體育鍛煉對大學生焦慮情緒影響的元分析

金勝真

大學生心理健康問題是我國高等教育發(fā)展與改革中最為關注的問題；培養(yǎng)全面健康的大學生是我們高等教育的基本任務。然而隨著我國社會經(jīng)濟、文化、教育的迅猛發(fā)展,高等院校的規(guī)模不斷擴大,為社會培養(yǎng)了大批優(yōu)秀的專業(yè)人才,但是,由于在校大學生學習、生活壓力較重,就業(yè)壓力過大,人際關系復雜,很容易導致有些學生的心理健康出現(xiàn)問題，從而造成一部分大學生產(chǎn)生焦慮或抑郁心理。教育部體衛(wèi)藝司工作手冊將焦慮定義為人由于不能達到目標或不能克服障礙的威脅,致使自尊心和自信心受挫,或失敗感和內(nèi)疚感增加,形成一種緊張不安并帶有恐懼的情緒狀態(tài)[1]。為了加大對當前大學生心理健康狀況的了解,探討體育鍛煉對大學生心理健康的影響,國內(nèi)出現(xiàn)了大量關于此類實驗與調(diào)查研究，但是目前沒有出現(xiàn)基于這些體育鍛煉干預焦慮情緒相關綜合研究的元分析。筆者綜合以前相關研究分析體育鍛煉對大學生各種焦慮準確而具體的整體效應和調(diào)節(jié)效應，以幫助尋找合理調(diào)節(jié)大學生焦慮水平的體育鍛煉的科學方法或手段。

1 理論假設

目前國內(nèi)還沒有公開發(fā)表有關體育鍛煉對大學生焦慮情緒影響的元分析方面的論文。僅有部分學者研究體育鍛煉與心理健康，或與抑郁的關系的元分析。王衛(wèi)兵、彭彥銘對體育鍛煉對心理健康影響進行元分析，認為體育鍛煉對心理健康促進有顯著效果[12，13]。然而對焦慮等情緒的影響沒有展開研究，因此，對我國諸多體育鍛煉對焦慮影響文獻進行綜合元分析十分必要。

1.1 元分析研究假設

1.1.1體育鍛煉對焦慮影響的主效應假設

假設1(a-b)：a、體育鍛煉對焦慮影響，基于之前國外元分析效應值(Vicki S，2010)，假設本研究整體的效應值是中等；b、各量表測量干預后或者比較的焦慮效應值差異大；

假設2(a-d)：a、實驗前后組內(nèi)比較；b、實驗組與對照組組間比較；c、調(diào)查組內(nèi)比較；d、調(diào)查組間比較，得出體育鍛煉對焦慮效應值為中等效應。

1.1.2相關因素對體育鍛煉影響焦慮的調(diào)節(jié)效應假設

假設3(a-f)：a、體育鍛煉對焦慮影響男子比女子大；b、發(fā)表了的文獻效應值比不發(fā)表的效應值大；c、帶課題、基金發(fā)表的文獻效應值高；d、體能項目鍛煉，如慢跑等項目比表現(xiàn)、對抗項目干預效果好；e、體育鍛煉對大學生焦慮影響的效果各地區(qū)有差異；f、效應值在各發(fā)布時間效應值異質(zhì)性大。

1.1.3體育鍛煉行為對焦慮影響的效應假設

假設4：基于(Wipfli，2008)研究結(jié)果，a、鍛煉時間；b、鍛煉頻率；c、實驗干預時間，各有一個值或范圍對焦慮影響的效應值最大；

假設5：中等運動量的體育鍛煉對焦慮影響的效應值最大。

2 研究方法

2.1 文獻搜索

主要從CNKI 數(shù)據(jù)庫( 中國期刊網(wǎng)) 、中國科技期刊數(shù)據(jù)庫( 維普期刊) 、萬方數(shù)據(jù)檢索系統(tǒng)及互聯(lián)網(wǎng)中進行中文文獻搜索。文獻搜集分四步完成: 首先，搜索題目中包含“體育鍛煉”和“焦慮”的文獻，同時篩選出實證研究文獻; 其次，搜索題目中包含“運動”和“焦慮”的文獻，并且是以大學生為被試進行的研究; 第三，搜索題目中包含“運動量”或者“頻率”或者“球”或者“舞蹈”和“焦慮”的文獻，為調(diào)節(jié)效應分析做出分類處理；第四，對文獻數(shù)據(jù)歸類，相關體育鍛煉對焦慮影響的均數(shù)值、t值、F值、r值等進行一一識別，數(shù)據(jù)不全不納入文獻。英文文獻搜索相對簡單，未發(fā)現(xiàn)以中國大學生被試進行的相關體育鍛煉對焦慮影響的實證研究。文獻搜索的時間跨度從1995 年1 月到2013年4月底。最終獲得滿足元分析標準的研究有30項 ，包括學術期刊論文(27篇) 、博士論文(1篇) 和碩士論文(2篇)。30項研究共產(chǎn)生了59個獨立樣本的效應值，共包括5 685名被試。各獨立樣本的被試規(guī)模在12—698之間，滿足元分析標準的最早研究出現(xiàn)在2000年。

2.2 元分析的程序

編碼標準：(1) 研究被試必須是大學生人群；(2) 焦慮測量必須采用完整工具；(3) 相關變量包括: 性別、焦慮種類、區(qū)域特征、鍛煉時間、頻率、運動量、每次運動時間；(4) 文獻研究方式必須是前后比較、實驗組與干預組、調(diào)查中鍛煉與非鍛煉組比較。

編碼過程：效應值的產(chǎn)生以獨立樣本為單位，每個獨立樣本編碼一次。如果某文獻包含多個獨立樣本，對應的也進行多次編碼；對于采用不同焦慮測量工具進行研究的獨立樣本，又遇到不同性別、不同研究方式，同樣分別編碼。另外，由于本研究實際上存在著鍛煉與非鍛煉對焦慮影響的效應值和不同運動量或不鍛煉對焦慮影響的兩種效應值，因此編碼是將其分別編碼，出現(xiàn)三項重復編碼，但是不影響整體效應和調(diào)節(jié)效應分別計算的效應值。

筆者采用由同一編碼者在不同時段針對所有編碼文獻進行重新編碼的方式進行一致性檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：除個別數(shù)據(jù)有偏差外，其他沒有差異，說明編碼的一致性較高。

2.3 統(tǒng)計分析

本研究選用CMA2.0(Comprehensive meta Analysis 2.0)專業(yè)版軟件進行元分析。為了確保元分析結(jié)論的穩(wěn)定性,首先使用失效安全數(shù)(Fail safe N)來計算發(fā)表偏倚。將失效安全數(shù)過小的指標淘汰，不納入進一步的元分析；然后將每個測量指標數(shù)據(jù)中體育鍛煉組是實驗組,非鍛煉組作為對照組。由于本研究是對比實驗組與干預組，因此選用標準化均數(shù)差作為效應值。計算時運用估計值Hedges'd[14],求出每個指標合并效應值的點估計值d及其95%的置信區(qū)間。其計算公式如下：其中Ne是實驗組的樣本量,Nc是控制組的樣本量。本文采用基于卡方分布的Q值計算效應值的異質(zhì)性。顯著的異質(zhì)性表明效應值不穩(wěn)定，以及變量控制下效應值差異大。為了說明異質(zhì)性的特點，引入Tau2值和I2值進一步說明異質(zhì)性。

效應值d的方差為:

Tau2值說明隨機效應模型中各個研究之間和亞組的方差。大的Tau2能反應研究間真正差異的比重。當研究數(shù)量少于五時，該值不準確，另外其值應該是對所有計算合并方差的估計；I2統(tǒng)計值是過度分散占總分散的比率，或者說是研究間變異水平占總變異的百分比，也可以說明為置信區(qū)間解釋總方差歸因于協(xié)變量的重疊。I2統(tǒng)計值小于等于25%表示解釋率低，其值50%左右說明中度解釋率，75%的值具有較高解釋率[15]。但具有相當影響力的 《Cochrane 系統(tǒng)評價手冊》，則認為 I2>50%時則認為研究間存在異質(zhì)性[16]。

運用CMA2. 0 軟件進行統(tǒng)計可以得到固定模型和隨機模型分析結(jié)果。固定模型使用研究內(nèi)的變異計算權重；隨機模型使用研究內(nèi)和研究間變異計算權重。究竟選擇固定模型分析還是隨機模型分析方法，取決于同質(zhì)性檢驗結(jié)果。當檢驗出的效應值是同質(zhì)時，適合采用固定模型分析方法；當檢驗出的效應值是異質(zhì)時，通常有兩種處理方式: 第一是刪除極端效應值，直至達到同質(zhì)再進行固定模型分析; 第二是采用考慮了研究內(nèi)和研究間變異的隨機模型分析[17]。當效應值為異質(zhì)時，本研究采用隨機模型分析方法。

3 研究結(jié)果

3.1 整體與亞組效應值分析

筆者按照《Cochrane 系統(tǒng)評價手冊》元分析程序[16]，依據(jù)文獻選擇策略(見圖1)最終納入文獻30篇[3,4,5,6,7,19—44]。

首先，對整體效應進行分析，總體效應值為-0.656(見表1)，根據(jù)Cohen's (1988)設置的標準均數(shù)差效應范圍：小( ≤0.20)、中 (0.50)、大(≥0.80)[18]。本研究得出效應值為中等效應。95%置信區(qū)間為-0.782,0.530，驗證了假設1a。發(fā)表偏倚的安全系數(shù)高，達到3 614，說明此結(jié)論相對穩(wěn)定，然而異質(zhì)性大，Q值為296；I2值為82.748，說明變異解釋率為82.748%；同時研究間的估計方差值Tau2值為0.212，進一步說明異質(zhì)性明顯。因此采用隨機效應模型進行亞組分析如下。

圖1 文獻選擇策略

注：標記為*的變量表示用《情緒量表 - T 》量表測得的數(shù)據(jù)；K=效應值數(shù)量；D=標準化均數(shù)差；SE=標準差；%95CL=置信區(qū)間；Z=零假設檢驗；Tau2=研究間估計方差；I2=變異占總變異百分比；Fail safe N=失效安全系數(shù)，下同。

表1表明，體育鍛煉對大學女生焦慮影響效應值比男生大，女生效應值-0.682達到中等效應值，男生-0.425未達到中等效應值；在焦慮分類的相關研究中，特質(zhì)焦慮與社會體格焦慮干預的效果最顯著，達到了高度效應；狀態(tài)焦慮和用SCL-90測量的文獻分析后的效應值最低分別是-0.505和-0.551，未達到中等效應。用《情緒量表-T 》測量的文獻只有兩篇，其合并效應值沒有意思，但是可以納入整個效應值中；另外用SAS測量焦慮文獻合并效應值最接近整體效應值，同時這類效應值數(shù)量僅為16，說明權重不大，但是能代表整體效應。Q值最大的是對女生干預的效應值以及用STAI測量特質(zhì)焦慮的文獻，其中后者只有五個效應值，但是卻出現(xiàn)Q值為119.74的異質(zhì)性，研究間的估計方差Tau2達到0.696?？梢娫搧喗M的各文獻的效應值差異大。從而假設1b 得到驗證。

3.2 調(diào)節(jié)變量異質(zhì)性分析(見表2)

表2顯示，本研究根據(jù)實驗和調(diào)查方式、隨機選擇研究對象與否，是否是發(fā)表和基金支持、區(qū)域特征等進行調(diào)節(jié)變量分析。結(jié)果顯示：調(diào)查法組間比較、實驗法組內(nèi)比較、隨機選擇研究對象的文獻、對抗性項目、華東和華中地區(qū)研究對象的效應值最接近整體效應值，發(fā)表與否的效應值區(qū)別不大；帶基金課題的文獻、以體能訓練為鍛煉方式研究的文獻、研究對象為華南地區(qū)的文獻異質(zhì)性統(tǒng)計值非正常，說明其各效應值差異大。因此，除假設2b，3a，3b外，其他假設2a、c、d，假設3c、d、e、f均得到驗證。

表2 調(diào)節(jié)變量效應值數(shù)據(jù)表

3.3 發(fā)布時間與鍛煉行為連續(xù)數(shù)據(jù)的異質(zhì)性分析

對連續(xù)性數(shù)據(jù)采用meta回歸分析，在圖2至圖5中顯示：發(fā)布年限在2008年、每次鍛煉時間47.5分鐘左右、每周訓練三次、實驗干預時間在75天左右異質(zhì)性性最大，從而驗證了假設4。

圖2 發(fā)表時間meta回歸分析

圖3 每次鍛煉時間(分鐘)meta回歸分析

圖4 練習頻率(次/周)meta回歸分析

圖5實驗干預時間(天)meta回歸分析

3.4 鍛煉行為效應值分析

如表3中對體育鍛煉運動量各維度焦慮情緒影響的12篇研究文獻[45—57]總共4 506人研究對象進行調(diào)節(jié)效應元分析。結(jié)果顯示：鍛煉時間4至9周、鍛煉頻率1至2次、每次鍛煉時間1至2小時、中等運動量效應值最大。這一結(jié)論驗證了假設5。

表3 體育運動中各個維度效應值分析數(shù)據(jù)表

4 分析與討論

元分析結(jié)果充分證實了體育鍛煉能顯著降低大學生的焦慮水平。隨機模型的總效應值為-0.656，該值比以往國外相關元分析所得結(jié)果大；Vicki S等(2010)計算的效應值為-0.22[8]；Wipfli等(2008)計算的效應值為-0.48[9]?？赡苁怯捎诩{入文獻采用的標準不一樣，如研究對象為大學生。上述國外兩篇相關研究沒有限定研究對象年齡的納入標準，可能促使體育鍛煉對焦慮影響的效應值低。也許可以表明中國文化背景下體育鍛煉對大學生焦慮影響的有效性作用效果更為明顯，或者說國內(nèi)相關研究偏向于良性結(jié)果。體育鍛煉對男生比女生焦慮影響的效應值小，與國內(nèi)很多研究結(jié)論吻合?？赡芤驗檎{(diào)查女生和男生體育場與頻率或時間的基數(shù)不同造成的這個差異，同時也能說明為何假設2b未成立。不同量表測量下各文獻效應值差異大，其中通過STAI量表測量的特質(zhì)焦慮效應值-1.074最高，值得特別說明的是經(jīng)過SAS測量納入研究的文獻最多，其效應值為-0.600，與總體效應值最為接近，由此看來該結(jié)論比較穩(wěn)定；另外國內(nèi)學者對SPAS量表測量的研究比較多，社會體格焦慮也是大學生最容易形成的焦慮，干預影響的效應值比較大，為-0.823。

進一步分析總效應值異質(zhì)性，Q值為297.175。通過亞組分析以及連續(xù)數(shù)量Meta回歸分析發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性主要出現(xiàn)在實驗法中組內(nèi)比較、調(diào)查法中組間比較、發(fā)表過的文獻、以華東地區(qū)大學生人群為研究對象的研究、2008年出現(xiàn)的相關文獻、每次運動的時間40至47分鐘得出的效應值。未能證實假設2b：實驗組間比較效應值并非和總體效應值一樣為中等效應，但本結(jié)論與同樣采用實驗組間比較的國外元分析(Wipfli 2008)計算的效應值為-0.48[9]，結(jié)論一致。與以往元分析不同的是本研究納入發(fā)表和非發(fā)表文獻計算出效應值沒有顯著差異，并且非發(fā)表的文獻比發(fā)表的文獻效應值大，從而不能驗證本文假設3b，可能是因為本研究非發(fā)表的文獻只納入了碩士和博士論文，使其效應值與發(fā)表的文獻同樣都偏向于良性結(jié)論。

對體育鍛煉運動量各維度焦慮情緒影響的12篇研究文獻總共4 506人研究對象進行調(diào)節(jié)效應元分析。結(jié)果顯示：鍛煉時間4至9周、鍛煉頻率1至2次、每次鍛煉時間1至2小時、中等運動量效應值最大。該研究結(jié)論與國內(nèi)實證研究以及國外相關元分析結(jié)論基本相同。本研究以體育鍛煉和各運動量對焦慮影響為代表進行出版偏差的安全系數(shù)檢驗，發(fā)現(xiàn)安全系數(shù)都很大，沒有發(fā)現(xiàn)出版偏差問題。這表明研究結(jié)果是可靠的。

本研究結(jié)論與假設2b，3a，3b相反，說明國內(nèi)相關研究不能完全參考國外相關元分析，必須考慮中外文化差異以及不同元分析不同的納入標準。本研究綜合對國內(nèi)關于體育鍛煉對大學生焦慮影響的元分析以往相關實證研究，希望能對將來相關研究提供有用的信息和數(shù)據(jù)。

在元分析文獻梳理過程中，還發(fā)現(xiàn)國內(nèi)相關研究存在一些問題:(1)在研究設計上，調(diào)查研究多于實證研究、組內(nèi)設計比組間設計多。在調(diào)查數(shù)據(jù)的收集上，較少有研究能克服共同方法論偏差；(2)研究結(jié)果報告上，部分研究沒有報告相關系數(shù)矩陣、有些研究對調(diào)查樣本和程序描述不夠具體、有些研究在報告相關系數(shù)時不夠完整，要么只有維度層次沒有整體層次，要么相反。另外大多數(shù)研究偏向于良性結(jié)論。以上問題不利于運用元分析方法從整體上準確把握體育鍛煉干預效果，未來的實證研究應盡量克服。

總而言之，當前元分析對體育鍛煉理論和大學生心理健康的研究和實踐運用具有重要意義。理論研究上，一方面，元分析結(jié)果提供了體育鍛煉對焦慮情緒影響關系的數(shù)據(jù)。這些數(shù)據(jù)和結(jié)果能為未來情緒干預研究提供引導；另一方面，通過元分析，發(fā)現(xiàn)了值得未來實證研究設法避免和克服的一些問題。實踐運用上，研究表明體育鍛煉對大學生焦慮情緒影響有不同程度的預測力。這對于組織運用體育鍛煉去改進提升并有效調(diào)節(jié)大學生心理健康具有重要啟示意義，尤其是在當今心理健康問題突出的大學校園。

研究的不足:(1) 某些分析的樣本較少，在這些分析基礎上得出的任何結(jié)論都需謹慎。只有滿足了以更多實證研究作為支撐的條件，才能得出更科學的結(jié)論；(2) 很多潛在的研究問題不是一次元分析就可以解決的。建立在專業(yè)知識基礎上，感興趣的研究者可以運用筆者元分析提供的數(shù)據(jù)，得出更有說服力的結(jié)論。

5 結(jié)論

當前元分析提供了體育鍛煉對大學生焦慮影響的多個相關變量更為精確的估量。整體上體育鍛煉對大學生焦慮影響為有效性的效應值達到-0.656，而中等強度的運動量對大學生焦慮情緒干預效果最好達到了-0.850，體能項目如慢跑、快走比對抗性、表現(xiàn)性項目干預效果要好。除此之外，體育鍛煉的效果還與其他重要變量，如干預時間、每次運動時間、運動頻率高度相關。以上結(jié)果表明體育鍛煉對大學生焦慮有較強的預測性。相對于國外同類研究，本研究發(fā)現(xiàn)在元分析中研究設計、量表測量、地區(qū)效應、大學生人群上有更高的解釋量，國內(nèi)的相關研究偏向于良性結(jié)果。將來的相關研究應該更加注重不同鍛煉行為對焦慮情緒的影響，以及不同的焦慮類型需要的對應具體的調(diào)控手段從而取得更好效果。

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