体育锻炼对考试应激下大学生负性情绪的调节作用——一项小样本每日追踪设计

尹剑春，薛 原

心理应激（psychological stress）又叫心理压力，是指个体在环境适应过程中，当环境与个体需求不平衡时倾向于借助心理和生理反应的综合的心身紧张状态[1]。由于心理应激与身心健康密切相关，因而一直是研究者热衷的研究课题。经过几十年的发展，涌现出了诸多心理应激的理论模式，研究者们从不同角度来探讨心理应激的产生过程，其中以R.S.LAZARUS为代表的认知模式是目前最被广泛接受一种。根据R.S.LAZARUS的观点，对于外在环境的觉知和评价是产生心理应激的关键，并伴随着个体的情绪变化过程。当某个事件施加于或者超出个体资源应付范畴的时候，个体便会产生对事件的威胁性评价，并伴随负性的情绪变化[2]。因此，情境事件的重要性以及其威胁性评价水平决定了心理应激所经历的大小。考试应激是大学生众多情境事件中最为典型的心理应激源，大部分研究都将考试事件作为威胁性的应激事件。多项研究指出，在考试期间，很多学生不仅会产生抑郁、焦虑等消极情绪反应[3]，而且会诱发免疫机能下降[4]、消化道出血[5]等疾病，严重地影响其身心健康。因此，采用何种有效的应对手段来指导大学生顺利应对考试应激，进而保持身心健康，这是当前教育界和心理学界试图解决的重要课题。在此背景下，过去的“主效应”分析范式的心理应激的研究正在向“交互作用”研究范式转变，更加注重个体、社会、环境及其交互效用对应对心理应激的影响。

大量研究报道了体育锻炼作为整体的健康促进手段，不仅能够提高个体生理健康，对于心理和社会健康同样具有积极的促进作用，特别是对于个体情绪的影响尤为敏感。不少研究指出，无论是一次性的运动，还是长期的体育锻炼都能显著改善应激状态下焦虑、抑郁等负性情绪状态。M.H.KIM等[6]采用动物实验发现，长期转轮运动能够调节大鼠海马区5-羟色胺1A受体，从而改善束缚应激大鼠抑郁样行为。国内学者朱琳[7]采用事件相关电位技术（ERP），研究游泳运动对压力人群的情绪影响，结果显示，游泳运动能够提高大脑情绪处理能力，降低焦虑和抑郁状态。最近的一项meta分析指出，体育锻炼对于患有应激性情绪障碍的个体焦虑状态改善效果显著，其效果量（effectsize）达到了0.582[8]。此外，不少实验室研究表明，具有规律性锻炼习惯的个体，当施加于新的心理应激的时候，其自主性神经系统反应较低。如一项基于实验室心理应激研究的Meta回归分析表明，实验室设置的心理应激诱发的个体心血管反应与被试的体质水平之间存在微弱的相关性，但是，在撤销心理应激后，高体质状况被试心血管反应能较快地恢复到平静状态[9]。上述这些运动科学的研究对于本研究的开展提供了新的科学思路和立足点，即体育锻炼能够作为应付手段来应对应激状态下的情绪状态，然而这些研究却存在如下不足。（1）从心理应激源本身的性质来说，先前基于实验室的研究都采用了研究者设计的心理应激范式，如心算、公众演讲等，这种缺乏生态效度的实验室范式与自然生活状态下的心理应激显然是不同的，因此，在这种复杂的自然的应激模式下，体育锻炼的个体是如何经历自身的情绪变化，这方面的研究还不多见。（2）从体育锻炼的角度来讲，很多实验室研究中的体育运动是研究者提前设计好强度、时间和方式，并没有按照被试日常生活中自身的运动模式和习惯。我们并不清楚这样的情绪变化的结果是因为运动应对（缓冲）了心理应激引起的情绪变化，还是因为运动刺激本身的影响。（3）从研究设计上来看，很多研究只采用一次性实验或一次性测量得出的结论，这样的设计只能获取被试间的横断数据，不能获取被试内的跨层交互作用，因此，如果需要研究随着时间的纵向变化，不同体育锻炼水平个体的情绪变化的差异，这样的研究设计则显得捉襟见肘。近些年，在心理学的追踪研究设计中，为了解决从被试内变异的角度来分析跨层的交互作用，采用多层线性模型分析评估数据成为研究者追捧的统计手段[10]，采用这样的研究设计以及统计方法，可以帮助深入揭示随着心理应激的纵向变化，不同体育锻炼水平的个体是如何经历自身情绪变化的过程。

据此，本研究将以R.S.LAZARUS的应激认知理论为指导，以负性情绪作为研究切入点，采用每日追踪设计，在大学四级英语考试前1周，每日追踪测量大学生对考试应激的威胁性评价、负性情绪和体育锻炼状况，采用层次线性模型分析数据，旨在探讨大学生对考试应激进行认知评价（威胁性评价）的时候，体育锻炼对大学生负性情绪是否有调节作用，从而为体育锻炼应对心理应激的研究提供新的实证资料。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

基于方便抽样的研究方法，挑选上海市某2所高校并随机抽取80名大学生作为研究样本。由于本研究属于追踪研究，其数据搜集的量和强度都比较大，为了提高研究的效率，选取的样本并不大，但是样本量超过50，能够保证层次线性模型的建立[11]。样本基本情况如下:大部分学生来自于城市或者县城家庭（75%），独生子女78%，年龄为19～23岁，平均年龄（21.56±1.31）岁，98.75%为汉族。在搜集数据的过程中，因错选、漏选问卷未能获得数据8人，其他因素未能获取数据4人，最终样本为68人。

1.2 施测

研究者通过宣讲、微信朋友圈等宣传手段招募研究被试，志愿参加的同学由学校统一组织并签订同意知情书。在首次施测时，所有被试先填写个人基本资料，然后依次进行填写以下问卷:余暇体育锻炼水平问卷、负性情绪问卷和考试应激下的威胁评价量表。采用手机微信问卷星的方式，每一个参与者通过扫描给定的二维码，登录微信后在线填写，并要求每天下午6点之后提交。为了保证匿名性，记录每个人的微信号和手机号，目的是为了保证在以后追踪数据时确定为同一被试，在问卷填写时与首次的填写次序一致。测量过程中由专业人员在线解答参与者的问题。具体测量开始于2016年6月大学4级英语考试前1周，每日追踪参与者的数据，直到正式考试前一天晚上6点结束，共追踪7次。

1.3 研究工具

1.3.1 体育锻炼水平 体育锻炼水平的测量采用G.GODIN[12]编写的余暇体育锻炼水平问卷（Leisure Time Exercise Questionnaire）和代谢当量（Metabolic Equivalent MET）[13]。余暇体育锻炼水平问卷包含3个项目，问及被试:在过去一周内参加轻度（很少的个人努力，没有流汗）、中度（没有达到体力耗竭，有轻度流汗）和剧烈运动（心脏快速跳动，呼吸急促）的频率。根据前人采用该量表进行每日追踪设计的研究[14]，要求被试填写在过去的24 h内所经历的轻度、中度和剧烈体育锻炼的频率。余暇体育锻炼水平问卷是一个测量成年人运动行为的可靠工具，具有较好的信度和效度。根据余暇体育锻炼水平问卷的信息，通过加权体育锻炼水平以及总体得分计算出代谢当量。具体公式为:MET＝3×（轻度运动频率）+5×（中等运动频率）+9×（剧烈运动频率）[14]，MET代表在一个特定的时间里氧气的消耗和能量的代谢状况，在静息时，氧气的消耗为1。采用MET的方式来确定体育锻炼的量具有很好的信度和效度。

1.3.2 负性情绪 采用D.WASTON[15]编制的正性负性情绪量表（Positive Affect Negative Affect Schedule，PANAS），该量表主要测量个体在某个时间段经历的正性或负性情绪的感受，它包含20个项目问题，每个问题由描绘不同情绪的形容词组成（如热情的、内疚的等），其中正性情绪10项，负性情绪10项。由于本研究只是为了测量负性情绪，所有只给出负性情绪的10项问题，要求大学生填写在过去24 h内负性情绪感受。采用李克特5点计分法，几乎没有～极其多，计1～5分，分数越高说明负性情绪得分越高。PANAS是一个非常好的测量情绪状态的问卷，具有较高的信度和效度[16]。

1.3.3 考试应激的威胁性评价 根据前人的研究[17]，要求被试回答对于即将面临的大学四级考试对你的威胁程度进行1～9的刻度评分，1分为非常少的威胁，9分为极具威胁，数值越大威胁程度越高。

2 数据分析

多层线性回归模型的建立采用SPSS17.0和HLM6.0统计软件。在追踪研究中，被试内不同的时间的观察值，有可能随着时间变化存在相关，这就有可能造成结构模型的参数化过度或受限造成数据失真。为了避免这一现象，首先进行“随机效应模型”检验，然后再进行多层回归模型计算。第1层数据来源为连续观测7天的负性情绪得分，第2层数据来源为首次测量时（基线）负性情绪得分、每天平均体育锻炼量和考试应激的威胁性评价得分，具体方程模型如下。第1层方程:负性情绪得分=β0i+β1i（天数）ij+εij，“0”表示截距，下标“1”表示斜率，下标“i”表示第i测量对象，下标“j”表示第j次施测天数。第2层方程:（1）β0i=γ00+γ01（体育锻炼）1i+γ02（基线负性情绪状况）1i+γ03（威胁性评价）1i+γ04（体育锻炼）1i×（威胁性评价）1i+μ0i；（2）β1i=γ10+γ11（体育锻炼）1i+γ21（基线负性情绪状况）1i+γ31（威胁性评价）1i+γ41（体育锻炼）×（威胁性评价）1i+μ1i。上面2个方程中，每个参数都有2个下标，其中第1个下标如果为0，则表示这是与第1层方程的截距有关的参数；第2个下标如果为0，表示该参数是第2层方程中的截距部分；第1个下标如果为1，则表示这是与第1层方程中的斜率有关的参数；第2个下标如果为1，表示该参数是第2层方程中的斜率部分。

3 结果

3.1 描述性统计

结果显示，威胁性评价与负性情绪存在正性相关（r=0.37，P＜0.05），但是威胁性评价与体育锻炼之间的相关性不显著（r=-0.03，P＞0.01），负性情绪与体育锻炼之间的相关性也不显著（r=0.04，P＞0.01）（见表1）。体育锻炼的量、威胁性评价、负性情绪得分稳定性较低（见表2）。如体育锻炼的平均每天消耗的能量水平为12.09MET，而标准差却很高，其范围值为10.38～13.43，说明不同大学生本身的体育锻炼水平的差异性较大。从威胁性评价的调查来看，随着考试的临近，威胁性评价的得分也随着增加；从负性情绪的发生来看，随着考试的临近，负性情绪得分也随之增加，说明个体对于考试应激事件的认知，符合R.S.LAZARUS的应激认知理论。

表1 基线测量时的均数，标准差以及相关系数Table1 Mean，SD and Correlation Index in Baseline Measurement

表2 各变量在追踪数据中的均数和标准差（M±SD）Table2 Variables in Longitude Measurement（M±SD）

3.2 多层线性模型数据分析

3.2.1 随机效应模型检验 如前所述，为了避免结构模型的参数化过度或者受限造成的数据失真，首先进行随机效应模型的检验，即自变量不介入的情况下，被试所经历的负性情绪变化的趋势。结果显示，截距与斜率存在非常显著的差异性（P＜0.01），并且模型对残差的λ2检验的差异性也有统计学意义（P＜0.01）（见表3），说明随着考试的临近，被试间的变异较大。表明，变异的原因不仅仅是时间造成的，还要引入其他变量对其进行解释。

表3 随机效应模型的参数估计Table3 Parameters in Random Effects Model

3.2.2 体育锻炼与威胁性评价的交互作用对负性情绪的影响 体育锻炼，基线负性情绪状况，威胁性评价体育锻炼与威胁性评价的交互作用对数据的追踪过程中的预测作用显示，体育锻炼（β=1.63，P＜0.01）和威胁性评价（β=0.35，P＜0.01）对负性情绪均具有显著性的预测作用，此外，威胁性评价和体育锻炼之间存在显著性的交互作用（β=0.13，P＜0.05）（见表4）。

表4 体育锻炼的调节作用模型固定效应部分Table4 Fixed Effects Model of Interaction Between Exercise and Threats Appraisal

为了进一步验证不同体育锻炼水平个体与心理应激在追踪过程中的交互，来预测负性情绪的变化趋势，将大学生分成高体育锻炼和低体育锻炼2组，划分标准为1.5SD。结果表明:低体育锻炼水平组（β=0.07，t=4.07，df=134，P＜0.01），随着威胁性评价水平的提高，负性情绪也随之增加；高体育锻炼水平组（β=0.09，t=6.42，df=134，P＜0.01），随着威胁性水平的增加，其负性情绪呈下降趋势；高低水平的体育锻炼对于在不同威胁性水平变化的个体，其负性情绪变化的斜率呈显著性差异（t=2.37，df=134，P＜0.05）（见图1）。

图1 体育锻炼与威胁性评价交互图Figure1 Interaction Effects Between Exercise and Threats Appraisal

4 讨 论

本研究总体上支持R.S.LAZARUS的心理应激的认知理论，即个体如何评价所面临的心理应激是情绪反应的根源，心理应激的威胁性评价使得个体的负性情绪增加。在本研究中，不管是在首次横断检测，还是在追踪分析中，考试应激的威胁性评价能够显著性预测负性情绪的发生（P＜0.05），说明考试应激是诱发大学生负性情绪的重要的威胁性心理应激源。

在心理应激的研究领域中，一个重要的特征是关注人们如何应对负性应激事件的发生。由于大量研究报道了运动对负性情绪的改善作用，因此情绪变化是应对心理应激的一个重要关注点。本研究中，通过最后1周的考试作为心理应激的应激源，目的是为了评估，当大学生对考试应激进行威胁性评价的时候，体育锻炼是否能够调节个体的负性情绪。层次线性模型的分析结果表明，随着考试的临近，考试应激的威胁性评价（β=0.35，P＜0.01）和体育锻炼（β=1.63，P＜0.01）均能显著预测大学生负性情绪的发生，并且考试应激的威胁性评价和大学生体育锻炼变量之间存在交互作用（β=0.13，P＜0.05）。进一步分析表明，低体育锻炼的大学生随着考试应激威胁性评价的增加，负性情绪也随之增加，而高体育锻炼的大学生随着考试应激威胁性评价的增加其负性情绪下降。该研究结果表明，在心理应激的急性期，运动本身并非是一个额外的应激源，而是一个非常有效的调节干预策略，能够调节心理应激下负性情绪的发生。

本研究在研究设计上采用自然主义的研究取向，通过7天的每日追踪来获取数据，这样的做法是为了更真实地反应学生运动行为。本研究结果也和先前采用每日追踪设计的研究结果[14，18]基本一致，即体育运动行为对于每天的情绪是一个非常有效的调节手段。从情绪调节的理论角度出发，J.J.GROSS[19]指出，情绪的调节处于调节过程中高级别的位置，个体在调节情绪时，还和应对（认知行为的努力）、自尊防御（个人特质）等相互联系，通过多方面因素的整合来调节个体的情绪经历。运动行为本身就是一个整体的应对调节手段，多项研究均表明，运动行为与应对[20]、自尊防御[21]、情绪反应[22]等均具有密切联系。因此，本研究认为，不同个体在心理应激状态下诱发负性情绪的敏感性是不同的，并且这样的敏感性可能存在一定的阈值，超过这一阈值，就会出现应激性负性情绪，而体育锻炼则有可能作为调节变量左右心理应激与负性情绪之间的关系，增加运动行为可能会提供情绪一个“喘息”的机会，特别是在学生忙碌的备考阶段。

尽管如此，本研究同样存在如下局限点:（1）从研究对象来说，本研究中所有被试均为20岁左右的大学生，并未覆盖所有年龄阶段，因此体育锻炼抗应激假说的广泛性还需要更多的研究支持，未来研究应拓展研究对象的范围，更多关注不同年龄、性别和职业人群的研究；（2）从测量手段上来看，本研究仍然没有突破传统采用自评报告的量表方式，尽管方便有效，但是毕竟这样的方式必然会存在个体在答题时的反应偏差，从而造成数据失真，未来研究应采用心理和生理手段相结合的测量方式，从而获取更为详实的数据；（3）本研究采用的是代谢当量来表征体育锻炼的水平，但是值得注意的是，不同的体质水平同样会影响个体的应激反应，也就是说，体质水平可能作为一种协变量对于模型的方差造成影响，但是本研究并没有对大学生体质水平进行测量，未来研究应尽可能采集体质水平的数据，从而进一步验证体育锻炼的抗应激假说。（4）尽管本研究有效控制了考试应激的变量，但是并不能保证所有大学生都能在每天下午6点之后完成问卷的填写，因为如果有人在进行运动后就开始填写问卷，这有可能存在急性运动后的情绪反应的效应从而影响整个模型的真性。上述不足是未来研究中亟待弥补的方向，有兴趣的研究者可以深入探究。

5 结论

（1）在考试应激期，大学生对考试应激的威胁性评价能够有效预测其负性情绪的发生；（2）体育锻炼与考试应激的威胁性评价具有交互作用，体育锻炼能调节在考试应激期大学生的负性情绪。

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