馬愛民，顏 軍，傅 建，何 勇，龔江泳

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體育鍛煉促進心理健康的心理機制研究

馬愛民1，顏 軍2，傅 建2，何 勇1，龔江泳1

（1. 南通大學(xué) 體育科學(xué)學(xué)院，江蘇 南通 226019；2. 揚州大學(xué) 體育學(xué)院，江蘇 揚州 225127）

采用體育活動等級量表、身體自尊量表、一般自我效能感量表和中國大學(xué)生心理健康量表對731名大學(xué)新生進行測量。結(jié)果表明：體育鍛煉量、鍛煉持續(xù)性、鍛煉項目分別對大學(xué)新生身體自尊、自我效能感和心理健康的主效應(yīng)顯著（P<0.05），體育鍛煉量與鍛煉持續(xù)性、體育鍛煉量與鍛煉項目分別對身體自尊和自我效能感的交互效應(yīng)顯著（P<0.05）；中介作用檢驗和結(jié)構(gòu)方程模型分析表明，身體自尊和自我效能感在體育鍛煉促進心理健康中分別起完全中介作用和不完全中介作用，運動積極體驗包含了身體自尊和自我效能感，并在體育鍛煉促進心理健康中起不完全中介作用，同時體育鍛煉量與鍛煉持續(xù)性在此過程中存在交互效應(yīng)。

體育鍛煉；心理健康；心理機制；大學(xué)新生

體育鍛煉對人們心理健康的促進效益尤其是對焦慮和抑郁水平的降低、認知功能的改善和生活滿意感的提高均得到了證實。Dunn和Harvey等研究發(fā)現(xiàn)通過嚴(yán)格控制的運動干預(yù)實驗?zāi)苡行Ы档湾憻捜巳阂钟艉徒箲]情緒[1,2]；Sumic等研究發(fā)現(xiàn)每周4小時以上的運動可改善老年人認知功能[3]；Davis等研究發(fā)現(xiàn)高有氧鍛煉干預(yù)對超重兒童執(zhí)行控制能力的表現(xiàn)有顯著影響[4]；Rich等研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)常參加課外鍛煉的學(xué)生在生活滿意度各領(lǐng)域的表現(xiàn)均高于不參加課外鍛煉的學(xué)生[5]。然而在分析體育鍛煉與心理健康關(guān)系的研究成果時發(fā)現(xiàn)以下幾方面有待深入探討：第一，已有研究以單因素或相關(guān)性較少，主要探索兩者因果關(guān)系的實證性研究也僅是通過心境、主觀幸福感、自我效能感、身體自尊等個別心理中介變量來考察體育鍛煉對心理健康的影響路徑，系統(tǒng)考察這些心理中介變量的作用機制研究的不足，可以通過整合有關(guān)心理中介變量，構(gòu)建體育鍛煉促進心理健康的心理機制模型，以挖掘心理機制的機理和規(guī)律；第二，已有研究考察體育鍛煉對心理健康的影響主要從體育鍛煉量（包括鍛煉強度、鍛煉頻率、一次鍛煉時間）、鍛煉持續(xù)性以及鍛煉項目對心理健康的主效應(yīng)出發(fā)，較少考察上述體育鍛煉變量之間的交互效應(yīng)，使得在解釋體育鍛煉的心理效益時存在片面性，因此，通過考察體育鍛煉諸變量之間的交互效應(yīng)來全面分析鍛煉的心理效益；第三，目前心理健康在國內(nèi)廣泛使用的測量工具——癥狀自評量表（SCL-90）是醫(yī)生評定病人癥狀的一種工具，主要用于臨床研究特別是精神衛(wèi)生領(lǐng)域。當(dāng)研究對象為大學(xué)生而非精神疾病患者時，其評定效果能否真實有效地反映出大學(xué)生心理健康狀況值得商榷[6]，因此，在研究大學(xué)生心理健康時應(yīng)選用更為合適、更具針對性的測量工具以確保研究的科學(xué)性和準(zhǔn)確性。

身體自尊是與社會評價密切相關(guān)的“個體對自我身體的不同方面的滿意或不滿意感”[7]。研究表明，身體自尊是預(yù)測人們參與體育鍛煉和檢測鍛煉后心理效益的重要變量[8,9]。自我效能感是Bandrua社會認知理論的重要概念，是指人們對自己實現(xiàn)特定領(lǐng)域行為目標(biāo)所需能力的信心或信念[10]。越來越多的研究將自我效能感作為影響心理健康的重要指標(biāo)[11,12]。此外，在體育運動領(lǐng)域的研究表明，不同體育鍛煉變量（包括項目、時間、頻率、強度和持續(xù)時間）對心理健康的影響效果也各不相同[13-15]。因此，本研究基于已有研究成果提出以下研究假設(shè)：一是身體自尊和自我效能感是體育鍛煉促進心理健康的重要心理中介變量；二是不同體育鍛煉變量對心理健康及其心理中介變量存在主效應(yīng)和交互效應(yīng)；三是身體自尊和自我效能感可視為運動積極體驗，這可能是體育鍛煉促進心理健康的心理機制。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

從南通、揚州、蘇州和淮安4所高校的文學(xué)院、理學(xué)院、教育科學(xué)學(xué)院、機械工程學(xué)院、建筑工程學(xué)院、藝術(shù)學(xué)院、外國語學(xué)院、商學(xué)院、化學(xué)化工學(xué)院和政治學(xué)院中隨機選取800名一年級學(xué)生作為研究對象。問卷由輔導(dǎo)員和體育教師共同組織學(xué)生填寫，共發(fā)放問卷800份，回收有效問卷731份，有效回收率為91.4%。其中男生321例，女生410例，年齡19~21歲，平均年齡20±2歲；文史哲類332例，理工類399例。

1.2 工具

中國大學(xué)生心理健康量表（CCSMHS）[16]共104個條目，12個維度分別為軀體化、焦慮、抑郁、自卑、偏執(zhí)、強迫、社交退縮、社交攻擊、性心理、依賴、沖動和精神病傾向，按出現(xiàn)頻率從1（沒有）~5（總是）進行5級計分，分數(shù)越高說明癥狀越明顯，該量表的Cronbach α系數(shù)為0.94，信度、效度較高。

大學(xué)生身體自尊量表（PSPP）[17]共30個條目，包含1個主量表身體自我價值感和4個分量表運動技能、身體狀況、身體吸引力、力量，采用從1（完全符合）~4（有些符合）的4級計分，分數(shù)越高說明身體自尊水平越高，量表的Cronbachα系數(shù)為0.89，信度、效度較高。

自我效能感量表（GSES）[18]共10個條目，為單維量表，采用從1（完全不正確）~4（完全正確）的4級計分，得分越高說明自我效能感水平越高，量表的Cronbach α系數(shù)為0.80，信度、效度較高。

體育活動等級量表（PARS-3）[19]共3個條目，從體育鍛煉的強度、頻率和一次鍛煉的時間3個方面來考察鍛煉者最近一個月內(nèi)的體育鍛煉量，每個方面分為5個等級，以1~5級方式計分。體育鍛煉量得分=強度×（時間-1）×頻率，鍛煉等級標(biāo)準(zhǔn)為：小鍛煉量≤19分，中等鍛煉量20~42分，大鍛煉量≥43分。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.77。

1.3 統(tǒng)計方法

通過SPSS17.0和AMOS21.0軟件進行數(shù)據(jù)處理，研究中計量資料以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差表示。采用獨立樣本t檢驗和方差分析比較不同人口學(xué)特征、不同體育鍛煉變量大學(xué)新生身體自尊、自我效能感及心理健康得分差異；采用多因素方差分析考察不同體育鍛煉變量大學(xué)新生各量表得分的主效應(yīng)和交互效應(yīng)；采用Pearson相關(guān)分析和逐步回歸分析考察各變量之間的關(guān)系；采用AMOS22.0軟件進行模型構(gòu)建和驗證分析。

2 結(jié)果

2.1 不同體育鍛煉變量身體自尊、自我效能感、心理健康狀況的比較

由表1可知，不同鍛煉項目大學(xué)新生的體育鍛煉量、鍛煉持續(xù)性、身體自尊、自我效能感得分差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（<0.05）；不同鍛煉持續(xù)性大學(xué)新生的體育鍛煉量、身體自尊得分差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（<0.05）；不同鍛煉量大學(xué)新生的鍛煉持續(xù)性、身體自尊、自我效能感、心理健康得分差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（<0.05）。

表1 不同體育鍛煉變量身體自尊、自我效能感、心理健康狀況的比較

注：*<0.05，**<0.01，***<0.001，鍛煉持續(xù)性是指本學(xué)期鍛煉持續(xù)時間（以月為計量單位），下同。

表2 不同體育鍛煉變量身體自尊、自我效能感和心理健康狀況的多元方差比較

2.2 不同鍛煉變量身體自尊、自我效能感、心理健康狀況多元方差比較

由表2可知，體育鍛煉量在身體自尊、自我效能感（<0.05）和心理健康狀況（<0.01）方面的主效應(yīng)有統(tǒng)計學(xué)意義；鍛煉持續(xù)性在身體自尊（<0.05）的主效應(yīng)有統(tǒng)計學(xué)意義；鍛煉項目在身體自尊和自我效能感（<0.01）的主效應(yīng)有統(tǒng)計學(xué)意義；體育鍛煉量×鍛煉持續(xù)性在身體自尊上的交互效應(yīng)有統(tǒng)計學(xué)意義（<0.05）；體育鍛煉量×鍛煉項目在身體自尊（<0.01）和自我效能感（<0.05）上的交互效應(yīng)有統(tǒng)計學(xué)意義。

2.3 大學(xué)新生鍛煉行為、身體自尊、自我效能感、心理健康狀況的相關(guān)分析

Pearson相關(guān)分析顯示，體育鍛煉量與鍛煉持續(xù)性、鍛煉項目、身體自尊、自我效能感均呈正相關(guān)（=0.158~0.335，<0.01）、與心理健康呈負相關(guān)（=-0.173，<0.01）；鍛煉持續(xù)性與心理健康呈正相關(guān)（=0.177，<0.01）；身體自尊與自我效能感呈正相關(guān)（=0.438，<0.01）、與心理健康呈負相關(guān)（=-0.350，<0.01）；自我效能感與心理健康呈負相關(guān)（=-0.296，<0.01）。

2.4 大學(xué)新生身體自尊、自我效能感的中介作用檢驗

將心理健康作為因變量Y，體育鍛煉量X1、鍛煉持續(xù)性X2和鍛煉項目X3分別為自變量，身體自尊和自我效能感分別作為中介變量M1、M2，采用溫忠麟提出的中介效應(yīng)檢驗法進行分析[20]。第1步做體育鍛煉量對心理健康的回歸分析，得到通徑系數(shù)；第2步做體育鍛煉量對身體自尊的回歸分析，得到通徑系數(shù)；第3步納入身體自尊，做體育鍛煉量與身體自尊對心理健康的回歸分析，得到通徑系數(shù)和。據(jù)此可知：在第1步回歸分析中，體育鍛煉量負向預(yù)測心理健康（=-0.173，<0.01）；在第2步回歸分析中，體育鍛煉量正向預(yù)測身體自尊（=0.257，<0.01）；第3步將中介變量納入回歸方程，在控制身體自尊對心理健康影響的基礎(chǔ)上，體育鍛煉量對心理健康的回歸系數(shù)無統(tǒng)計學(xué)意義（=-0.089，>0.05），說明身體自尊在體育鍛煉量與心理健康之間發(fā)揮完全中介作用。同理可得，身體自尊在鍛煉持續(xù)性與心理健康之間起完全中介作用。對自我效能感的中介作用檢驗顯示，在控制了自我效能感對心理健康影響的基礎(chǔ)上，體育鍛煉量仍負向預(yù)測心理健康且回歸系數(shù)絕對值變小，說明自我效能感在體育鍛煉量與心理健康之間起不完全中介作用。對自我效能感在鍛煉持續(xù)性與心理健康之間的中介作用檢驗顯示，通徑系數(shù)c和b有統(tǒng)計學(xué)意義（<0.05），但通徑系數(shù)a無統(tǒng)計學(xué)意義（>0.05），經(jīng)Sobel檢驗所得Z=-0.37，=0.715，表明鍛煉持續(xù)性對心理健康有直接作用而無中介作用。此外，身體自尊、自我效能感在鍛煉項目與心理健康之間的中介作用和直接作用均無統(tǒng)計學(xué)意義（>0.05）。

2.5 體育鍛煉促進大學(xué)新生心理健康中介作用模型的驗證與分析

由表3可知，兩個模型的擬合指數(shù)都符合結(jié)構(gòu)方程模型的相關(guān)要求，近似誤差均方根RMSEA<0.05，這表明本研究的數(shù)據(jù)與建構(gòu)模型擬合度良好，結(jié)構(gòu)合理。

表3 身體自尊、自我效能感在體育鍛煉促進心理健康中介作用模型的擬合指數(shù)

表4 運動積極體驗的兩種中介作用模型擬合指數(shù)

2.6 體育鍛煉促進大學(xué)新生心理健康的心理機制模型構(gòu)建及驗證分析

在行為社會學(xué)領(lǐng)域，假設(shè)構(gòu)念（hypothetical construct）是一種特質(zhì)或抽象的概念，無法被直接測量或觀察得到的，只能間接地以量表或觀察得到的實際指標(biāo)數(shù)值來反映該構(gòu)念的特質(zhì)[21]。本研究嘗試通過假設(shè)構(gòu)念的方法將運動積極體驗視為潛在變量，將身體自尊和自我效能感視為潛在變量的觀察變量，構(gòu)建運動積極體驗在體育鍛煉促進心理健康的作用模型并對該模型進行驗證分析。根據(jù)本研究已有結(jié)果可構(gòu)建運動積極體驗的完全中介作用模型和不完全中介作用模型，模型擬合指數(shù)見表4。由表4可知，完全中介作用模型的擬合指數(shù)GFI和CFI系數(shù)≥1，存在違規(guī)估計現(xiàn)象，這表明，此模型適配度過度飽和且具有樣本獨異性，而不完全中介作用模型常用擬合指數(shù)符合相關(guān)要求，近似誤差均方根RMSEA<0.05。綜合比較可知，運動積極體驗在體育鍛煉促進心理健康的全中介作用模型適配度更優(yōu)良，模型結(jié)構(gòu)更科學(xué)合理。

3 討論

通過研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感在體育鍛煉促進大學(xué)新生心理健康狀況中起不完全中介作用，這一結(jié)果既支持了本研究提出的研究假設(shè)一，也與國內(nèi)外已有研究結(jié)果一致[23-25]，說明自我效能感在體育鍛煉與心理健康之間發(fā)揮著重要作用。還發(fā)現(xiàn)身體自尊在體育鍛煉促進大學(xué)新生心理健康狀況中起完全中介作用，這一結(jié)果支持了本研究提出的研究假設(shè)一，但與已有研究所得出的身體自尊在體育鍛煉促進心理健康狀況中起不完全中介作用的結(jié)論存在部分差異[26,27]。原因可能是已有研究主要從體育鍛煉的項目、頻率、強度、時間、持續(xù)性諸因素中的一至兩個因素來考察其對心理健康的影響，這種研究視角可能會割裂體育鍛煉的整體性，忽視了體育鍛煉行為諸因素之間的交互效應(yīng)，使得此類研究所得結(jié)果可能存在片面性。同時，體育鍛煉量、鍛煉項目、鍛煉持續(xù)性在影響大學(xué)新生心理健康及其心理中介變量時的主效應(yīng)均有統(tǒng)計學(xué)意義，其中，體育鍛煉量×鍛煉持續(xù)性、體育鍛煉量×鍛煉項目對心理中介變量的交互效應(yīng)也有統(tǒng)計學(xué)意義。這一結(jié)果基本支持了本研究提出的研究假設(shè)二。國外學(xué)者Weuve[28]等人進行的一項長達15年（1986—2001）的追蹤研究發(fā)現(xiàn)，長期有規(guī)律的體力活動有助于維持老年人的認知功能（心理健康），而且與最低體力活動的女性相比，最高體力活動的女性認知障礙的風(fēng)險降低20%?？梢?，體育鍛煉的心理健康效益在鍛煉量和鍛煉持續(xù)性的交互效應(yīng)下更為明顯，這一結(jié)果與本研究中結(jié)構(gòu)方程模型的分析結(jié)果一致。

圖1 運動積極體驗不完全中介作用路徑圖

鍛煉體驗是指個體在鍛煉中產(chǎn)生的各種主觀體驗，主要有自我效能感、身體自尊體驗、身體自我體驗等。通過假設(shè)構(gòu)念法將大學(xué)新生自我效能感和身體自尊視為潛在變量——運動積極體驗的觀察變量，借助結(jié)構(gòu)方程模型驗證分析發(fā)現(xiàn)，體育鍛煉可以直接作用于大學(xué)新生心理健康（路徑系數(shù)為-0.04），還可通過中介變量運動積極體驗間接作用于心理健康（路徑系數(shù)為-0.18），見圖1。

這一結(jié)果首先支持了體育鍛煉可以促進或改善大學(xué)新生心理健康狀況的結(jié)論[29-31]。其次，相較于體育鍛煉的直接心理效應(yīng)18.2%，運動積極體驗在體育鍛煉促進心理健康的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的81.8%，這說明體育鍛煉的間接心理效應(yīng)更為明顯，可見，人們在體育鍛煉中體驗到的刺激、快樂、舒暢等各種積極感是改善其心理健康狀況的關(guān)鍵所在。最后，運動積極體驗的成分確實包含了身體自尊和自我效能感體驗，這一結(jié)果支持了本研究提出的研究假設(shè)三。

4 研究不足與展望

本研究考察了體育鍛煉諸變量對身體自尊、自我效能感和心理健康的主效應(yīng)，以及諸變量之間的交互效應(yīng)，揭示了體育鍛煉促進心理健康的心理機制，但對鍛煉項目的分組可能存在偏差，這使鍛煉項目的交互效應(yīng)可能未能達到預(yù)期效果。

通過假設(shè)構(gòu)念的方法，整合大學(xué)新生身體自尊和自我效能感，發(fā)現(xiàn)運動積極體驗與體育運動促進大學(xué)新生心理健康存在中介效應(yīng)，但對于運動積極體驗的結(jié)構(gòu)及組成成分尚需深入挖掘并逐一驗證，并進而編制出有針對性的測量工具。

[1] Dunn A L, Trivedi M H, Kampert J B, et al. Exercise treatment for depression: efficacy and dose response[J]. American Journal of Preventive Medicine, 2005, 28(1): 1-8.

[2] Harvey S B, Hotopf M, Overland S, et al. Physical activity and common mental disorders[J]. British journal of Psychiatry, 2010, 197(5): 357-364.

[3] Sumic A, Michael Y L, Carlson N E, et al. Physical activity and the risk of dementia in oldest old[J]. Journal of Aging Health, 2007, 19(2): 242-259.

[4] Davis C L, Tomporowski P D, Boyle C A, et al. Effects of aerobic exercise on overweight children’s cognitive functioning: a randomized controlled trial[J]. Research Quarterly for Exercise and Sport, 2008, 78(5): 510-519.

[5] Rich G, Joel M, Laura P. Structured extracurricular activities among adolescents: Findings and implications for school psychologist[J]. Psychology Schools, 2004, 41(1): 31-41.

[6] 顏軍,孫雪梅,陳愛國.應(yīng)對方式和主觀幸福感的中介效應(yīng):身體鍛煉對大學(xué)女生心理健康影響的實驗研究[J].體育與科學(xué),2011,32(9):95-99.

[7] Sonstroem R J, Speliotis E E, Fava J L. Perceived physical competence in adults: An examination of the Physical Self-Perception Prolife[J]. Journal of Sport& Exercise Psychology, 1992, (14): 207-221.

[8] 張力為.身體自我與心理發(fā)展[J].體育科學(xué),2005,26(5): 1.

[9] Martin S H, Andy S. Social physique anxiety and physical self-esteem: Gender and age effects[J]. Paychlogy & Health, 2010, 25(1): 89-110.

[10] Bandura A. Self-efficacy toward a unifying theory of behavioral change[J]. Psychological Review, 1997, 84: 192-121.

[11] 盛建國,高守青,唐光旭.體育鍛煉對中學(xué)生心理健康的影響:自我效能感的中介作用[J].中國體育科技, 2016,52(5):98-103.

[12] 王洪禮.貴州省高師本科大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感與心理健康水平的研究[J].心理科學(xué),2005,28(3):675-677.

[13] 鄧?yán)?孫海艷,顏軍.不同持續(xù)時間,運動項目和強度的身體鍛煉對大學(xué)新生人格和心理壓力的干預(yù)研究[J].廣州體育學(xué)院學(xué)報,2009,29(2):86-90.

[14] 陳春一.籃球運動對普通男性大學(xué)生心理健康影響的實驗研究[J].廣州體育學(xué)院學(xué)報,2009,29(6):80-82.

[15] 李凌云.太極拳對大學(xué)生心理健康及身體自尊水平的影響[J].山東體育科技,2007,29(2):43-45.

[16] 鄭日昌,鄧麗芳,張中華,等.中國大學(xué)生心理健康量表的編制[J].心理與行為研究,2005,3(2):102-108.

[17] 張力為,毛志雄.體育科學(xué)常用心理量表評定手冊[M].北京:北京體育大學(xué)出版社2004:132-137.

[18] 王才康,胡中鋒,劉勇.一般自我效能感量表的信度和效度研究[J].應(yīng)用心理學(xué),2001,7(1):37-40.

[19] 梁德清.高校學(xué)生應(yīng)激水平及其與體育鍛煉的關(guān)系[J].中國心理衛(wèi)生雜志,1994,8(1):5-6.

[20] 溫忠麟,張雷.中介效應(yīng)檢驗程序及其應(yīng)用[J].心理學(xué)報,2004,36(5):614-620.

[21] 吳明隆.結(jié)構(gòu)方程模型——AMOS的操作與應(yīng)用[M].重慶:重慶大學(xué)出版社,2009:8.

[22] Claudio R N. Explaining adolescent exercise behavior change: a longitudinal application of the tans theoretical model[J]. Annals of Behavioral Medicine, 2001, 23(1): 11-20.

[23] 王東升,馬勇占.自我效能在體育鍛煉行為改變過程中的中介作用分析[J].西安體育學(xué)院學(xué)報,2014,31(2): 242-249.

[24] 劉海燕,童昭崗,顏軍.運動對女大學(xué)生人際關(guān)系,自我效能感與心理健康影響的研究[J].南京體育學(xué)院學(xué)報,2009,23(4):126-128.

[25] Paxton R J, Motl R W, Aylward A, et al. Physical activity and quality of Life-the complementary influence of self-efficacy for physical activity and mental health difficulties[J]. International Journal of Behavioral Medicine, 2010, 17(4): 255-263.

[26] 朱鳳書,顏軍,許克云,等.健美操對女大學(xué)生心理健康的影響及其心理機制[J].首都體育學(xué)院學(xué)報,2010, 22(6):76-80.

[27] 劉洋,郭玉江.身體自尊在職業(yè)女性體育鍛煉與心理健康間的中介作用[J].首都體育學(xué)院學(xué)報,2010, 22(5):85-89.

[28] Weuve J, Kang J H, Manson J E, et al. Physical activity, including walking, and cognitive function in older women[J]. The Journal of the American Medical Association, 2004, 292(12): 1454-1461.

[29] 李昌俊,賈賀男,左俊楠.鍛煉促進心理健康的效果,機制與展望[J].中國體育科技,2015,51(1):132-139.

[30] Sun M C, Hee S K, Jin S R. Body esteem is a mediator of the association between physical activity and depression in Korean adolescents[J]. Applied Nursing Research, 2017, 33(2): 42-48.

[31] Maria C, Colleen H, Melissa S, et al. A review of physical activity interventions on determinants of mental health in children and adolescents[J]. Inter- national Journal of Mental Health Promotion, 2012, 14(4): 196-206.

Study on the Psychological Mechanism of Physical Exercise to PromoteMental Health of freshmen

MA Ai-min1, YAN Jun2, FU Jian2, HE Yong1, GONG Jiang-yong1

(1. Physical and Scientific College, Nantong University, Nantong 226019, China; 2. Physical College, Yangzhou University, Yangzhou 225127, China)

In order to explore the role of physical self-esteem and self-efficacy on physical exercise for promoting college freshmen’s mental health. The Physical Activity Rating Scale, the Physical Self-esteem Perception Profile, General Self-efficacy Scale and Chinese College Students Mental Health Scale were measured on 731 freshmen. The results showed that: the amount of physical exercise, exercise duration and exercise items had significant main effect on freshmen’s physical self-esteem, self-efficacy and mental health(s<0.05); the interaction effect between the amount of physical exercise and exercise duration, the interaction effect between the amount of physical exercise and exercise items were significant on physical self-esteem and self-efficacy(P<0.05); the mediating role test and the structural equation model analysis were showed that physical self-esteem and self-efficacy played a full mediating role and an incomplete mediating role on physical exercise promoting mental health respectively; the positive experience of exercise not only included physical self-esteem and self-efficacy, but also played a partial mediating role in physical exercise promoting mental health; meanwhile, there was an interaction effect between the amount of physical exercise and exercise duration.

physical exercise; mental health; psychological mechanism; freshmen

G804.82

A

1009-9115(2018)06-0103-06

10.3969/j.issn.1009-9115.2018.06.023

江蘇省教育科學(xué)“十二五”規(guī)劃課題重點項目（T-a/2015/005），南通大學(xué)教改課題（2017B70）

2018-03-23

2018-05-22

馬愛民（1982-），男，江蘇南通人，碩士，講師，研究方向為運動心理學(xué)。

（責(zé)任編輯、校對：何勝保）