徐 雷

1 前言

主觀幸福感作為積極心理學(xué)的關(guān)注點(diǎn)之一，不僅可以評(píng)估個(gè)體的生活質(zhì)量，且可以衡量個(gè)體的心理健康狀況和心理發(fā)展水平。研究身體活動(dòng)與主觀幸福感的關(guān)系，探討兩者之間關(guān)系的影響因素，對(duì)進(jìn)一步闡明身體活動(dòng)對(duì)提高人的生活質(zhì)量、維護(hù)人的心理健康、促進(jìn)人的心理發(fā)展的作用將具有重要的理論意義［3］。研究者普遍認(rèn)為，身體活動(dòng)能夠提高個(gè)體的主觀幸福感。Stubbe等（2007）發(fā)現(xiàn)，鍛煉者比非鍛煉者有著更高水平的生活滿意感。Bibeau等（2010）發(fā)現(xiàn)，同控制組相比，運(yùn)動(dòng)組的被試報(bào)告了更高水平的積極情感。然而，也有部分研究顯示，身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感沒有影響，甚至有負(fù)面影響。Samson等（2013）通過(guò)對(duì)大學(xué)生進(jìn)行15周的運(yùn)動(dòng)干預(yù)，發(fā)現(xiàn)被試的積極情感出現(xiàn)了顯著降低，而消極情感則沒有發(fā)生變化。在解釋以上研究結(jié)果不一致的情況時(shí)，Lehnert等（2012）曾提到被試的年齡、性別以及健康狀況會(huì)影響到身體活動(dòng)和主觀幸福感兩者的關(guān)系。在已有研究發(fā)現(xiàn)不一致的情況下，為了得出具有說(shuō)服力的結(jié)論，研究者有必要對(duì)其進(jìn)行元分析。元分析指的是針對(duì)某一問(wèn)題對(duì)已有研究的效果量進(jìn)行綜合計(jì)算進(jìn)而得出結(jié)論的一種方法，它能夠克服傳統(tǒng)研究的不足，具有普遍性和主客觀兼顧的特點(diǎn)［28］。

本研究的主要目的是對(duì)已有實(shí)驗(yàn)研究進(jìn)行元分析，從總體上檢驗(yàn)身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感的影響。身體活動(dòng)（physical activity），指的是通過(guò)骨骼肌運(yùn)動(dòng)產(chǎn)生能量的任何活動(dòng)［26］。它具有4個(gè)特征：1）通過(guò)骨骼肌產(chǎn)生身體運(yùn)動(dòng)；2）能夠引起能量消耗；3）能量消耗（卡路里）從高到低呈連續(xù)水平；4）與體適能呈正相關(guān)水平［26］。從宏觀上來(lái)說(shuō)，它不僅包括休閑運(yùn)動(dòng)（leisure sports），還包括有氧鍛煉（aerobic exercise）、耐力運(yùn)動(dòng)（endurance sports）等。主觀幸福感是個(gè)體依據(jù)自定的標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其生活的認(rèn)知和情感評(píng)價(jià)［34］，它是衡量個(gè)人生活質(zhì)量的重要綜合性心理指標(biāo)，具有主觀性、相對(duì)穩(wěn)定性和整體性3個(gè)特點(diǎn)。關(guān)于主觀幸福感的結(jié)構(gòu)，經(jīng)歷了從單一維度向綜合維度發(fā)展的過(guò)程［16，25］。從目前來(lái)看，國(guó)內(nèi)、外研究者普遍認(rèn)為可把它分為正性情緒體驗(yàn) 、負(fù) 性 情 緒 體 驗(yàn) 和 認(rèn) 知 評(píng) 價(jià) 3 個(gè) 維 度［9，10，34，35］。 基 于 先前相關(guān)研究框架［42，51］，本文中主觀幸福感各維度具體指標(biāo)：1）積極情緒（活力、精力、康樂(lè)、積極情感、快樂(lè)）；2）消極情緒（焦慮、抑郁、消極情感）；3）認(rèn)知評(píng)價(jià)（生活滿意感、工作滿意感）。

過(guò)去的元分析中，大多數(shù)研究關(guān)注主觀幸福感的單一維度，其中，有兩項(xiàng)研究關(guān)注身體活動(dòng)對(duì)積極情緒的影響。Reed和Ones（2006）發(fā)現(xiàn)，短時(shí)有氧運(yùn)動(dòng)能夠改善個(gè)體的積極情感，達(dá)到中效果量（d＝0.47）。與上述結(jié)果類似，Reed和Buck（2009）進(jìn)行元分析也發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)時(shí)有氧鍛煉同樣能夠改善個(gè)體的積極情感，達(dá)到中效果量（d＝0.57）。遺憾的是，以上兩項(xiàng)元分析僅僅納入了有氧運(yùn)動(dòng)的數(shù)據(jù)，缺乏來(lái)自抗阻訓(xùn)練的證據(jù)。另外，也有一些元分析關(guān)注身體活動(dòng)對(duì)抑郁的影響。Brown等（2013）的一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，隨著身體活動(dòng)的增加，兒童、青少年的抑郁水平在降低，盡管是小效果量（g＝－0.26），但卻達(dá)到了顯著水平。同樣，North等（1990）的元分析結(jié)果也顯示，身體活動(dòng)能夠降低個(gè)體的抑郁水平，達(dá)到中效果量（d＝0.53），臨床抑郁癥患者的效果量顯著大于普通被試。

值得注意的是，在以往的元分析中，也有少數(shù)研究采用主觀幸福感的多維結(jié)構(gòu)。Netz等（2005）元分析發(fā)現(xiàn)，身體活動(dòng)能夠提高個(gè)體的心理幸福感（Psychological Well－Being），干預(yù)組（d＝0.24）的效果量是控制組（d＝0.09）的3倍。Ginis等（2010）元分析發(fā)現(xiàn)，身體活動(dòng)和主觀幸福感（subjective well－being）有顯著正相關(guān)關(guān)系，效果量為r＝0.25。具體來(lái)說(shuō)，與生活滿意感的效果量為r＝0.23，與抑郁的效果量為r＝0.22。然而，以上兩項(xiàng)元分析的對(duì)象都是特殊人群，如Netz等（2005）的研究對(duì)象是老年人（年齡大于54歲），而Ginis等（2010）的研究對(duì)象則是脊椎損傷患者。此外，在Ginis等（2010）的研究中，其納入的文獻(xiàn)還包括相關(guān)調(diào)查研究。由于研究對(duì)象的特殊性和相關(guān)文獻(xiàn)的納入，會(huì)導(dǎo)致研究者無(wú)法確定地做出關(guān)于身體活動(dòng)影響主觀幸福感的結(jié)論。

縱觀已有身體活動(dòng)和主觀幸福感的元分析，會(huì)發(fā)現(xiàn)其存在一些不足。首先，大多數(shù)研究關(guān)注的是特殊人群的幸福感體驗(yàn)，忽視了普通人群的數(shù)據(jù)。其次，將主觀幸福感作為一個(gè)多維概念進(jìn)行元分析的文獻(xiàn)較少。第三，相關(guān)數(shù)據(jù)和實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)混合，缺乏專門實(shí)驗(yàn)研究的證據(jù)。最后，元分析文獻(xiàn)中缺乏中文研究的數(shù)據(jù)。基于以上不足，本研究將通過(guò)4方面來(lái)進(jìn)行克服。首先，研究納入普通人群和特殊人群數(shù)據(jù)，進(jìn)行總體元分析。其次，為了明確身體活動(dòng)和主觀幸福感兩者之間的因果關(guān)系，本研究?jī)H采用實(shí)驗(yàn)研究的數(shù)據(jù)。第三，以主觀幸福感的具體指標(biāo)為依據(jù)，獲取充分的數(shù)據(jù)，力求對(duì)身體活動(dòng)影響主觀幸福感的全貌做出判別。第四，為了使研究結(jié)論具有跨文化性，本研究也將選取中文研究數(shù)據(jù)進(jìn)行元分析。研究假設(shè)（H1）：身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感存在顯著的正向影響。

在對(duì)身體活動(dòng)影響主觀幸福感主效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)的同時(shí)，本研究還將對(duì)影響兩者之間效應(yīng)大小的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，這也是本研究的第二個(gè)目的。在對(duì)已有文獻(xiàn)分析的基礎(chǔ)上，選取了鍛煉頻率、鍛煉時(shí)間、干預(yù)周期、干預(yù)內(nèi)容、年齡、健康狀況、研究質(zhì)量7個(gè)變量進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

1.鍛煉頻率。鍛煉頻率指的是個(gè)體每周參與運(yùn)動(dòng)的次數(shù)。在國(guó)內(nèi)、外相關(guān)運(yùn)動(dòng)指南中，對(duì)鍛煉頻率的建議是每周3次。也就是說(shuō)，只有每周運(yùn)動(dòng)達(dá)到3次，才能取得好的健身效果。Reed和Buck（2009）也發(fā)現(xiàn)，鍛煉頻率在3次以上的效果量要顯著大于每周3次及3次以下的效果量。因此，本研究將納入文獻(xiàn)分為“3次以下、3次、3次以上”3個(gè)組別。研究假設(shè)（H2）：3次以上鍛煉組，身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感影響的效應(yīng)最大。

2.鍛煉時(shí)間。鍛煉時(shí)間指的是每次鍛煉的時(shí)間量。關(guān)于鍛煉時(shí)間，Berger等（2000）建議，在提高個(gè)體積極情感水平上，20～30min是一個(gè)時(shí)間閾值。此外，Petruzzello等（1991）也發(fā)現(xiàn)，在運(yùn)動(dòng)降低個(gè)體焦慮方面，21～30min是最佳的時(shí)間量，其所產(chǎn)生的效果量（d＝0.41）要顯著大于短時(shí)間的效果量（d＝0.04）。在先前分類基礎(chǔ)上，本研究將納入文獻(xiàn)分為“30min以內(nèi)（包括30min）、30～45 min（包括45min）、45min以上”3個(gè)組別。研究假設(shè)（H3）：30min以內(nèi)組，身體活動(dòng)影響主觀幸福感的效果量最大。

3.干預(yù)周期。以往研究認(rèn)為，干預(yù)周期控制在12周以內(nèi)起到的鍛煉效果最好。Brown等（2013）建議，如要有效降低抑郁，干預(yù)時(shí)間應(yīng)控制在12周以內(nèi)。Herring等（2010）發(fā)現(xiàn)，在降低病人的焦慮方面，3～12周的鍛煉效果要好于12周以上的干預(yù)。Reed和Buck（2009）也發(fā)現(xiàn)，10～12周的干預(yù)在積極情感改善上產(chǎn)生的效果最好，13周以上的干預(yù)產(chǎn)生的效果最小?；谙惹胺诸?，本研究將納入文獻(xiàn)分為“9周以內(nèi)、10～12周、13周以上”3個(gè)組別。研究假設(shè)（H4）：10～12周組，身體活動(dòng)影響主觀幸福感的效果量最大。

4.干預(yù)內(nèi)容。干預(yù)內(nèi)容是影響鍛煉效果的一個(gè)重要因素。有研究顯示，有氧鍛煉的效果要優(yōu)于其他鍛煉方式。Netz等（2005）元分析發(fā)現(xiàn)，在影響老年人幸福感方面，有氧訓(xùn)練（Aerobic）取得了最佳的效果，其次是抗阻訓(xùn)練（Resistive），最后是健美體操（Calisthenics）。在先前分類基礎(chǔ)上，本研究將納入文獻(xiàn)分為“有氧鍛煉、抗阻訓(xùn)練、健美體操、混合鍛煉”4個(gè)組別。研究假設(shè)（H5）：有氧鍛煉組，身體活動(dòng)影響主觀幸福感的效果量最大。

5.年齡。在已有元分析研究中，大多數(shù)研究不支持年齡作為身體活動(dòng)影響主觀幸福感的調(diào)節(jié)變量。如Herring等（2012）將研究文獻(xiàn)分為“小于30歲、30～60歲、大于60歲”3個(gè)組別，發(fā)現(xiàn)組別之間不存在效果量上的顯著差異。此外，Conn等（2009）的研究也發(fā)現(xiàn)，雖然身體活動(dòng)能夠提高個(gè)體的生活質(zhì)量，但不同年齡組別之間卻沒有顯著性差異。本研究將納入文獻(xiàn)分為“25歲以下、25～54歲、55歲以上”3個(gè)組別。研究假設(shè)（H6）：不存在年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)，即3個(gè)組別在效果量上不具有顯著性差異。

6.健康狀況。理論上來(lái)說(shuō)，身體健康狀況差的個(gè)體在鍛煉干預(yù)上的收益要大于身體健康的個(gè)體，因?yàn)樗麄冇懈鼜V的提升空間，這可以從以往元分析中得到證實(shí)。Gillison等（2009）按照干預(yù)目的將研究分為“身體康復(fù)、疾病管理、健康提升”三組，元分析發(fā)現(xiàn)，在提高總體生活質(zhì)量方面，以身體康復(fù)為目的的個(gè)體在干預(yù)上取得了最大的效果。依據(jù)被試身體情況，本研究將納入文獻(xiàn)分為“健康組、非健康組”兩個(gè)類別。研究假設(shè)（H7）：非健康組，身體活動(dòng)影響主觀幸福感的效果量最大。

7.研究質(zhì)量。研究質(zhì)量是評(píng)價(jià)研究規(guī)范程度的指標(biāo)，本研究用偏倚風(fēng)險(xiǎn)程度來(lái)代替，偏倚風(fēng)險(xiǎn)越低，研究質(zhì)量越高。有元分析顯示，高質(zhì)量的研究，身體活動(dòng)產(chǎn)生的效應(yīng)要大。Brown等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，研究質(zhì)量在5分以上的效果量為g＝0.38，4分以下的效果量為g＝0.15，兩組之間具有顯著性差異。此外，也有一些研究間接證實(shí)了高質(zhì)量研究的大效果量。Reed和Ones（2006）發(fā)現(xiàn)，已發(fā)表文獻(xiàn)的效果量幾乎為未發(fā)表文獻(xiàn)效果量的2倍。本研究將納入文獻(xiàn)分為“低度偏倚風(fēng)險(xiǎn)、中度偏倚風(fēng)險(xiǎn)、高度偏倚風(fēng)險(xiǎn)”3個(gè)組別。研究假設(shè)（H8）：低度偏倚風(fēng)險(xiǎn)組，身體活動(dòng)影響主觀幸福感的效果量最大。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)獲取

本研究主要通過(guò)對(duì)中國(guó)知網(wǎng)、萬(wàn)方、維普和ISI、Google Scholar、Medline、PsycINFO數(shù)據(jù)庫(kù)中的相關(guān)文獻(xiàn)（1990—2014）進(jìn)行檢索。身體活動(dòng)的關(guān)鍵詞包括physical activity、sport、exercise、fitness、training、Tai－Chi、yoga、身 體 活 動(dòng)、運(yùn)動(dòng)、鍛煉、體力活動(dòng)、太極、瑜伽；主觀幸福感的關(guān)鍵詞包括subjective well－being、quality of life（QOL）、life satisfaction、affect、mood、anxiety、depression、vigor、energy、happiness、主 觀幸福感、情感、生活滿意感、焦慮、抑郁、心境。在收集過(guò)程中，部分文獻(xiàn)通過(guò)館際互借和文獻(xiàn)傳遞方式獲得。

經(jīng)初步檢索，共獲得2 838篇文獻(xiàn)，其中相關(guān)研究文獻(xiàn)322篇，潛在元分析文獻(xiàn)62篇；最終有41篇文獻(xiàn)納入到元分析中，其中中文文獻(xiàn)9篇，英文文獻(xiàn)32篇（圖1）。文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)：1）研究采用實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，如隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)或前－后測(cè)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)；2）身體活動(dòng)作為單獨(dú)干預(yù)方式而非組合干預(yù)方式中的一種；3）在結(jié)果變量中，至少包括一個(gè)主觀幸福感指標(biāo)；4）有足夠多的數(shù)據(jù)，進(jìn)而能夠?qū)πЧ浚‥ffect Size）進(jìn)行計(jì)算；5）干預(yù)周期不少于4周。

2.2 研究質(zhì)量評(píng)估

根據(jù)循證醫(yī)學(xué)綜述指南（Cochrane Reviewers’Handbook）建議［28］，選取5個(gè)指標(biāo)對(duì)文獻(xiàn)效度進(jìn)行評(píng)估。1）選擇偏倚（Selection bias）：是否遵循一定的程序?qū)⒈辉囯S機(jī)分組；2）實(shí)施偏倚（Performance bias）：實(shí)驗(yàn)者是否知曉被試分組情況，有無(wú)故意偏向；3）失訪偏倚（Losses to follow up）：失蹤者是否同質(zhì)，失蹤比例大??；4）結(jié)局評(píng)價(jià)（Outcome assessment）：結(jié)果評(píng)估者是否知曉研究假設(shè)；5）意向性分析（Intention to treat）：是否對(duì)失蹤者進(jìn)行原因分析。

圖1 本研究文獻(xiàn)納入過(guò)程示意圖Figure 1. Article Selection Process

根據(jù)對(duì)文獻(xiàn)效度指標(biāo)的評(píng)估，本研究將已有文獻(xiàn)分為低度偏倚風(fēng)險(xiǎn)（達(dá)到5個(gè)標(biāo)準(zhǔn)）、中度偏倚風(fēng)險(xiǎn)（達(dá)到3～4個(gè)標(biāo)準(zhǔn)）和高度偏倚風(fēng)險(xiǎn)（低于3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)）。本研究中5個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)權(quán)重相同，無(wú)輕重之分。由兩名研究者根據(jù)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)獨(dú)立對(duì)納入文獻(xiàn)進(jìn)行評(píng)估，每個(gè)研究者分別進(jìn)行兩輪評(píng)價(jià)，如結(jié)果出現(xiàn)不一致，通過(guò)與第三方進(jìn)行討論解決。

2.3 數(shù)據(jù)編碼

根據(jù)研究需要對(duì)納入文獻(xiàn)進(jìn)行數(shù)據(jù)編碼，編碼內(nèi)容包括被試數(shù)量、被試人群、測(cè)量工具、年齡、干預(yù)內(nèi)容、干預(yù)強(qiáng)度、干預(yù)時(shí)間、干預(yù)頻率、干預(yù)周期和計(jì)算效果量的相關(guān)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)編碼（表1）由兩名研究者獨(dú)立評(píng)價(jià)，如在編碼階段發(fā)生分歧則會(huì)同第三方對(duì)分歧數(shù)據(jù)進(jìn)行討論解決。

2.4 數(shù)據(jù)分析計(jì)算

由于主觀幸福感測(cè)量工具的不同，本研究采用標(biāo)準(zhǔn)均差（SMD）及其95%置信區(qū)間（CI）。本研究中效果量計(jì)算用Cohen’sd來(lái)表示，在對(duì)兩獨(dú)立組平均數(shù)之差的顯著性進(jìn)行t檢驗(yàn)時(shí)，d是實(shí)驗(yàn)組平均數(shù)和對(duì)照組平均數(shù)之差與實(shí)驗(yàn)組同控制組組內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差的比率。

其中，d為效果量，Me為實(shí)驗(yàn)組平均數(shù)，Mc為對(duì)照組平均數(shù)，Sw為實(shí)驗(yàn)組與控制組組內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差的總和，其具體計(jì)算公式：

根據(jù)Cohen（1988）的建議，當(dāng)d＝0.3為小效果量；d＝0.5為中效果量；d＝0.8為大效果量。如果身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感（如積極情感和生活滿意度）有積極的影響，效果量為正值；如果身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感有消極的影響，則效果量為負(fù)值。需要注意的是，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的統(tǒng)一性（即正值表示起到積極效果，負(fù)值表示起到消極效果），本研究在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中將消極情緒數(shù)據(jù)做了反向化處理，具體操作步驟見Netz等（2005）。

本研究運(yùn)用Review Manager 5.2統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行元分析。由于研究質(zhì)量、干預(yù)類型和時(shí)間以及被試特征上的差異，研究之間可能會(huì)出現(xiàn)臨床上的異質(zhì)性。所以，首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn)。當(dāng)研究的異質(zhì)性由抽樣誤差所造成，可認(rèn)為研究間具有同質(zhì)性，采用固定效應(yīng)模型（fixed effects model）；當(dāng)研究異質(zhì)時(shí)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型（random effects model）。在本研究中，通過(guò)χ2檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)間存在異質(zhì)性。因此，本研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型來(lái)對(duì)效果量進(jìn)行元分析。隨機(jī)效應(yīng)模型考慮各研究間的變異，以研究?jī)?nèi)和研究間方差（between－study variance ） 或 稱 為 共 同 研 究 方 差 （pooled study variance）和的倒數(shù)為權(quán)重計(jì)算結(jié)合效應(yīng)值［14］。

3 研究結(jié)果

3.1 研究特征

本次元分析共納入41篇文獻(xiàn)，其中，9篇中文文獻(xiàn)，32篇英文文獻(xiàn)，產(chǎn)生了101個(gè)效果量，3 598名被試，單個(gè)研究被試人數(shù)在14～537之間，平均年齡在19～76歲之間。在主觀幸福感評(píng)價(jià)方面，共有15種測(cè)量工具，主要有SF－36、PANA、GWBS、POMS以及自編問(wèn)卷5種。被試人群構(gòu)成較為多樣化，以女性居多（表1），如女大學(xué)生、肥胖女性、低身體活動(dòng)中年女性，此外，還包括老年人、大學(xué)生、抑郁患者、風(fēng)濕關(guān)節(jié)炎患者、肌纖維痛患者等。干預(yù)內(nèi)容以有氧運(yùn)動(dòng)為主，如跑步、瑜伽、舞蹈、籃球，此外，還包括抗阻訓(xùn)練、力量訓(xùn)練等方式。每次身體活動(dòng)干預(yù)時(shí)間在20～90min之間。整個(gè)干預(yù)周期方面有些是短周期，如5周；有些則是長(zhǎng)周期，如32周。在研究設(shè)計(jì)方面，共有32篇文獻(xiàn)采用的是隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，9篇文獻(xiàn)采用的是前－后測(cè)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。在文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)估方面（表2），有3篇文獻(xiàn)達(dá)到了低度偏倚風(fēng)險(xiǎn)，12篇文獻(xiàn)達(dá)到了中度偏倚風(fēng)險(xiǎn)，26篇文獻(xiàn)達(dá)到了高度偏倚風(fēng)險(xiǎn)。

表1 本研究納入研究基本特征一覽表Table 1 The Basic Characteristics of Included Studies

續(xù)表1

表2 本研究納入研究方法學(xué)質(zhì)量一覽表Table 2 Methodological Quality of Included Studies

3.2 整體效應(yīng)檢驗(yàn)

從整體上檢驗(yàn)身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感的預(yù)測(cè)效應(yīng)。首先，對(duì)納入研究的效果量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。一項(xiàng)研究中可能存在多個(gè)效果量，如果這種情況發(fā)生，則把每一個(gè)效果量作為獨(dú)立樣本進(jìn)行處理，效果量的選取依據(jù)表3中主觀性幸福感的指標(biāo)。為了使元分析中所產(chǎn)生的效果量更具有代表性，去除了效果量中的極端值。當(dāng)處于兩端的效果量與相鄰效果量之間相差大于兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，就將其定義為極端值［4］。最終，41篇文獻(xiàn)共有101個(gè)效果量納入到元分析中（表3）。

其次，對(duì)納入文獻(xiàn)進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn)。同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯著（I2＝80%，P＜0.001；表4），說(shuō)明本研究的效果量不是來(lái)自同一總體，存在潛在的調(diào)節(jié)變量可以解釋效果量之間的差異。

最后，對(duì)納入研究效果量進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型檢驗(yàn)。從表4可以看出，身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感影響的整體效應(yīng)值為d＝0.51，達(dá)到中效果量。也就是說(shuō)，身體活動(dòng)可以解釋主觀幸福感9%的總變異量，95%置信區(qū)間（0.40，0.62）。這一數(shù)據(jù)表明，身體活動(dòng)干預(yù)措施取得了好的效果，研究假設(shè)H1得到支持。

表3 本研究效果量分布一覽表Table 3 Distribution Table of Effect Size

表4 本研究身體活動(dòng)與主觀幸福感關(guān)系的元分析一覽表Table 4 The Meta－analysis of Relationship Between Physical Activity and Subjective Well－being

3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

除了總體上檢驗(yàn)身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感的影響外，本研究還對(duì)影響兩者之間關(guān)系的調(diào)節(jié)變量做了檢驗(yàn)。具體來(lái)說(shuō)，本研究對(duì)鍛煉頻率、鍛煉時(shí)間、干預(yù)周期、干預(yù)內(nèi)容、年齡、健康狀況、研究質(zhì)量這7個(gè)變量進(jìn)行了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（表5）。從表5可以看出，本研究中假設(shè)H6得到了支持，其余假設(shè)沒有得到驗(yàn)證。

表5 本研究身體活動(dòng)影響主觀幸福感元分析的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)一覽表Table 5 The Moderating Effect Test of Meta－analysis Between Physical Activity and Subjective Well－being

在鍛煉頻率方面，身體活動(dòng)在3個(gè)亞組上對(duì)主觀幸福感都產(chǎn)生了顯著效應(yīng)，3個(gè)組別的效應(yīng)值在差異上具有顯著性（x2＝10.73，P＝0.005）。每周進(jìn)行3次身體活動(dòng)干預(yù)的亞組產(chǎn)生了最大效果量（d＝0.66），其次是每周活動(dòng)3次以上的亞組（d＝0.47），最后是每周活動(dòng)小于3次的亞組（d＝0.25）。

在鍛煉時(shí)間上，身體活動(dòng)在3個(gè)組別上對(duì)主觀幸福感都產(chǎn)生了顯著效應(yīng)，并且3個(gè)組別的效應(yīng)值在差異上具有顯著性（x2＝10.55，P＝0.005）。其中，每次鍛煉在30～45min的亞組產(chǎn)生了最大的效果量（d＝0.71），其次是45 min以上的亞組（d＝0.54），最后是每次鍛煉30min以內(nèi)的亞組（d＝0.20）。

在干預(yù)周期方面，元分析結(jié)果顯示，身體活動(dòng)在3個(gè)組別上對(duì)主觀幸福感都產(chǎn)生了顯著效應(yīng)。雖然13周以上干預(yù)組產(chǎn)生的主觀幸福感效應(yīng)值最大（d＝0.57），但經(jīng)檢驗(yàn)，3個(gè)組別在效應(yīng)值差異上不具有顯著性（P＝0.70）。

在干預(yù)內(nèi)容方面，除抗阻訓(xùn)練組的身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感沒有產(chǎn)生顯著效應(yīng)外（P＝0.06），其余訓(xùn)練方式都對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生了顯著效應(yīng)。其中，有氧訓(xùn)練產(chǎn)生的效果量最大（d＝0.52），其次是健美體操（d＝0.50），效果量最小的是混合方式（d＝0.41）。但需要注意的是，以上3個(gè)組別在效應(yīng)值的差異上不具有顯著性（P＝0.87）。

關(guān)于年齡，元分析結(jié)果顯示，不論哪個(gè)組別，身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感都產(chǎn)生了顯著影響。55歲以上產(chǎn)生的效果量最大（d＝0.74），其次是25～54歲（d＝0.48），最后是25歲以下（d＝0.46），但這3個(gè)組別在效果量的差異上不具有顯著性（P＝0.46）。

將納入文獻(xiàn)分為“健康、非健康”兩組，元分析結(jié)果顯示，兩組研究被試的身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感都產(chǎn)生了顯著影響。但這兩組研究在效果量的差異上不具有顯著性（P＝0.97）

在研究質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)方面，元分析結(jié)果顯示，在這3個(gè)組別上，身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感的影響都達(dá)到了顯著效應(yīng)，但3個(gè)組別在效果量的差異上不具有顯著性（P＝0.91）。

4 討論

本研究的主要目的是從總體上檢驗(yàn)身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感的影響。普遍認(rèn)為，收入、人格、婚姻、受教育程度等 會(huì)影 響 到 個(gè) 體 的 主 觀 幸 福 感［35，36］。 然 而 ，身 體 活 動(dòng)（physical activity）在相關(guān)綜述性文章中卻一直沒有得到足夠的重視［13］。通過(guò)對(duì)近十年來(lái)國(guó)內(nèi)、外的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行元分析，本研究證實(shí)，參與一定的身體活動(dòng)能夠提高個(gè)體的主觀幸福感，達(dá)到中等效果量（d＝0.52）。此結(jié)果與Ginis等（2010）的元分析效果量大小相同，與Netz等（2005）的效果量大小有差異。Ginis等（2010）的效果量為r＝0.38①元分析中，r＝0.3即為中效果量，可以解釋9%的總變異率。，Netz等（2005）的效果量為d＝0.24。Ginis等（2010）和Netz等（2005）的元分析雖然采用的也是主觀幸福感的多維概念，但這兩項(xiàng)研究都是基于特殊人群所做出的結(jié)論，其外部效度會(huì)受到限制。本研究與以往研究的不同之處在于納入了多種人群的數(shù)據(jù)，既包括健康人群，也包括非健康人群，通過(guò)這些數(shù)據(jù)得出的結(jié)論會(huì)更具有說(shuō)服力。

本研究的第2個(gè)目的是對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。當(dāng)變量X和變量Y之間的關(guān)系受到變量M影響的時(shí)候，變量M就被稱為調(diào)節(jié)變量。過(guò)去有關(guān)身體活動(dòng)和主觀幸福感研究出現(xiàn)結(jié)論不一致的一個(gè)重要原因，就是這兩者之間存在潛在的調(diào)節(jié)變量，從而導(dǎo)致研究者無(wú)法準(zhǔn)確判斷這兩者之間的關(guān)系。通過(guò)對(duì)調(diào)節(jié)變量的分析，可以發(fā)現(xiàn)到底有哪些變量影響這兩者之間的關(guān)系，從而為身體活動(dòng)干預(yù)提供指導(dǎo)性建議。在鍛煉特征方面，Reed和Buck（2009）建議要想有效地通過(guò)身體活動(dòng)提高積極情緒，個(gè)體至少要參加10～12周的身體活動(dòng)，每次活動(dòng)時(shí)間在30～35min，每周參加3～5次，身體活動(dòng)強(qiáng)度保持在低水平（30%最大心率）。Herring等（2010）則認(rèn)為，在降低病人的焦慮水平方面，每次不超過(guò)30min，總干預(yù)周期不超過(guò)12周的身體活動(dòng)起到的效果最好。Arent等（2000）關(guān)于身體活動(dòng)的建議是每周不超過(guò)3次的低強(qiáng)度運(yùn)動(dòng)，鍛煉時(shí)間自選，總鍛煉時(shí)間控制在6周以內(nèi)。與上述結(jié)果不同的是，本次元分析發(fā)現(xiàn)，要想達(dá)到最佳的身體活動(dòng)干預(yù)效果，每周應(yīng)該進(jìn)行3次身體活動(dòng)，鍛煉時(shí)間控制在31～45 min。值得注意的是，本研究發(fā)現(xiàn)，參與抗阻訓(xùn)練的個(gè)體，身體活動(dòng)對(duì)主觀幸福感沒有產(chǎn)生顯著影響。雖然有先前的研究證據(jù)支持［55］，但不能就此得出結(jié)論認(rèn)為參加抗阻訓(xùn)練對(duì)個(gè)體的主觀幸福感提升沒有影響。在本研究中，抗阻訓(xùn)練的6個(gè)獨(dú)立樣本數(shù)據(jù)僅來(lái)自3項(xiàng)研究，從少量研究得出的結(jié)論可能會(huì)具有偏差性，未來(lái)研究中應(yīng)納入更多的研究數(shù)據(jù)來(lái)對(duì)抗阻訓(xùn)練和主觀幸福感之間的關(guān)系進(jìn)行探索。

除了對(duì)鍛煉特征進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)外，本研究還對(duì)被試特征（年齡和健康狀況）進(jìn)行了調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。過(guò)去的元分析認(rèn)為，年齡在身體活動(dòng)和主觀幸福感關(guān)系上存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。Netz等（2005）發(fā)現(xiàn)，隨著年齡的增加，身體活動(dòng)所產(chǎn)生的積極心理效果在逐漸減少。Brown等（2013）也發(fā)現(xiàn)，在降低抑郁方面，13歲以上組的效果量要大于13歲以下組。與以上兩項(xiàng)研究結(jié)果不同的是，本次元分析發(fā)現(xiàn)年齡沒有影響到身體活動(dòng)和主觀幸福感兩者之間關(guān)系的強(qiáng)度，這同 Herring等（2010）的元分析結(jié)果一致。關(guān)于健康狀況的調(diào)節(jié)效應(yīng)，與Arent等（2000）的元分析結(jié)果一致，本研究發(fā)現(xiàn)，健康狀況并沒有影響到身體活動(dòng)和主觀幸福感之間的關(guān)系。這是一個(gè)很有意思的發(fā)現(xiàn)，因?yàn)?，從理論上?lái)講，健康狀況差的個(gè)體由于身心健康水平比普通個(gè)體低，其收益的空間會(huì)更大，效果量也應(yīng)該更大，但本次元分析卻沒有發(fā)現(xiàn)這種現(xiàn)象。未來(lái)研究可以通過(guò)多種方法來(lái)對(duì)這個(gè)現(xiàn)象進(jìn)行探討。

最后，本次元分析還對(duì)研究質(zhì)量進(jìn)行了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。與假設(shè)H8相反，本研究發(fā)現(xiàn)，不同質(zhì)量組之間，身體活動(dòng)與主觀幸福感的效果量并沒有顯著性差異。造成這種結(jié)果的原因可能有：第一，研究質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)導(dǎo)致，本文中研究質(zhì)量的評(píng)價(jià)僅僅依據(jù)偏倚風(fēng)險(xiǎn)程度，這種單一的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)可能會(huì)使評(píng)價(jià)質(zhì)量發(fā)生偏差，未來(lái)研究應(yīng)加入其他指標(biāo)并考慮不同權(quán)重進(jìn)行檢驗(yàn)；第二，這種差異可能確實(shí)不存在。身體活動(dòng)影響主觀幸福感的機(jī)制更多地涉及到個(gè)體的生理、心理變化。盡管不同的實(shí)驗(yàn)操作可能會(huì)影響到部分變量的指標(biāo)大小，但總體上來(lái)說(shuō)，個(gè)體的生理和心理變化具有穩(wěn)定的變化規(guī)律，不會(huì)受到研究質(zhì)量的影響。

研究不足與展望。首先，某些調(diào)節(jié)分析的樣本較少，在這些樣本基礎(chǔ)上得出的結(jié)論可能會(huì)存在偏差，未來(lái)研究應(yīng)該納入更多的實(shí)證研究作為支撐條件，力求得出更科學(xué)的結(jié)論。其次，為了使研究結(jié)論更有說(shuō)服力，本研究?jī)H僅選取了實(shí)驗(yàn)研究數(shù)據(jù)，沒有納入相關(guān)研究數(shù)據(jù)。未來(lái)研究可以將相關(guān)數(shù)據(jù)和實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)同時(shí)納入，進(jìn)而比較實(shí)驗(yàn)研究和相關(guān)研究的效果量大小。第三，本次元分析僅對(duì)7個(gè)相關(guān)變量做了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，未來(lái)研究可探討性別和鍛煉強(qiáng)度是否會(huì)影響到身體活動(dòng)和主觀幸福感的關(guān)系。

5 結(jié)論

本研究發(fā)現(xiàn)，身體活動(dòng)干預(yù)能夠提高個(gè)體的主觀幸福感，達(dá)到中效果量d＝0.51。也就是說(shuō)，身體活動(dòng)可以解釋主觀幸福感9%的總變異量。它們之間關(guān)系的強(qiáng)度受到鍛煉時(shí)間、鍛煉頻率的影響?；谠治鰯?shù)據(jù)結(jié)果，建議在提高個(gè)體主觀幸福感方面，運(yùn)動(dòng)干預(yù)是一個(gè)經(jīng)濟(jì)合理的選擇。具體來(lái)說(shuō)，每周3次、每次30～45min的身體活動(dòng)產(chǎn)生的效果最好。

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