身體活動對主觀幸福感影響的元分析——來自實驗研究的證據(jù)

徐 雷

1 前言

主觀幸福感作為積極心理學(xué)的關(guān)注點之一，不僅可以評估個體的生活質(zhì)量，且可以衡量個體的心理健康狀況和心理發(fā)展水平。研究身體活動與主觀幸福感的關(guān)系，探討兩者之間關(guān)系的影響因素，對進一步闡明身體活動對提高人的生活質(zhì)量、維護人的心理健康、促進人的心理發(fā)展的作用將具有重要的理論意義［3］。研究者普遍認(rèn)為，身體活動能夠提高個體的主觀幸福感。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，運動組的被試報告了更高水平的積極情感。然而，也有部分研究顯示，身體活動對主觀幸福感沒有影響，甚至有負(fù)面影響。Samson等（2013）通過對大學(xué)生進行15周的運動干預(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，Lehnert等（2012）曾提到被試的年齡、性別以及健康狀況會影響到身體活動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，為了得出具有說服力的結(jié)論，研究者有必要對其進行元分析。元分析指的是針對某一問題對已有研究的效果量進行綜合計算進而得出結(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［28］。

本研究的主要目的是對已有實驗研究進行元分析，從總體上檢驗身體活動對主觀幸福感的影響。身體活動（physical activity），指的是通過骨骼肌運動產(chǎn)生能量的任何活動［26］。它具有4個特征：1）通過骨骼肌產(chǎn)生身體運動；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］。從宏觀上來說，它不僅包括休閑運動（leisure sports），還包括有氧鍛煉（aerobic exercise）、耐力運動（endurance sports）等。主觀幸福感是個體依據(jù)自定的標(biāo)準(zhǔn)對其生活的認(rèn)知和情感評價［34］，它是衡量個人生活質(zhì)量的重要綜合性心理指標(biāo)，具有主觀性、相對穩(wěn)定性和整體性3個特點。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)展的過程［16，25］。從目前來看，國內(nèi)、外研究者普遍認(rèn)為可把它分為正性情緒體驗 、負(fù) 性 情 緒 體 驗 和 認(rèn) 知 評 價 3 個 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、積極情感、快樂）；2）消極情緒（焦慮、抑郁、消極情感）；3）認(rèn)知評價（生活滿意感、工作滿意感）。

過去的元分析中，大多數(shù)研究關(guān)注主觀幸福感的單一維度，其中，有兩項研究關(guān)注身體活動對積極情緒的影響。Reed和Ones（2006）發(fā)現(xiàn)，短時有氧運動能夠改善個體的積極情感，達(dá)到中效果量（d＝0.47）。與上述結(jié)果類似，Reed和Buck（2009）進行元分析也發(fā)現(xiàn)，長時有氧鍛煉同樣能夠改善個體的積極情感，達(dá)到中效果量（d＝0.57）。遺憾的是，以上兩項元分析僅僅納入了有氧運動的數(shù)據(jù)，缺乏來自抗阻訓(xùn)練的證據(jù)。另外，也有一些元分析關(guān)注身體活動對抑郁的影響。Brown等（2013）的一項研究發(fā)現(xiàn)，隨著身體活動的增加，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，身體活動能夠降低個體的抑郁水平，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)，身體活動能夠提高個體的心理幸福感（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。具體來說，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，以上兩項元分析的對象都是特殊人群，如Netz等（2005）的研究對象是老年人（年齡大于54歲），而Ginis等（2010）的研究對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。由于研究對象的特殊性和相關(guān)文獻(xiàn)的納入，會導(dǎo)致研究者無法確定地做出關(guān)于身體活動影響主觀幸福感的結(jié)論。

縱觀已有身體活動和主觀幸福感的元分析，會發(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，忽視了普通人群的數(shù)據(jù)。其次，將主觀幸福感作為一個多維概念進行元分析的文獻(xiàn)較少。第三，相關(guān)數(shù)據(jù)和實驗數(shù)據(jù)混合，缺乏專門實驗研究的證據(jù)。最后，元分析文獻(xiàn)中缺乏中文研究的數(shù)據(jù)?；谝陨喜蛔?，本研究將通過4方面來進行克服。首先，研究納入普通人群和特殊人群數(shù)據(jù)，進行總體元分析。其次，為了明確身體活動和主觀幸福感兩者之間的因果關(guān)系，本研究僅采用實驗研究的數(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)，力求對身體活動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)進行元分析。研究假設(shè)（H1）：身體活動對主觀幸福感存在顯著的正向影響。

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

1.鍛煉頻率。鍛煉頻率指的是個體每周參與運動的次數(shù)。在國內(nèi)、外相關(guān)運動指南中，對鍛煉頻率的建議是每周3次。也就是說，只有每周運動達(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個組別。研究假設(shè)（H2）：3次以上鍛煉組，身體活動對主觀幸福感影響的效應(yīng)最大。

2.鍛煉時間。鍛煉時間指的是每次鍛煉的時間量。關(guān)于鍛煉時間，Berger等（2000）建議，在提高個體積極情感水平上，20～30min是一個時間閾值。此外，Petruzzello等（1991）也發(fā)現(xiàn)，在運動降低個體焦慮方面，21～30min是最佳的時間量，其所產(chǎn)生的效果量（d＝0.41）要顯著大于短時間的效果量（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個組別。研究假設(shè)（H3）：30min以內(nèi)組，身體活動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。基于先前分類，本研究將納入文獻(xiàn)分為“9周以內(nèi)、10～12周、13周以上”3個組別。研究假設(shè)（H4）：10～12周組，身體活動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個組別。研究假設(shè)（H5）：有氧鍛煉組，身體活動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)，雖然身體活動能夠提高個體的生活質(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個組別。研究假設(shè)（H6）：不存在年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)，即3個組別在效果量上不具有顯著性差異。

6.健康狀況。理論上來說，身體健康狀況差的個體在鍛煉干預(yù)上的收益要大于身體健康的個體，因為他們有更廣的提升空間，這可以從以往元分析中得到證實。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”兩個類別。研究假設(shè)（H7）：非健康組，身體活動影響主觀幸福感的效果量最大。

7.研究質(zhì)量。研究質(zhì)量是評價研究規(guī)范程度的指標(biāo)，本研究用偏倚風(fēng)險程度來代替，偏倚風(fēng)險越低，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、中度偏倚風(fēng)險、高度偏倚風(fēng)險”3個組別。研究假設(shè)（H8）：低度偏倚風(fēng)險組，身體活動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

本研究主要通過對中國知網(wǎng)、萬方、維普和ISI、Google Scholar、Medline、PsycINFO數(shù)據(jù)庫中的相關(guān)文獻(xiàn)（1990—2014）進行檢索。身體活動的關(guān)鍵詞包括physical activity、sport、exercise、fitness、training、Tai－Chi、yoga、身 體 活 動、運動、鍛煉、體力活動、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。在收集過程中，部分文獻(xiàn)通過館際互借和文獻(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）研究采用實驗設(shè)計，如隨機對照實驗設(shè)計或前－后測實驗設(shè)計；2）身體活動作為單獨干預(yù)方式而非組合干預(yù)方式中的一種；3）在結(jié)果變量中，至少包括一個主觀幸福感指標(biāo)；4）有足夠多的數(shù)據(jù)，進而能夠?qū)πЧ浚‥ffect Size）進行計算；5）干預(yù)周期不少于4周。

2.2 研究質(zhì)量評估

根據(jù)循證醫(yī)學(xué)綜述指南（Cochrane Reviewers’Handbook）建議［28］，選取5個指標(biāo)對文獻(xiàn)效度進行評估。1）選擇偏倚（Selection bias）：是否遵循一定的程序?qū)⒈辉囯S機分組；2）實施偏倚（Performance bias）：實驗者是否知曉被試分組情況，有無故意偏向；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)局評價（Outcome assessment）：結(jié)果評估者是否知曉研究假設(shè)；5）意向性分析（Intention to treat）：是否對失蹤者進行原因分析。

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

根據(jù)對文獻(xiàn)效度指標(biāo)的評估，本研究將已有文獻(xiàn)分為低度偏倚風(fēng)險（達(dá)到5個標(biāo)準(zhǔn)）、中度偏倚風(fēng)險（達(dá)到3～4個標(biāo)準(zhǔn)）和高度偏倚風(fēng)險（低于3個標(biāo)準(zhǔn)）。本研究中5個評價指標(biāo)權(quán)重相同，無輕重之分。由兩名研究者根據(jù)評價標(biāo)準(zhǔn)獨立對納入文獻(xiàn)進行評估，每個研究者分別進行兩輪評價，如結(jié)果出現(xiàn)不一致，通過與第三方進行討論解決。

2.3 數(shù)據(jù)編碼

根據(jù)研究需要對納入文獻(xiàn)進行數(shù)據(jù)編碼，編碼內(nèi)容包括被試數(shù)量、被試人群、測量工具、年齡、干預(yù)內(nèi)容、干預(yù)強度、干預(yù)時間、干預(yù)頻率、干預(yù)周期和計算效果量的相關(guān)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)編碼（表1）由兩名研究者獨立評價，如在編碼階段發(fā)生分歧則會同第三方對分歧數(shù)據(jù)進行討論解決。

2.4 數(shù)據(jù)分析計算

由于主觀幸福感測量工具的不同，本研究采用標(biāo)準(zhǔn)均差（SMD）及其95%置信區(qū)間（CI）。本研究中效果量計算用Cohen’sd來表示，在對兩獨立組平均數(shù)之差的顯著性進行t檢驗時，d是實驗組平均數(shù)和對照組平均數(shù)之差與實驗組同控制組組內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差的比率。

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

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。如果身體活動對主觀幸福感（如積極情感和生活滿意度）有積極的影響，效果量為正值；如果身體活動對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）。

本研究運用Review Manager 5.2統(tǒng)計軟件進行元分析。由于研究質(zhì)量、干預(yù)類型和時間以及被試特征上的差異，研究之間可能會出現(xiàn)臨床上的異質(zhì)性。所以，首先對數(shù)據(jù)進行同質(zhì)性檢驗。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，采用隨機效應(yīng)模型（random effects model）。在本研究中，通過χ2檢驗，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)間存在異質(zhì)性。因此，本研究采用隨機效應(yīng)模型來對效果量進行元分析。隨機效應(yīng)模型考慮各研究間的變異，以研究內(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個效果量，3 598名被試，單個研究被試人數(shù)在14～537之間，平均年齡在19～76歲之間。在主觀幸福感評價方面，共有15種測量工具，主要有SF－36、PANA、GWBS、POMS以及自編問卷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)容以有氧運動為主，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。每次身體活動干預(yù)時間在20～90min之間。整個干預(yù)周期方面有些是短周期，如5周；有些則是長周期，如32周。在研究設(shè)計方面，共有32篇文獻(xiàn)采用的是隨機對照實驗設(shè)計，9篇文獻(xiàn)采用的是前－后測實驗設(shè)計。在文獻(xiàn)質(zhì)量評估方面（表2），有3篇文獻(xiàn)達(dá)到了低度偏倚風(fēng)險，12篇文獻(xiàn)達(dá)到了中度偏倚風(fēng)險，26篇文獻(xiàn)達(dá)到了高度偏倚風(fēng)險。

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

從整體上檢驗身體活動對主觀幸福感的預(yù)測效應(yīng)。首先，對納入研究的效果量進行統(tǒng)計。一項研究中可能存在多個效果量，如果這種情況發(fā)生，則把每一個效果量作為獨立樣本進行處理，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標(biāo)準(zhǔn)差時，就將其定義為極端值［4］。最終，41篇文獻(xiàn)共有101個效果量納入到元分析中（表3）。

其次，對納入文獻(xiàn)進行同質(zhì)性檢驗。同質(zhì)性檢驗結(jié)果顯著（I2＝80%，P＜0.001；表4），說明本研究的效果量不是來自同一總體，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，對納入研究效果量進行隨機效應(yīng)模型檢驗。從表4可以看出，身體活動對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，身體活動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

除了總體上檢驗身體活動對主觀幸福感的影響外，本研究還對影響兩者之間關(guān)系的調(diào)節(jié)變量做了檢驗。具體來說，本研究對鍛煉頻率、鍛煉時間、干預(yù)周期、干預(yù)內(nèi)容、年齡、健康狀況、研究質(zhì)量這7個變量進行了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗（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)沒有得到驗證。

表5 本研究身體活動影響主觀幸福感元分析的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗一覽表Table 5 The Moderating Effect Test of Meta－analysis Between Physical Activity and Subjective Well－being

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

在鍛煉時間上，身體活動在3個組別上對主觀幸福感都產(chǎn)生了顯著效應(yīng)，并且3個組別的效應(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，身體活動在3個組別上對主觀幸福感都產(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，3個組別在效應(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)練組的身體活動對主觀幸福感沒有產(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，不論哪個組別，身體活動對主觀幸福感都產(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對主觀幸福感都產(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)檢驗方面，元分析結(jié)果顯示，在這3個組別上，身體活動對主觀幸福感的影響都達(dá)到了顯著效應(yīng)，但3個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身體活動對主觀幸福感的影響。普遍認(rèn)為，收入、人格、婚姻、受教育程度等 會影 響 到 個 體 的 主 觀 幸 福 感［35，36］。 然 而 ，身 體 活 動（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］。通過對近十年來國內(nèi)、外的實驗數(shù)據(jù)進行元分析，本研究證實，參與一定的身體活動能夠提高個體的主觀幸福感，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，但這兩項研究都是基于特殊人群所做出的結(jié)論，其外部效度會受到限制。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，通過這些數(shù)據(jù)得出的結(jié)論會更具有說服力。

本研究的第2個目的是對相關(guān)變量進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。當(dāng)變量X和變量Y之間的關(guān)系受到變量M影響的時候，變量M就被稱為調(diào)節(jié)變量。過去有關(guān)身體活動和主觀幸福感研究出現(xiàn)結(jié)論不一致的一個重要原因，就是這兩者之間存在潛在的調(diào)節(jié)變量，從而導(dǎo)致研究者無法準(zhǔn)確判斷這兩者之間的關(guān)系。通過對調(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身體活動提高積極情緒，個體至少要參加10～12周的身體活動，每次活動時間在30～35min，每周參加3～5次，身體活動強度保持在低水平（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30min，總干預(yù)周期不超過12周的身體活動起到的效果最好。Arent等（2000）關(guān)于身體活動的建議是每周不超過3次的低強度運動，鍛煉時間自選，總鍛煉時間控制在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)到最佳的身體活動干預(yù)效果，每周應(yīng)該進行3次身體活動，鍛煉時間控制在31～45 min。值得注意的是，本研究發(fā)現(xiàn)，參與抗阻訓(xùn)練的個體，身體活動對主觀幸福感沒有產(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)練對個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個獨立樣本數(shù)據(jù)僅來自3項研究，從少量研究得出的結(jié)論可能會具有偏差性，未來研究中應(yīng)納入更多的研究數(shù)據(jù)來對抗阻訓(xùn)練和主觀幸福感之間的關(guān)系進行探索。

除了對鍛煉特征進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗外，本研究還對被試特征（年齡和健康狀況）進行了調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。過去的元分析認(rèn)為，年齡在身體活動和主觀幸福感關(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和主觀幸福感兩者之間關(guān)系的強度，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和主觀幸福感之間的關(guān)系。這是一個很有意思的發(fā)現(xiàn)，因為，從理論上來講，健康狀況差的個體由于身心健康水平比普通個體低，其收益的空間會更大，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。未來研究可以通過多種方法來對這個現(xiàn)象進行探討。

最后，本次元分析還對研究質(zhì)量進行了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。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)量評價標(biāo)準(zhǔn)導(dǎo)致，本文中研究質(zhì)量的評價僅僅依據(jù)偏倚風(fēng)險程度，這種單一的評價標(biāo)準(zhǔn)可能會使評價質(zhì)量發(fā)生偏差，未來研究應(yīng)加入其他指標(biāo)并考慮不同權(quán)重進行檢驗；第二，這種差異可能確實不存在。身體活動影響主觀幸福感的機制更多地涉及到個體的生理、心理變化。盡管不同的實驗操作可能會影響到部分變量的指標(biāo)大小，但總體上來說，個體的生理和心理變化具有穩(wěn)定的變化規(guī)律，不會受到研究質(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)論可能會存在偏差，未來研究應(yīng)該納入更多的實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)論更有說服力，本研究僅僅選取了實驗研究數(shù)據(jù)，沒有納入相關(guān)研究數(shù)據(jù)。未來研究可以將相關(guān)數(shù)據(jù)和實驗數(shù)據(jù)同時納入，進而比較實驗研究和相關(guān)研究的效果量大小。第三，本次元分析僅對7個相關(guān)變量做了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，未來研究可探討性別和鍛煉強度是否會影響到身體活動和主觀幸福感的關(guān)系。

5 結(jié)論

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

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