体育锻炼提升大学生心理幸福感的路径研究:社会自我效能感的中介作用

阳家鹏，向春玉

1 问题提出

2020 年9 月22 日，习近平总书记在教育文化卫生体育领域专家代表座谈会上强调，大力发展卫生健康事业，加快体育强国建设，不断增强人民群众获得感、幸福感、安全感[1]，明示了体育是人民群众获得幸福的重要手段与方法。立足“十四五”规划新起点，纵深体育与幸福的关系研究是体育科学不可回避的时代课题。

心理幸福感是人们对其整体生活的认知和情感的评价，是一种以享受和满足为特征的主观心理状态[2]。体育与幸福的关系研究在国外已取得较为丰富的成果，研究者从体育锻炼强度、频率及项目选择与心理幸福感的关系展开了研究。比如，Brief A Panza 等人运用可穿戴设施客观测量419名成人的体育锻炼水平，研究发现小强度体育锻炼与心理幸福感正相关。中等强度体育锻炼与疼痛严重程度呈负相关而与心理幸福感正相关[3]。但Costigan S A 等人的研究发现，中低强度的体育活动与心理幸福感无关，而高强度的体育锻炼与较少的负面情绪相关[4]。高锻炼组自我报告的心理幸福感显著高于久坐及高久坐组，当青少年由锻炼的生活方式转变为久坐后，其心理幸福感显著下降，反之亦然[5]。我国关于体育与幸福感的研究尚属于起步阶段，相关成果一方面讨论了体育锻炼产生心理幸福感的生物学基础[6]；另方面长期体育锻炼可以促进个体幸福的积极体验，特别是“健康动机”和“社交动机”的满足有利于提升心理幸福感[7]。

自我决定理论认为，人们与生俱有三种基本需求:自主性、胜任感和关系性。自主性指个人需要把自己看作行动的原点，体验自己选择的行动，例如发起、调节和维持自己的行为。胜任感是控制结果和实现效率，个体希望完成困难和具有挑战性的任务。关系性是与他人建立联系，能够被承认和接纳，被认同和具有归属感，得到更多的支持。三种基本需求是人们所感受到的一种“缺失”，若基本需求得到满足，则倾向于具有更高水平的绩效、健康和心理幸福感[8]；反之，则会引发疾病与异常。

体育让参与其中的人感受到自由、自愿和创造。体育锻炼内容、时间、地点的自主选择及运动技术的自主运用满足人的自主性需求，使之身心松弛，享受快乐幸福。体育锻炼具有“竞技”的特性，个体经刻苦习练，在提升运动技能或战胜对手的同时满足胜任感需求，心理幸福感油然而生。体育锻炼是与他人交流、互动的过程，个体在团队中的角色定位、被接纳或认可程度可满足其关系性需求，使之具有归属感，提升心理幸福感。康德认为快乐源自需求得到满足，体育锻炼通过自我完善与超越，满足人之自主、自尊、自信、健康、归属等多种心理需求，最终提升了个体的心理幸福感。有鉴于此，本研究提出假设1:体育锻炼能够显著预测大学生心理幸福感。

然而，上述研究虽涉及体育锻炼与心理幸福感的直接关系，但两者之间是否存在其他中介变量仍有待进一步探讨。基于文献回顾，本研究认为社会自我效能感是值得考虑的中介变量。社会自我效能感是个体对形成和维持社会关系、与他人合作、处理人际冲突能力所持有的一种信念[9]。处理人际关系是社会自我效能的核心维度，大学生处理好与他人的人际关系，不仅是其发展和实现人生目标的重要保证，也是其自我完善和逐步社会化的需要。

体育锻炼提升人际交往的机制可能是体育活动具有的社会属性，个体与他人在体育活动中实现交往，以之为桥梁建立人际关联。体育活动中不讲门第与尊卑，人们自觉按照相应规则协同配合或公平竞争，于此之中互为亲近友好，彼此接纳认同，提升了个体与他人交往的信心。团体体育游戏综合疗法能够有效矫治大学生的社交焦虑症，增强大学生社会自我效能感[10]。且有研究表明93%的体育教师认为教授社交技能非常重要[11]，可有效改善个体人际交往能力。

如上所述，体育锻炼可以提升个体社会自我效能感，但社会自我效能感与心理幸福感有何关联？对此，Natvig(2003)[12]探究在校青少年心理幸福感与社会心理因素的关系，表明学生在学校的压力经历与心理幸福感呈负相关，而来自教师和同学的支持因素与心理幸福感呈正相关。也有研究者[13]探究在职人员的社会自我效能感与工作幸福感的关系，表明高社会自我效能感的在职员工会更主动的进行人际关系投资，从而为自己营造一种支持性的工作氛围，以减少职场排斥，提升工作幸福感。因此，本研究提出假设2:社会自我效能感在体育锻炼与心理幸福感之间起中介作用。

综上，本研究基于自我决定理论，以大学生为被试，考察体育锻炼对心理幸福感的预测作用(假设1)、社会自我效能感的中介作用(假设2)。探讨心理幸福感的影响机制，具有两个方面的意义。在理论方面，有助于为心理幸福感理论的完善提供新视角和新元素，为进一步加深心理幸福感研究奠定良好基础；在现实方面，有助于为大学生群体提升社会交往能力、心理幸福感提供行之有效的干预思路。

2 研究方法

2.1 研究对象

本文以大学生为研究对象。首先，在广东省本科院校范围内随机抽取10 所高校后，采用方便抽样确定调查班级；其次，选择10 名研究生或老师作为调查员，调查员均经过培训，了解研究目的，能准确把握问卷条目意义。征得学校同意后展开调查。最后，采用集体填写，现场回收的形式发放了400 份问卷。发放问卷之前，向学生讲解研究目的，学生自愿参与并可随时退出调查，问卷填写在课室集中进行。按照之前制定好的剔除标准，共剔除无效问卷18 份。共计有效问卷382 份，有效率为95.5%。其中，男生206 人，女生176 人。

2.2 测量工具

2.2.1 体育活动等级量表

梁德清等[14]修订，从锻炼频率、一次锻炼时间和强度3个方面来衡量体育锻炼。体育锻炼=锻炼频率×(锻炼时间-1) ×锻炼强度。量表采用李克特5 点评分法，体育锻炼最低得分为0 分，最高分为100 分，标准为:低锻炼水平组≤19 分，中锻炼水平组为20～42 分之间，高锻炼水平组≥43分。量表的重测信度为0.82。

2.2.2 心理幸福感问卷

采用苗元江编写的综合幸福问卷(MHQ)中的心理幸福感问卷[15]，共33 个题目，包括人格成长、自我价值、生命活力、友好关系、利他行为、健康关注6 个维度。例如，我的生活状况良好，从明显不符合、不符合、有些不符合、介于中间、有些符合、符合和明显符合分别赋予1 至7 分。采用内部一致性克隆巴赫α 系数进行信度评价，内部一致性a 系数在0.639～0.886 之间，达到统计学要求。

2.2.3 社会自我效能感量表

采用孟慧等修订的Smith 和Betzr 的成人社会自我效能感量表[16]中文版，包含18 个项目，为单因素结构，各题项的因素负荷在0.52～0.69 之间，问卷具有较好的结构效度[17]。其评分采取5 点李克特评分，例如“你有多大信心能够一一与同龄人交朋友”，从完全没有信心、几乎没有信心、有一定信心、比较有信心和完全有信心分别赋予1 至5 分。本研究的内部一致性a 系数为0.732，达到统计学要求。

2.3 数理统计法

剔除掉不合格问卷后，将问卷编号后录入SPSS 21.0。对缺失数据、异常数据取均值进行处理，运用T 检验比较性别、生源、是否独生子女、专业的差异性；通过多元协方差分析、单因素多元方差分析比较不同锻炼水平组在社会自我效能感和心理幸福感的差异；运用相关分析探讨大学生体育锻炼、心理幸福感、社会自我效能感三者之间的关系，并通过结构方程模型来验证中介效应。

2.4 共同方法偏差控制与检验

为了控制共同方法偏差，除对测量工具进行验证性因子分析和信度检验外，采用Podsakoff 推荐的Harman 单因子方法检验共同方法偏误，未旋转的主成分因子分析显示所有的题项共有13 个特征根值大于1 的公因子，且第一个因子解释了26.566%的方差，小于40%，表明研究的问卷共同方法偏误不严重，达到了统计学要求。

3 研究结果

3.1 大学生体育锻炼、心理幸福感和社会自我效能感的特征分析

3.1.1 人口统计学差异

表1 显示，由T 检验可知，不同性别大学生的体育锻炼量、心理幸福感和社会自我效能感具有显著差异，3 个变量均呈现出男大学生显著高于女生；不同生源、是否是独生子女在体育锻炼、心理幸福感和社会自我效能感方面均不具有显著差异；不同专业大学生的体育锻炼具有显著差异，理科大学生高于文科大学生，但在心理幸福感和社会自我效能感上不具有显著差异。

表1 人口统计学变量差异性分析()Table 1 Results of differentiated analysis of demographic variables ()

表1 人口统计学变量差异性分析()Table 1 Results of differentiated analysis of demographic variables ()

注:双侧:*P<0.05,**P<0.01

3.1.2 方差分析

不同性别和专业大学生体育锻炼量具有显著差异，为了能准确地观察不同体育锻炼水平组对大学生心理幸福感和社会自我效能感影响的变化状况，以性别、专业为协变量，不同水平体育锻炼组为固定因子，以心理幸福感、社会自我效能感为因变量，运用ANCOVA 分析进行检验。结果显示，不同水平体育锻炼组对心理幸福感、社会自我效能感具有显著的主效应(F锻炼&心理幸福感=6.222，P=0.002；F锻炼&社会自我效能感=3.607，P=0.028)。运用MANOVA 分析进行两两比较发现:低锻炼组与中、高锻炼组在心理幸福感和社会自我效能感上都具有显著的差异，但中、高锻炼组之间的差异不显著(P幸福感低&中=0.002，P幸福感低&高=0.002，P幸福感中&高=0.667；P效能感低&中=0.001，P效能感低&高=0.010，P效能感中&高=0.905)。

3.1.3 相关分析

表2 显示了Pearson 相关检验，体育锻炼与社会自我效能感、心理幸福感及其各维度呈显著正相关，与社会自我效能感、心理幸福感的相关系数分别为0.205、0.242；社会自我效能感与心理幸福感的相关系数为0.544。

表2 体育锻炼、社会自我效能感、心理幸福感相关性分析Table 2 Results of correlation analysis of physical exercise,social self-efficacy,and psychological well-being

3.2 结构方程模型的构建与验证

根据Baron 和Kenny[18]研究认为，在中介作用分析之前，先要确定自变量、因变量和中介变量具有相关性，这样才能进行中介效应的分析。前述研究结果表明，体育锻炼与社会自我效能感、心理幸福感呈显著正相关，并且对心理幸福感、社会自我效能感都具有显著的主效应(P心理幸福感=0.002；P社会自我效能感=0.028 均小于0.05)，因此，分析社会自我效能感在体育锻炼和心理幸福之间的中介作用是适合的。表3 显示，RMSEA=0.052 在0.08 以下，GFI=0.974，IFI=0.978，CFI=0.978，TLI=0.967，NFI=0.956，RFI=0.935，拟合指数在0.9 以上，χ2/df=1.937 小于2，拟合指标均达到了良好模型的基本要求。

图1 呈现了体育锻炼、社会自我效能感、心理幸福感3者之间的结构关系，结合表3 中的数据可知，“社会自我效能感<—体育锻炼”“心理幸福感<—体育锻炼”“心理幸福感<—社会自我效能感”，路径系数检验的标准化的β值分别为0.205、0.145、0.563，P值均小于0.01，表明体育锻炼能正向显著预测大学生的心理幸福感，社会自我效能感能在体育锻炼与心理幸福感之间起部分中介作用。

表3 体育锻炼、社会自我效能感、心理幸福感结构方程模型估计参数表Table 3 Structural equation model estimated parameters of physical exercise,social self-efficacy,and psychological well-being

图1 社会自我效能感在大学生体育锻炼与心理幸福感间的中介模型Figure 1 The mediating model of social self-efficacy betweenphysical exercise and psychological well-being of college students

4 讨论

本研究揭示了体育锻炼对社会自我效能感和心理幸福感作用机制，验证了自我决定理论，即体育锻炼能够满足人的三大基本需求，可提升个体心理幸福感。该结果能为大学生心理幸福感的干预提供建设性思路。首先，学校可以大量开展丰富多彩的体育活动，让学生参与其中的同时结识新朋友、拓展人际关系，增强社会自我效能感，提升心理幸福感。其次，加强对大学生体育锻炼监控，限制久坐不动的生活方式，促进养成锻炼习惯。最后，在体育教学情景中，让学生相互合作，共同完成任务，建立良好沟通，体会人际交往乐趣；教学过程聚焦在技能掌握，而非竞争与表现，以使学生增加更多积极体验。

4.1 体育锻炼对心理幸福感的影响

研究表明，体育锻炼能够显著预测心理幸福感，验证了研究假设H1。Wiese 等[19]在研究休闲体育活动与积极情绪、消极情绪、生活满意度的关系时发现，体育锻炼与积极情绪和生活满意度呈显著正相关。之所以能给学生带来心理幸福感，是因为体育锻炼蕴含有能够使学生感到幸福的因素，比如“快乐”“喜悦”“轻松”“振奋”“舒畅”，也能够给予学生自我成长、自我调节、社会认同、自信、自尊等。Holt A D 等人以自我决定理论为指导，检验学校体育活动是否能增强小学生的心理幸福感，并开发出增强学生能力感、自主性和关系性因素的体育课程。研究发现，体育活动的关系性是影响学生心理幸福感的核心，同时也影响到他们的能力感和自主性[20]。体育锻炼是与他人的互动过程，满足了自我决定理论所强调的能力感、关联性和自主性，进而产生心理幸福感。同时，当个体参与运动时人体分泌多种令人快乐的神经递质或激素，如多巴胺具有体验愉悦，寻求快乐和传递欢愉信息的作用，内啡肽给人带来愉悦感，皮质醇与调节压力有关，催产素可通过直接介导移情作用影响心理幸福感，5-羟色胺可通过调节满足感、快乐感和乐观情绪影响心理幸福感[5]。可见，体育锻炼是一项诱发心理幸福感的“有意义”的活动[21]，是以促进身心健康、获得当下或长远的幸福为出发点和落脚点的。

4.2 社会自我效能感的中介作用

结构方程模型分析显示，体育锻炼对心理幸福感有着直接正向预测作用，体育锻炼还通过社会自我效能感间接影响心理幸福感，证了研究假设H2。McAuley[22]研究发现社会自我效能感和体育锻炼具有正向关联。Kyra Hamilton[23]以及Han Chen[24]的研究也支持体育锻炼正向预测个体的社会自我效能感。另外，有研究证实社会自我效能感能预测生活结果的多个变量，包括能影响个体生活目标、社会适应力[25]，并且直接影响心理幸福感。Fan[26]等研究显示，高社会自我效能感的个体会积极主动地寻求与他人互动或参与社交活动的机会，对其社会交往的能力、社会适应性和心理幸福感具有积极地预测作用。本研究与上述研究具有一致性，进一步支持了前人研究成果。

可见，社会自我效能感是体育锻炼与心理幸福感之间的重要桥梁，扮演着关键的中介作用。体育锻炼是大学生人际交往互动的重要形式之一，积极的人际交往可以使大学生获得更多的社会支持和社会资源。体育锻炼打破了人际关系疏远、感情交流缺乏等自我封闭状态。人们相聚在运动场，摆脱了不同种族、职业、年龄、性别、文化素质、社会背景等因素的束缚，进行平等、友好、和谐的人际交往，得到了有效的情感交流，这种良好的人际关系令人精神振奋、心情舒畅，使大学生对形成、维持人际关系和处理人际矛盾具有充分地信心，有利于社会自我效能感的发展。高社会自我效能感的大学生在社会交往、解决和维持人际关系等方面更加自信，面对压力和困难更显从容，且会采用理性、成熟的积极策略解决问题，降低或缓解痛苦及焦虑，维持或促进心理幸福感和心理健康水平。

4.3 研究局限与展望

本研究仍存在如下不足，未来可进一步完善。第一，取样仅局限于广东省，致使结论推广存在一定局限，将来可以此为基础展开更广泛的实证性研究，为后续元分析提供支持；第二，本研究是横断面数据，各变量实质上属于相关关系，将来可通过纵向追踪或实验干预揭示因果关系；第三，在体育锻炼对提升大学生心理幸福感的机制中，除社会自我效能感外是否还存在其他中介或调节机制，尚有待研究。

5 结论

(1)性别在体育锻炼、心理幸福感和社会自我效能感中的差异显著，男生均显著优于女生；中等以上体育锻炼水平有助于增强个体的心理幸福感和社会自我效能感。

(2)体育锻炼能正向预测心理幸福感和社会自我效能感；社会自我效能感能正向预测心理幸福感。

(3)结构方程模型验证了社会自我效能感的部分中介作用，即体育锻炼影响心理幸福感有两条路径，一是直接影响，二是通过社会自我效能感间接影响。