量表采用Likert 4 分制評分標準，對應分值分別為1～4 分，得分越高，表明心理韌性越好。本研究中各維度的內部一致性系數為0.714～0.786。

1.3 統計方法

采用SPSS 20.0 進行相關變量的描述性分析、相關性分析、方差分析和層次回歸分析，同時采用AMOS 20.0 對自我效能和心理韌性(個人力)在體育鍛煉與負性情緒之間的中介效應進行分析。

因本研究主要采用自我報告方式收集相關數據，所以可能會存在嚴重的共同方法偏差問題。因此，在數據收集后，采用Harman 的單因子檢驗法對可能存在的嚴重共同方法偏差問題進行統計核實。結果顯示，特征根大于1 的公因子有5 個，且第一個公因子的變異解釋量僅為20.38%，明顯少于40%的臨界值標準，故本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

2 結果與分析

2.1 體育鍛煉、自我效能感、心理韌性對大學生負性情緒的影響

為檢驗體育鍛煉、自我效能感、心理韌性對大學生負性情緒的直接影響，對4 個變量分別進行雙變量的Pearson 相關分析，相關系數見表1。

表1 各變量的均值、標準差以及相關性

由表1 可以看出，體育鍛煉量與抑郁、焦慮、壓力、自我效能感、心理韌性的5 個維度之間均存在非常顯著的相關(r=0.217～0.413，P＜0.01)；自我效能感與抑郁、焦慮、壓力之間均存在非常顯著的相關(r=0.327～0.369，P＜0.01)；心理韌性的5 個維度與抑郁、焦慮、壓力之間存在非常顯著的相關(r=0.238～0.493，P＜0.01)。

為更加清晰準確地觀察體育鍛煉量對大學生負性情緒影響的變化情況，對負性情緒中的3 個因變量的均值進行檢驗。由表2 結果發現，隨著體育鍛煉量的增加，大學生負性情緒癥狀減少，中等鍛煉量組和大鍛煉量組的抑郁、焦慮、壓力水平均顯著低于小鍛煉量組(P＜0.001)。

表2 體育鍛煉量對大學生負性情緒影響的方差分析結果

2.2 體育鍛煉、自我效能感、心理韌性和負性情緒的回歸分析

由表3 可知，體育鍛煉能夠非常顯著地預測負性情緒。具體來看，對壓力的預測能力(β=-0.403，P＜0.001)＞焦慮(β=-0.355，P＜0.001)＞抑郁(β=-0.336，P＜0.001）。同時，體育鍛煉也能夠非常顯著地預測自我效能感(β=0.471，P＜0.001)和心理韌性(個人力) (β=0.390，P＜0.001）。

自我效能感和心理韌性(個人力)對負性情緒也有非常顯著的預測作用(見表3)。具體來看，自我效能感對壓力的預測能力(β=-0.369，P＜0.001)＞焦慮(β=-0.333，P＜0.001)＞抑郁(β=-0.327，P＜0.001)；心理韌性(個人力)對抑郁的預測能力(β=-0.435，P＜0.001)＞壓力(β=-0.405，P＜0.001)＞焦慮(β=-0.367，P＜0.001)。具體來看，在預測抑郁方面，情緒控制(β=-0.383，P＜0.001)＞目標專注(β=-0.280，P＜0.001)＞積極認知(β=-0.257，P＜0.001)；在預測焦慮方面，情緒控制(β=-0.361，P＜0.001)＞目標專注(β=-0.220，P＜0.001)＞積極認知(β=-0.189，P＜0.001)；在預測壓力方面，情緒控制(β=-0.413，P＜0.001)＞積極認知(β=-0.223，P＜0.001)＞目標專注(β=-0.214，P＜0.001)。

表3 體育鍛煉、自我效能感、心理韌性(個人力)和負性情緒的回歸分析結果

2.3 自我效能感和心理韌性的中介效應

體育鍛煉量、自我效能感、心理韌性(個人力)及負性情緒的相關均有統計學上的顯著意義(P＜0.01)，符合中介效應的檢驗條件。采用溫忠麟等[22]提出的中介效應檢驗標準程序，在SPSS 中將體育鍛煉量、負性情緒、自我效能感、心理韌性(個人力)數據進行中心化處理后，考察自我效能感和心理韌性(個人力)在體育鍛煉與負性情緒之間的中介效應。第1 步檢驗自變量對因變量的總效應c，如果顯著，則進行第2 步檢驗自變量對中介變量的路徑系數a以及自變量和中介變量同時納入模型時中介變量和自變量對因變量的路徑系數b和c，如果均顯著，則說明中介變量具有部分中介效應，通過ab/c計算出中介效應值。

由表4 可知，自我效能感和心理韌性(個人力)的回歸系數均顯著，即自我效能感和心理韌性(個人力)在體育鍛煉與負性情緒之間的中介效應均顯著。同時，體育鍛煉的回歸系數也均顯著。因此，自我效能感和心理韌性(個人力)在體育鍛煉與負性情緒之間起著部分中介的作用。自我效能感在體育鍛煉與負性情緒之間的中介效應占總效應的比值為26.78%[ab/c=(0.471×0.224)/0.394≈0.267 8]；心理韌性(個人力)在體育鍛煉與負性情緒之間的中介效應占總效應的比值為31.33%[ab/c=(0.387×0.319)/0.394≈0.313 3]。為進一步檢驗前文提出的H2 和H3，利用AMOS 20.0進行假設模型的擬合度分析。由于自我效能感為單維量表題目較多，因此采用隨機打包法對其進行打包處理，將量表中的10 個題目隨機分成2 個包，每包5個題目，作為自我效能感的觀測指標。以體育鍛煉量為自變量，負性情緒為因變量，自我效能感和心理韌性(個人力)為中介變量，建立中介效應模型，結果顯示：x2= 125.424，x2/df =3.216，CFI=0.953，NFI=0.941，RFI=0.934，IFI=0.922，AGFI=0.917，RMSEA=0.065。根據吳明隆[31]的觀點，在SEM 中，x2/df≤5.00，RMSEA≤0.08，CFI、NFI、RFI、IFI、AGFI≥0.90，說明模型適配。本研究模型中各指標都達到適配標準，擬合度良好，標準化路徑系數見圖2。

表4 自我效能感和心理韌性(個人力)的逐步分層回歸分析結果

圖2 體育鍛煉、自我效能感、心理韌性與負性情緒的中介模型

由圖2 可見，體育鍛煉→負性情緒(β=-0.17，P＜0.001)，體育鍛煉→自我效能(β=0.47，P＜0.001)，自我效能→負性情緒(β=-0.22，P＜0.001)，體育鍛煉→心理韌性(β=-0.39，P＜0.001)，心理韌性→負性情緒(β=-0.32，P＜0.001)的路徑系數均顯著，說明自我效能感和心理韌性在體育鍛煉與負性情緒之間存在中介效應，驗證H2 和H3 假設成立。

2.4 心理韌性的調節效應

根據溫忠麟等[22]提出的調節效應檢驗標準程序，在SPSS 中將體育鍛煉量、負性情緒、心理韌性中的家庭支持維度和人際協作維度進行中心化處理后，采用層次回歸法考察心理韌性(支持力)在體育鍛煉與負性情緒之間的調節效應。第1 步做因變量對自變量和調節變量的回歸，第2 步做因變量對自變量、調節變量和自變量與調節變量的交互項的回歸，如果交互項具有顯著性，則表明調節變量具有調節作用。由表5的結果可知，體育鍛煉同心理韌性(支持力)中的家庭支持(△R2=0.005，F=0.041)交互項的R2變化量達到顯著水平，說明存在調節效應。但人際協助與體育鍛煉的交互項不顯著(△R2=0.002，F=0.218)，因此心理韌性(支持力)中的人際協助不能顯著調節體育鍛煉與負性情緒的相互關系。具體來看，家庭支持每增加1 個標準差，體育鍛煉對負性情緒的斜率會增加0.075 個標準差。

表5 心理韌性(支持力)的調節效應檢驗結果

3 討論

研究結果表明參與體育鍛煉能夠正向預測大學生抑郁、焦慮、壓力等負性情緒水平，從而驗證了假設H1 的成立，與先前研究結果[22]一致。根據已有的相關研究成果，推測其作用機制可能是體育鍛煉能夠促進人體β-內啡肽的產生和釋放，減少腎上腺素和皮質醇等活動，激發認知思維和情感認知，從而降低大學生抑郁、焦慮和壓力等負性情緒[25]。體育鍛煉對負性情緒的積極調控意義已得到廣泛的驗證，而體育鍛煉的時間、強度和頻率是影響負性情緒干預效果的關鍵指標。前期研究表明，每周3 次及以上中高強度的有氧運動對抑郁[26]、焦慮[27]和應激反應[28]的干預效果更為明顯。本研究著重考察了體育鍛煉量與抑郁、焦慮、壓力的關系，發現參與中、大體育鍛煉量的大學生抑郁、焦慮、壓力水平較低，與前期的研究結果一致，也進一步支持長期有規律的中高等強度有氧鍛煉對負性情緒產生更為積極效益的觀點。該結果提示：大學生體育鍛煉時要特別注意鍛煉的時間、強度和頻率，達到中、大鍛煉量能夠對大學生負性情緒的影響效果更加顯著。

本研究進一步證實了自我效能感在體育鍛煉與大學生負性情緒之間的中介作用，即體育鍛煉不僅能夠直接改善大學生負性情緒水平，還能通過提升大學生自我效能感間接改善大學生負性情緒水平，從而驗證假設H2 的成立，與先前研究結果[29]一致。這說明提升大學生自我效能感是體育鍛煉影響大學生負性情緒的重要途徑。首先，自我效能感是與鍛煉行為聯系最為密切的一個變量[7]。無論是單次劇烈體育鍛煉[30]之后，或是長期的鍛煉干預[31]，都能對自我效能感產生積極影響。其次，自我效能感還會影響人的情感以及思維模式[7]。自我效能感高的大學生在遇到困難或挫折時往往表現的更加積極和自信；同時在完成挑戰和抗爭的過程中他們的控制感、能力感也會增強，進而預防和減少負性情緒的產生。這一結果提示：自我效能感是連接體育鍛煉與心理健康的重要橋梁，參與體育鍛煉既能有效預防大學生負性情緒的發生，又能通過提高自我效能感而改善大學生的心理健康水平。

本研究更進一步考察了心理韌性在體育鍛煉與大學生負性情緒之間的中介作用和調節作用，結果發現體育鍛煉能積極預測大學生的心理韌性(個人力)，并且通過心理韌性(個人力)間接影響大學生負性情緒水平，即心理韌性(個人力)在體育鍛煉與大學生負性情緒之間起到部分中介作用，從而驗證了假設H3 的成立。首先，體育的功能具有多元化，體育鍛煉不僅能夠促進大學生身心健康，同時也是增強大學生意志品質的重要途徑[32]。通過體育鍛煉，能夠調節大學生注意定向、改善大學生認知功能、提高大學生情緒調節水平，而這些都與大學生心理韌性的內在形成因素有關。其次，大學生需要獨立面對學業、就業、社交、情感等眾多問題，容易產生負性情緒。而心理韌性較強的大學生具有更加堅韌的意志品質，不易被負性事件困擾，因而表現出較低的負性情緒水平。另外，本研究發現，心理韌性(支持力)中的家庭支持維度這一變量調節了體育鍛煉對大學生負性情緒的影響，從而部分驗證了假設H4 的成立。根據心理韌性的動態模型[33]，來自家庭、學校、同伴群體的外部保護因素同樣是促進個體心理韌性的潛在力量。根據心理韌性的支持力因素，父母和朋友支持程度越高，大學生心理韌性越強，負性情緒基線水平較低，因此體育鍛煉對大學生負性情緒的影響效應可能會減弱。但值得注意的是，本研究發現人際協助維度對于體育鍛煉對大學生負性情緒的調節作用并不顯著，與前期的研究觀點不太一致。究其原因可能是隨著互聯網的發展，大學生的社交范疇發生巨大改變，網絡虛擬社交增多，現實人際交往能力下降[34]，因此人際協助維度未能調節體育鍛煉對負性情緒的影響。以上結果提示：體育鍛煉改善大學生負性情緒的過程中，心理韌性起到重要的作用。一方面，體育鍛煉能夠增強心理韌性，從而降低大學生負性情緒水平，可見在體育教學及課外體育活動中加強對大學生心理韌性培養的必要性；另一方面，體育鍛煉改善大學生負性情緒的程度受到心理韌性的調節。父母作為青少年心理成長的重要導師，是影響青少年心理和行為的關鍵作用。因此，在改善大學生負性情緒水平過程中，也可以通過加強家庭支持提高心理韌性來實現，但此路徑會減弱體育鍛煉對大學生負性情緒的干預效應。

整體而言，本研究提出的有調節的中介模型比較深入地揭示了體育鍛煉對大學生負性情緒作用機制：體育鍛煉通過自我效能感和心理韌性(個人力)影響大學生負性情緒水平；體育鍛煉對負性情緒的影響效應受心理韌性(支持力)中家庭支持維度的負向調節。因此，體育鍛煉與負性情緒關系間既存在中介效應，也存在調節效應。建議大學生在參與體育鍛煉的過程中，重視體育鍛煉項目、強度、時間、頻率等方面的選擇，既能夠堅持完成，又具有一定的挑戰，在體育鍛煉中提升自我效能感和心理韌性，從而更加有效地預防和降低負性情緒。