体育运动促进青少年心理健康素质发展的心理机制

谷 松

(浙江师范大学 体育与健康科学学院，浙江 金华 321004)

体育运动作为素质教育的重要内容与手段，融合心理健康教育已是现代教育改革发展的要求与趋势[1]。然而，由于不同学科教学中心理健康发展标准设定与认知的偏差，致使体育运动中青少年心理健康培养的内容与方法还存在较大分歧[2]。因此，厘清体育运动中青少年心理健康的发展标准，就成为合理利用体育运动独特功能，促进青少年心理健康发展的理论导向和实践前提。

本研究以心理健康素质理论为基础，探讨体育运动促进青少年心理健康发展的标准。同时以结构方程模型构建为主要方法，考查体育运动促进青少年心理健康素质发展的心理路径，以期为实施体育运动中青少年心理健康素质培养提供方向和依据，为素质教育工作中心理健康素质培养实践提供参考与支持。

1 理论基础

1.1 心理健康素质的构念

心理健康素质是指个体在遗传和环境的共同作用下形成的某些内在的、相对稳定的心理品质，这些心理品质影响或决定着个体的心理、生理和社会功能，并进而影响个体的心理健康状态[3]。其实质是将能够影响人体心理健康的心理素质从认识上分离出来[4]。心理健康素质的概念诠释了素质教育中心理健康教育的本质[5]，对指导青少年阶段的心理教育工作具有定向作用。同时，作为我国中学生核心素养培养体系的心理前提，为心理素养的培养与发展起到奠基作用。

心理健康素质的内涵通常包括自我、认知风格、归因风格、动力系统、人际素质、应对风格、个性素质和适应等[3～5]。有研究将其进一步归纳为“知、情、意、行”4个方面[2](图1)。

图1 青少年心理健康素质内容体系

心理健康素质的培养方面[6]，有学者提出心理素质与心理健康关系模型(图2)。该模型揭示心理健康素质是在后天社会文化环境(含教育)与先天遗传生理基础交互作用的过程中，将外在刺激逐步内化而形成的稳定的、基本的、内隐的心理品质。这种心理品质具有相对的稳定性，会进一步对其社会文化环境进行能动的接受与选择，从而维持或促进心理健康状态的发展变化。而这种发展变化，又会反作用于心理健康素质的“基底”，两者存在一种相互促进的关系。体育运动作为社会文化环境中的教育手段，影响青少年心理健康素质发展的作用机制是通过长期、系统的体育运动改善心理健康状态并内化为稳定的心理健康素质来实现的。根据心理素质与心理健康关系模型，体育运动促进青少年心理健康素质的发展，应明确二者关系中可能存在的影响因素。这些因素选取需要同时满足两个条件：1) 状态性心理因素；2) 体育运动的长期与特殊心理效益。

图2 心理素质与心理健康关系模型

1.2 研究假设的提出

长期、系统的体育运动能对个体某些稳定心理特质产生影响[7,8]。但其中的中介机制和影响因素尚不十分清楚[9]。本研究将结合已有体育运动促进心理健康素质概念内涵的相关理论，提出研究假设。

1.2.1 体育运动与青少年认知能力

有研究指出：体育运动对青少年认知能力的改善不是直接影响作用，而是通过若干中介因素的效力间接对认知能力发生作用[10]。最先期被认可的中介因素是个体的体质健康水平。相关研究指出，青少年的数学能力、语言能力与心肺功能、身体肥胖程度存在相关关系[11]，暗示了青少年的体适能与认知素质、学业水平相关联。还有学者在实践研究中进一步发现，青少年的体重变化与认知素质也存在关联，其智商水平很有可能与身体的肥胖程度呈现负相关。体育运动不仅可以促进体质健康的发展，还能通过体质改善间接促进认知能力和学业表现水平[12]。

据此，提出研究假设：

H1：体育运动对青少年心理健康素质产生直接正向影响；

H2：体育运动通过身体自我效能对青少年心理健康素质产生间接正向影响；

H3：体育运动通过身体自尊对青少年心理健康素质产生间接正向影响。

1.2.2 体育运动中社会交互作用

体育运动是促进个体社会化的有效手段，这体现于体育运动对促进人体健康的本质内涵[13]。当个体处于运动场所时，人与人之间的交往自然而流畅，言语中交流的真挚程度强，并且在身体语言、面部表情方面使用更为频繁[14]。这些都增加了人与人间更深层次的理解，在目标一致性的指引下形成简单直接的默契心理。这些特点对具有表达障碍和理解障碍的病者具备十分优良的干预和锻炼效果，帮助他们对领悟不同个体的态度、思维都有较大的帮助[14]。有研究指出，个体单独活动或在家庭单元内开展的体育运动能够比群体体育运动获得更多减少抑郁和焦虑的优势[15]，但是正常人的心理功能其终极目标追寻的是人体的良好适应以及社会化的有序发展，因此无论个体单独活动还是群体性的体育运动都有其促进心理健康发展的具体作用。据此：

H4：体育运动通过同学人际关系对青少年心理健康素质产生间接正向影响。

1.2.3 体育运动与人格

体育运动促进人格完善的研究领域，主要集中在乐观、开朗、情绪的稳定性，具体反映在人对集体精神的领悟，冲突的理性认识、挫折的良好适应，情感特性的发展，社会化程度以及社会适应能力的提高等许多方面，并且对其产生积极的影响。

心理健康双因素模型的超越基线转变理论认为[16]，素质是潜在的，健康是相对的。心理健康是一种完全的状态，这种状态包括积极(主观幸福感、希望感等)与消极(紧张、焦虑、抑郁等)两个侧面，并依此将人群分为4种心理水平群体(见图3)。通过分层有效的治疗能让人逐步达成完全心理健康的状态，阔别心理疾病的复发与衍生。

图3 心理健康双因素模型的超越基线转变图

幸福抛锚点[17]理论认为：幸福感类似倒U型存在一个转折点。有研究表明，个体在亲人亡故、离异等重大及特大刺激事件之后有概率引发个体无法返回起点幸福感，但大体上还能在正常范围水平波动。这一结果说明：幸福感虽能在阶段内被干预并获得迅速提高，但却缺乏较强的稳定性；个体的主观幸福感存在一个深层的影响因素，它能决定幸福感的波动范围。因此，主观幸福感的实质还是一种状态性心理，要提升人的根本心理健康水平，获得稳定与维持，还是需要挖掘和建设优秀的心理健康素质。据此，提出研究假设：

H5：体育运动通过主观幸福感对青少年心理健康素质产生间接正向影响；

H6：体育运动通过心境状态对青少年心理健康素质产生间接正向影响。

1.2.4 体育运动与心理坚韧性

心理坚韧性理论认为，心理坚韧性程度较高的个体在运动领域以外也会表现出较高的坚韧性现象。国外有学者在学校和社区开展体育活动提升青少年运动员心理坚韧性的研究中指出，有目的的体育活动辅以心理坚韧性干预可以促进青少年的积极情绪和抗压能力[18]。高心理坚韧性的个体对压力源拥有更高的控制信念，倾向于将压力情境评价为挑战而非威胁，这种积极的认知评价倾向有助于降低压力知觉，进而抑制消极情绪的出现[19]。在积极心理学领域的研究中，人格特征和积极情绪对于人体的健康具有重大意义。Pressman与Cohen(2005)在情绪与健康的压力缓冲模型中提出，积极情绪水平高的个体较少感受到压力，并使个体不容易被卷入到社会冲突中；积极情绪能够促进个体从压力事件中的恢复，使个体在经受压力刺激后心血管活动较快恢复到平静水平，进而保护免疫系统与心血管系统，降低疾病的风险[20]。鉴于心理坚韧性与个体抗压能力的高度相关和对个体情绪体验的直接影响，心理坚韧性构念有可能在情绪与健康的压力缓冲模型中发挥作用，间接作用于个体的身心健康(图4)。据此，提出研究假设：

H7：体育运动通过心理坚韧性对青少年心理健康素质产生间接正向影响。

图4 情绪与健康的压力缓冲模型

2 对象与方法

2.1 研究对象

本研究的对象是体育运动促进青少年心理健康素质发展的心理路径，被试为青少年学生。被试的选取采用分层抽样的方法，在华东、华北、华中、华南、西南、西北、东北不同行政区域所属的7个省、市、自治区选取了28所中学的1794名青少年学生。有效调查对象的平均年龄为15.35±2.92岁。

2.2 研究工具

问卷分两部分内容。第一部分是被试的人口统计学特征，包括性别、年龄、年级等；第二部分是本研究测量变量涉及的问卷量表，具体情况如下：

《体育锻炼等级问卷(PARS-3)》由梁德清等人编制修订[21]。本问卷从体育运动的强度、时间和频率3方向测量体育运动情况。其中，每个方向都为由低到高的5个等级。通过对强度、时间和频率的转换得出包含基本体育运动要素的运动量。运动量=强度*(时间-1)*频率，100为最高分，0为最低分。根据运动活动等级理论，将小于等于19记为小运动量，20至42记为中运动量，大于等于42记为大运动量。

《中学生主观幸福感问卷》由陈作松、季浏编制修订[22]。该量表分为5个维度：生活满意感、学习满意感、正性情绪、身体满意感和负性情绪，共35个条目。其中，负性情绪维度的题目为反向计分题。总量表及分量表的Cronbach's α系数为0.69～0.91。

《身体自我效能问卷(PSE)》由孙拥军编制修订[27]，用于测量参与体育锻炼活动个体的身体自我效能水平。问卷量表包含10个条目，身体能力知觉和身体能力信心2个维度。总量表及分量表的Cronbach's α系数为0.69～0.79。

《身体自尊问卷(PSPP)》由徐霞、姚家新编制修订[21]，用于检验个体对自我身体方面的满意程度。问卷量表共5个维度，分别为运动能力(SC)、身体状况(PC)、身体吸引力(AB)、身体素质(PF)、身体自我价值感主量表(PSW)。量表题目采用同质性正负向陈述，包含30个条目。总量表及分量表的Cronbach's α系数为0.78～0.82。

《心境状态问卷(POMS)》由McNair编制，祝蓓里修订翻译[21]。该问卷量表用于测量个体心境状态及情绪变化。共40个条目，包括7个维度：困惑、疲劳、自尊心、紧张、压抑、活力、愤怒，其中活力、自尊心为正向计分，其它维度均为反向计分。总量表及分量表的Cronbach's α系数为0.709～0.924。

《中学生同学关系问卷》由佚名学者编制，在我国测量中学生及青少年人际关系方面的研究广泛使用，具备良好的信效度。问卷量表由交谈能力、交际交友、待人接物、异性交往4个维度构成，共28个条目。总量表及分量表的Cronbach's α系数为0.833～0.943。

《心理坚韧性问卷(SMTQ)》由Sheard等人编制[23]，王斌翻译修订。用于测量体育运动中个体心理坚韧性的发展情况。问卷量表包含12个条目，3个维度：自信心、坚定、控制。总量表及分量表的Cronbach's α系数为0.74～0.82。

《青少年心理健康素质问卷》由沈德立等人编制[24]，谷松修订[2]。用于测量在校青少年心理健康素质的发展情况。问卷量表由认知、情绪、人格、适应4个分量表构成，辖15个维度，共89个条目。总量表及分量表的Cronbach's α系数为0.62～0.90，χ2/df=4.47，RMSEA=0.043，GFI=0.92，NFI=0.94，CFI=0.97。

《生活事件量表》由杨德森、张亚林编制[21]，用于对精神刺激进行定性和定量。本研究应用此问卷排除遭受重大心理及精神隐患的青少年个体。问卷分为3个方面：家庭生活、工作学习和社交及其它。共18个条目。问卷的填写方式为“是”或“否”。

以上问卷量表，除体育锻炼等级问卷、身体自尊量表和生活事件量表外，其余问卷量表均为李克特5点计分方式。问卷累计发出2800份，陆续回收2407份，扣除无效问卷(含测谎条目失败、生活事件量表近期有重大变故的样本)，实际回收有效问卷共计1794份，有效回收率为64.1%。

图5 体育运动与青少年心理健康素质的中介效应假设结构模型图

2.3 数理处理

应用Microsoft Excel 2010版、SPSS 22.0版、Amos 21.0版软件包进行相关统计分析。统计方法包括：描述性统计、相关分析、信效度分析和结构方程模型分析。假设中介效应模型如下：

3 结果与分析

3.1 研究变量的描述性统计及变量间的相关分析

表1结果显示各问卷量表的平均分和标准差，其中运动量、主观幸福感、同学人际关系情况均与前人的研究结果相一致[8,22]，说明本研究的研究方法与研究结果具备可靠性；运动量与心理健康素质、主观幸福感、身体自我效能、同学人际关系、心境状态、心理坚韧性、身体自尊各变量之间均存在显著的正相关，为后续中介模型构建提供统计学基础。

表1 体育运动与青少年心理健康素质及其预测变量的平均数、标准差及相关系数

***表示 P<0.001，下同。

3.2 共同方法偏差检验与收敛效度

心理测量中的误差包括系统误差和随机误差[25]。共同方法偏差是一种系统误差，它是由于同样的数据来源或评分者、同样的测量环境、项目语境以及项目本身特征所造成的预测变量与效标变量之间人为的共变。本研究主要采用问卷调查法。虽然在工具设计和测量过程中已进行相关控制，但是仍可能存在一致性动机、虚假相关、社会赞许性等共同方法偏差，所以有必要进行共同方法偏差检验。通过Harman单因子分析，对所有施测问卷的二级指标维度进行未旋转、提取1个公因子的数据处理，结果发现：第1个公因子占所有解释变量总量的比例为24.4%，小于40%的临界值[25]，共同方法偏差在可接受范围内，问卷调查结果的系统误差较小。

测量模型的验证性因子分析结果显示，有5个观察变量的因子载荷低于0.5，分别是身体满意感、负性情绪、身体能力信心、精力和自尊感，为提高测量模型拟合情况，采用删除策略收敛效度。此时，除χ2/df>5以外，所有拟合指标均达到拟合标准。考虑到本研究观察变量较多，因此有必要考察测量模型协方差之间的关系。本研究以M.I>50作为协方差公变关系的临界值进行相关性修正[25]。最终，获得良好适配度的8因子测量模型(χ2/df=3.89，RMSEA=0.40，CFI=0.978，GFI=0.953，NFI=0.971)。

3.3 体育运动与青少年心理健康素质中介效应模型分析

综合考虑检验简单中介效应时的I型错误概率和统计功效，选用联合显著性法检验体育运动与青少年心理健康素质中介效应模型[26]。本研究将性别、年龄、年级为协变量的形式，在结构方程模型的建构中加以控制。根据测量模型结果和研究假设提出的中介路径，建立体育运动与青少年心理健康素质的中介模型。根据路径系数结果，再以零模型→修正模型→最终模型的逻辑顺序逐步修正结构模型表达。

结果发现，零模型中运动量、心境状态对青少年心理健康素质的路径系数为负，故删除；考虑到测量模型各潜在变量拟合情况优秀，且均为正值，因而内生潜在变量对运动量与心理健康素质的中介作用可能存在序列情况。结合预测变量的相关分析结果(表1)，心境状态与同学人际关系和主观幸福感存在较高相关性。因此考虑心境状态可能是体育运动促进同学人际关系和主观幸福感的中介变量，进而通过序列中介作用，抵达青少年心理健康素质。结果显示，修正结构模型χ2/df、GFI、NFI、CFI、RMSEA值均符合拟合标准(表2)，且所有路径系数均显著(最终模型观察变量路径系数与第一次修正观察变量模型路径系数一致)，模型成立(图6)。

表2 结构模型配适度拟合指数

图6 体育运动与青少年心理健康素质的中介效应结构模型图

就体育运动对心理健康素质的效果而言，结构模型共有6条路径成立，分别验证假设2至7(见表3)；假设1体育运动对心理健康素质的直接效应不成立，说明心理健康素质的改善必须通过健康的心理状态。就整体结构模型而言，体育运动对心理健康素质总的效应是0.19(P<0.001)。其中，体育运动通过心理坚韧性对心理健康素质产生的效应占总效应的52.6%，为内生潜在变量最高者，笔者认为这是由于心理坚韧性兼具特质与状态的双重属性造成的。同时应该重视竞技运动心理品质对青少年心理健康素质的促进作用。

表3 潜变量影响效果分析

4 讨论

4.1 体育运动的量化

长久以来，课外体育活动、业余运动训练、学校体育课程作为体育运动的不同形式，都对学生的心理健康起到一定促进作用。但如何创造一个统一的理论将体育运动的整体作用效果涵盖起来是一个实证研究构思的难点。本研究从体育运动的上位概念出发，以可观察、可测量、可评价的基本原则回归体育运动表象的本质，最终定位在《身体活动等级量表》上，通过对运动时间、运动频率和运动强度的测量换算，获得代表体育运动内涵的运动量及其相应的量化结果。根据体育运动对青少年心理健康素质的总效应(β=0.19，P<0.001)，说明将各类体育运动抽象为运动量的观点是可被接受的，期间对于心理健康状态的影响虽然不能找到直接证据，但两者的相关性、中介模型的成立都暗示了体育运动作为自变量对因变量心理健康状态、心理健康素质的影响。

4.2 体育运动对青少年心理健康素质影响的效果分析

体育运动对心理方面的影响，找中介因素是目前国际研究中常用与流行的方法。但是以往研究多以探讨体育运动对一般心理状态的影响，较少有研究关注隐于状态之下的心理素质层面。因此，本研究定位在探索性研究的范畴，通过查阅相关理论观点，获得“教育手段→心理健康状态→心理健康素质”的研究步骤，并进一步依据理论逻辑、相关研究发现与研究模型的架构，拟定运动心理效益对体育运动与青少年心理健康素质关系的中介影响模型，并予以验证。

本研究结果显示，体育运动不会直接对青少年心理健康素质产生效果，而是通过一系列状态性心理健康相关因素对心理健康素质产生间接正向效果。体育运动与青少年心理健康素质的中介模型论证了体育运动作为自变量对心理健康素质的影响，但是该模型也有一定局限，如持续多长时间的体育运动会对青少年心理健康素质产生影响？这一问题在结构方程模型当中可能难以获得答案，但在横断研究中发现，持续1年以上规律性体育运动者就与无运动习惯者在心理健康素质得分上存在显著性差异[2]。此外，该模型旨在揭示体育运动→心理健康状态→心理健康素质这一目标转移为正向过程，从这个层面来看，该模型是可以胜任的。

4.3 心理坚韧性对心理健康素质的影响

体育运动中的心理坚韧性是运动者在压力情境中维持自信、专注和动力的心理品质，它不仅受到先天遗传的影响，并且可以进行后天的干预与培养，是一个发展中的人格因素[19]。在本研究中，心理坚韧性作为中介效应模型最大的贡献因子，一方面由于其构念自身兼具特质与状态属性；另一方面也说明了体育运动中的心理健康素质发展，应该重视竞技运动心理品质对青少年心理健康素质的促进作用。未来研究可以借助竞技心理坚韧性的培养方法如：目标定向、表象训练、放松训练、专注力训练和思维停止机能训练(thought stopping)等方法[27]对体育运动中的青少年施加干预影响，通过自我要求达到进步，在遭遇困难时不轻易放弃、学会忍耐，进而增强心理、生理极限，以达到促进心理健康素质发展的目的。

在以往的研究中[9，20]，研究者常常将竞技体育心理和普通人的健康心理区别开来，或者在研究对象上做对比研究，无形当中就将竞技体育和学校体育、竞技心理和普通的健康心理对立起来。通过心理坚韧性对心理健康素质的影响发现，竞技体育心理和普通人的健康心理在方向上并没有不同，可能仅在程度上存在差异。此外，在体育运动促进心理健康的相关研究中，关注的重点应该转移到体育运动领域专有心理的发展规律，而这种专有心理不一定是体育健康领域中的身体自尊、身体自我效能等，还应该关注竞技体育中的心理概念。

4.4 相关理论支持

4.4.1 体育锻炼影响青少年认知能力与学业表现理论

体育运动影响青少年认知能力与学业表现有许多潜在通路，但是多数通过中介因素到达目标状态的改善，这些中介因素包括体质因素、健康因素、心理社会因素等[10-12]，其中社会心理因素主要指的是自我效能、自我价值和自尊，体质因素主要是体适能的储备状况。本研究中，体育运动通过身体自我效能、身体自尊对青少年心理健康素质产生间接正向影响，对应了体育锻炼影响青少年认知能力与学业表现理论中认为的心理社会因素内容。换言之，认知能力对应了心理健康素质当中的认知素质，学业表现是认知能力/素质的健康表现。加之积极参加体育运动对体质方面和情绪方面的改善，青少年的认知能力将在体育运动中获得综合的发展。据此，体育锻炼影响青少年认知能力与学业表现理论在本研究中获得支持验证。

4.4.2 心理健康双因素模型理论

心理健康双因素模型理论认为，心理健康的状态存在两极表现，即积极心理状态(主观幸福感)和病态心理状态(紧张、抑郁、焦虑等)，评价个体的心理健康需两者同时考虑[6]。此外，该理论还引入了“幸福抛锚点”的理论设想，认为人体的心理健康状态虽然在一定程度上可以进行浮动，但一旦遭受某种重大刺激则可能造成主观感受的永久/半永久性损害。这一理论间接提出了维持心理健康的稳定存在某种深层次的“素质”因素，心理健康状态是围绕个体素质的现实延伸，而“幸福抛锚点”即是个体“素质”的起始点。

本文通过体育运动与青少年心理健康素质的中介模型研究，证实了主观幸福感、心境状态是体育运动与心理健康素质的中介因素。换言之，体育运动促进心境状态、主观幸福感等的改善是对心理健康状况的直接效果；心理健康素质的改善是通过长期的心理状态优化演化而来，即状态→素质的转化是量变到质变的积累过程。体育运动通过中介因素(状态层面)在长期、稳定的条件下持续改善并内化为心理健康素质，同时良好的心理健康素质又反作用于青少年心理健康状态的个性化与稳定程度。据此，心理健康双因素模型理论在本研究中获得验证。

4.4.3 心理素质与心理健康的关系模型理论

该模型理论的路径关系不仅揭示了心理健康素质与心理健康的传递与连续关系，更反应了个体心理健康状态在教育手段与心理健康素质的形成过程中起着关键的中介和调节作用[16]。本研究依照这种理论设计，以体育运动作为教育与干预手段，筛选6个心理学因素作为影响心理健康素质形成的中介变量。这6个心理因素不仅具备状态心理的属性特点，并且较易受到体育运动的影响，同时又在内容上与心理健康素质具有明显区别。即心理健康素质的形成源于体育运动对心理健康状态持续而稳定的影响。据此，心理素质与心理健康的关系模型理论在本研究中得到了实证。

5 结论

1) 体育运动对青少年心理健康素质不产生直接影响，而是通过心境状态、主观幸福感、身体自我效能、身体自尊、心理坚韧性、同学人际关系对青少年心理健康素质产生间接正向影响。

2) 运动心理坚韧性间接效应可以解释中介模型52.6%的总体变异量，说明在体育运动中培养青少年的心理健康素质，应该强调和重视竞技运动心理品质的迁移作用。

3) 体育锻炼影响青少年认知能力与学业表现理论、心理健康双因素模型理论与心理素质与心理健康的关系模型理论于本研究中可获得支持验证。