體育鍛煉對中學生心理健康的影響：自我效能感的中介作用

盛建國，高守清，唐光旭

體育鍛煉對中學生心理健康的影響：自我效能感的中介作用

盛建國，高守清，唐光旭

采用SCL-90、GSES和修訂的PARS-3量表，對1 084名中學生進行測量，運用AMOS驗證體育鍛煉影響中學生心理健康的假設模型，以期為探索體育鍛煉的心理健康機制提供理論依據(jù)。結果表明：1)不同體育鍛煉對中學生自我效能感、心理健康的效應不同，持續(xù)6個月以上中等量的體育鍛煉達到的心理健康效應最為顯著；2)體育鍛煉、自我效能感對不同學段中學生心理健康具有負向預測作用(r2=0.094，P<0.01)；3)中學生體育鍛煉影響心理健康結構方程模型檢驗擬合優(yōu)度指標良好，體育鍛煉量、鍛煉堅持性、自我效能感影響中學生心理健康的通徑系數(shù)為-0.141，其中，體育鍛煉量沒有顯著的心理健康效應，而是通過提高自我效能感間接影響心理健康，自我效能感在體育鍛煉影響心理健康的過程中起中介作用。研究從多維度揭示中學生體育鍛煉、自我效能感與心理健康的內(nèi)部關聯(lián)，以期為中學生體育鍛煉和指導提供參考方向。

中學生;體育鍛煉;自我效能感;心理健康;中介作用

心理健康是現(xiàn)代健康概念的重要內(nèi)涵，是中學生接受教育及學習科學文化知識的前提，也是學校實施素質(zhì)教育的有效途徑。隨著鍛煉心理學的發(fā)展，運動對改善個體情緒狀態(tài)、增強認知功能、完善個性特征、消除心理障礙等多方面的效果得到了研究者地證實[25]?，F(xiàn)有研究對運動促進心理健康的解釋是：運動主要通過提供社會支持、提高鍛煉體驗以及帶來一系列的生理改變，來減輕抑郁焦慮癥狀，提高生活質(zhì)量，緩解認知功能衰退[5]。但同時，一些與之相反的研究結果也使這種解釋變得模糊而復雜。有研究認為，運動或運動量本身并不一定導致個體心理更為健康，運動量與心理問題的減少有一定關系但并不強烈，運動量與抑郁降低的效應量之間相關不顯著[27,28]。這反映出人們對運動的心理效應缺乏清晰認識，對其作用機理不甚明了，這也使得運動干預即便作為心理障礙患者的一種治療手段，卻未得到主流心理健康服務的認可[12]。運動無論作為個體身體活動還是群體集體活動，都包含了運動量、運動強度、運動時間和頻率等要素。運動既可以是短期隨意參與，也能夠長期有規(guī)律堅持，如果不加以區(qū)分和控制來檢驗運動的心理效應，其結果必然含糊不清。同樣，人的心理健康是一個連續(xù)過程和整體狀態(tài),不同人群在不同時期、不同文化背景和風俗習慣的影響下,心理健康可能會以不同的方式表現(xiàn)出來[21]。以個體心理某方面的不健康，來衡量和評價人的健康狀況，就有失其科學性。正是基于這樣的認識，不少研究者引入了一些中介變量來觀察運動的心理健康效應和作用機理，具有較好的解釋力。

自我效能感是班杜拉(Abert Bandrua)社會認知理論的核心概念[18]，指個體對自己在特定情境中是否有能力操作行為的預期，預期是認知與行為的中介，是行為的決定因素，也是認知反應的集中表現(xiàn)。自我效能感將社會學習的環(huán)境、行為、個體三者緊密聯(lián)系在一起，班杜拉認為自我效能感對人類健康的影響，一方面是人們對自己處理應激能力的信念通過影響身心調(diào)節(jié)系統(tǒng)而影響到其身心健康；另一方面，人們對個人健康習慣和生理老化控制感通過影響其動機和行為進而影響健康[26]。許多研究也證實了這種關聯(lián)性，如Sirbaskn等[31]對殘疾兒童家長所進行的積極適應、悲痛感和父母效能感關系的研究顯示，高自我效能感和低心理疾病及應激水平存在相關；陶君[13]在對南京市1 002名高中生進行心理健康測評時，發(fā)現(xiàn)自我效能感對SCL-90總均分及其因子有負向預測作用。在體育研究領域，自我效能感被認為能影響人們的體育活動選擇，能夠中介鍛煉收益與鍛煉行為變化階段之間的關系[15]。唐征宇[12]在分析國內(nèi)、外多項研究結果后指出，成功參與一些有規(guī)律的鍛煉，能提高個體身體活動能力的有效感，增強積極心境，提高對生活的滿意度，身體鍛煉與自我效能感之間存在著交互作用。由此不難發(fā)現(xiàn)，自我效能感、體育鍛煉都與心理健康有著密切關系，是推動自我鍛煉堅持性、長久性的核心信念，對認識和解釋體育鍛煉的心理效應能夠發(fā)揮重要作用。體育研究的目的是為了提高人的身心健康水平，即進行何種形式的鍛煉或怎樣進行鍛煉，才能積累自我認知經(jīng)驗進而完善自我，起到調(diào)節(jié)身心健康的作用。這與心理學和行為學研究中以“感知-態(tài)度-行為”之間內(nèi)在特征與社會交換理論進行行為改變的研究[1]，有所區(qū)別。

通過以上分析，并結合社會認知和行為轉(zhuǎn)變理論的基本原理，本研究提出以下假設：1)體育鍛煉能夠提高個體自我效能感、改善心理健康狀況；2)體育鍛煉既對心理健康具有直接效應，也可以通過自我效能感的中介作用間接影響心理健康(圖1)。期望以此揭示自我效能感在鍛煉影響心理健康的中介效應，為全面了解體育鍛煉的心理健康機制提供研究基礎，同時也為中學生開展學校體育活動提供理論依據(jù)，服務體育與健康教育教學。

圖 1 自我效能感在體育鍛煉影響心理健康效應的中介作用假設模型圖

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

隨機抽取甘肅省蘭州、天水、慶陽、張掖、酒泉、嘉峪關6地22所中學的在校中學生，發(fā)放問卷1 100份，回收有效問卷1 084份，回收率98.5%。其中，被試中學生男生540人，女生544人；高中生556人，初中生528人；城市學生444人，農(nóng)村學生640人。

1.2 測量工具

1.癥狀自評量表(SCL-90)。選用德若伽提斯(L.R.Derogatis)編制，王征宇修訂的心理衛(wèi)生調(diào)查問卷SCL-90量表，其共有90個項目，包含10個因子，效度系數(shù)在0.77～0.90之間，測驗適用對象包括初中生至成人[16]。測驗是從心理因素的表象到深層、簡單行為到生活習慣、人際關系等多種角度，評定一個人是否有某種心理癥狀及其嚴重程度，對有心理癥狀的人有著良好的區(qū)分能力。SCL-90的每一個項目均以沒有、很輕、中等、偏重、嚴重5個等級，分別計1～5分。

2.體育鍛煉情況測量。包括體育鍛煉等級量表(PARS-3)和鍛煉堅持性評價。PARS-3由日本學者橋本公雄編制，梁清德等人修訂，從體育鍛煉的強度、頻率及一次鍛煉的時間3個方面來考察體育鍛煉量，并以此來衡量體育鍛煉參與水平[6]。體育鍛煉量得分=強度×(時間-1)×頻率，每個方面分5個等級，以1～5記分，等級標準為:小鍛煉量≤19分，中等鍛煉量20～42分，大鍛煉量≥43分。鍛煉堅持性主要反映中學生有規(guī)律的鍛煉行為，而PARS-3是以1個月為限，并不能單獨反映鍛煉堅持性。因此，量表另引用對青少年有規(guī)律健身行為的界定[10]來反映鍛煉堅持性：鍛煉頻率每周≥3次，每次鍛煉時間≥30 min、中等程度以上運動強度，鍛煉持續(xù)時間保持6個月以上，以持續(xù)月份的長短按1～5計分，得分越高說明鍛煉堅持性越好。量表修訂后經(jīng)專家進行內(nèi)容效度審核，給予可行性評價，采用分半法進行信度檢驗，Spearman-Brown系數(shù)為0.805，一致性較好。

3.自我效能感量表(GSES)。此量表自我效能量表由德國學者Schwarzer編制，王才康等修訂，此量表具有題目少，操作簡便的特點，可廣泛用于大、中學生的心理測評和有關心理學研究[14]。GSES為單維量表，采用Likert的4等級計分法，評價時只統(tǒng)計總量表分，分值高表明自我效能感較高。量表的效度系數(shù)在0.60～0.77之間，評定結果具有較高的信度和效度。

1.3 施測與數(shù)據(jù)處理

由經(jīng)過培訓的課題組成員分頭赴各地進行調(diào)查，施測前宣讀指導語，并解釋和說明各量表，問卷填寫好后當場收回。數(shù)據(jù)整理時刪除不合格問卷，然后將問卷編號進行數(shù)據(jù)錄入。采用社會統(tǒng)計分析軟件包SPSS 17.0和AMOS 17.0檢查處理異常數(shù)據(jù)、缺失數(shù)據(jù)，進行統(tǒng)計分析。

2 結果

2.1 中學生體育鍛煉、自我效能感、心理健康狀況的人口統(tǒng)計學差異

對中學生4個變量的人口統(tǒng)計學檢驗結果顯示(表1)，在性別比較中只有體育鍛煉量男生大于女生(19.18±18.31，10.84±11.70)，在生源比較中只有自我效能感城市學生強于農(nóng)村學生(2.81±0.59，2.66±0.48)，具有顯著性差異(P<0.01)，其變量的檢驗結果均沒有統(tǒng)計學比較意義。在學段比較中，初中生體育鍛煉量、鍛煉堅持性、自我效能感量表得分均高于高中生，表現(xiàn)出比高中生較輕的心理健康癥狀，具有顯著性差異(P<0.01)，這與高中生承受著比初中生更大的學習壓力和社會壓力有關。4個變量在不同的統(tǒng)計口徑中表現(xiàn)出一定的規(guī)律性，有助于進一步了解體育鍛煉、自我效能感對心理健康的影響程度和相互關系。

表 1 中學生體育鍛煉、自我效能感、心理健康狀況的人口統(tǒng)計學差異

注：**表示P<0.01,下同。

2.2 不同體育鍛煉對中學生自我效能感、心理健康狀況的影響

以不同等級體育鍛煉量、鍛煉堅持性為固定因子，以自我效能感和心理健康為因變量，運用多元方差分析檢驗自變量對因變量的主效應和交互作用(表2)。結果顯示，體育鍛煉量對自我效能感具有主效應，對心理健康沒有主效應(F(1.1082)=1.165,P=0.259>0.05)，鍛煉堅持性對自我效能感和心理健康都具有顯著的主效應，體育鍛煉量與鍛煉堅持性在自我效能感和心理健康得分上具有不同水平的交互作用(F自我效能感(1.1082)=1.967,P<0.01；F心理健康(1.1082)=1.538,P<0.05)。

表 2 體育鍛煉對自我效能感和心理健康的主效應和交互作用

注：*表示P<0.05,下同。

為能清晰、準確地觀察不同體育鍛煉對中學生自我效能感、心理健康影響的變化狀況，對2個因變量的均值進行檢驗(表3)。結果發(fā)現(xiàn)，隨著體育鍛煉量的增加，中學生自我效能感得到增強，呈顯著性差異(P<0.01)，對心理健康的影響呈V型變化，中等量體育鍛煉的心理健康癥狀改變最大，但沒有統(tǒng)計學差異(P=0.292>0.05)。而隨著有規(guī)律鍛煉時間的持續(xù)，中學生自我效能感隨之增強，心理健康癥狀減輕，其中，持續(xù)鍛煉超過6個月的中學生心理健康效應最為顯著，F(xiàn)檢驗P<0.01。說明，進行較長時期中等量的體育鍛煉，產(chǎn)生的心理健康效應最佳，這與國內(nèi)、外既有研究結果相符。

表 3 中學生自我效能感、心理健康不同等級體育鍛煉的差異比較

2.3 中學生體育鍛煉、自我效能感和心理健康的相關與回歸分析

為探查中學生體育鍛煉量、鍛煉堅持性、自我效能感、心理健康狀況相互間的關系及其密切程度，通過以學段為控制變量進行相關分析(表4)。經(jīng)檢驗，中學生體育鍛煉量、鍛煉堅持性、自我效能感之間呈顯著正相關；心理健康狀況與鍛煉堅持性、自我效能感呈顯著負相關，相關系數(shù)為-0.119和-0.159，與體育鍛煉量相關不顯著(P>0.05)，相關系數(shù)0.01。在較為復雜且不易測量的變量間容易產(chǎn)生測量誤差,但如果相關系數(shù)通過顯著性檢驗，較小的相關系數(shù)也應確認變量間的相關關系[23]。體育鍛煉與心理健康都是連續(xù)的、動態(tài)的變化過程，影響其測量效果的因素很多，表4中各變量間的相關系數(shù)絕對值普遍較低，這既與較大的樣本量有關，也與體育鍛煉與心理健康的特性(灰色，較難測量)有關?；隗w育鍛煉量、自我效能感、心理健康三者之間的顯著相關關系，在隨后的多元方差分析中，發(fā)現(xiàn)體育鍛煉量與自我效能感在心理健康得分上存在交互作用(F(1.1082)=1.699,P=0.002<0.01)，且差異顯著，這與前人的研究結果相符。

表 4 中學生體育鍛煉、自我效能感與心理健康的相關分析

注：以學段為控制變量。

以心理健康為因變量，其余變量為自變量，采用逐步回歸法(stepwise法)進行多元線性回歸分析，以F檢驗作為篩選變量標準(P<0.05進入回歸方程，P>0.1剔除)，刪除沒有構成心理健康顯著獨立貢獻的自變量。表5顯示，學段、自我效能感、鍛煉堅持性進入回歸方程，3個變量對心理健康9.4%的變異做出解釋，回歸模型通過檢驗(R2=0.094，F(xiàn)(1.1082)=17.427，P<0.01)，標準化回歸系數(shù)均為負值，表明，對心理健康具有負向預測作用。

表 5 中學生心理健康影響因素的多元回歸分析

2.4 自我效能感在中學生體育鍛煉影響心理健康的中介作用檢驗

以中學生體育鍛煉量、鍛煉堅持性、自我效能感和心理健康之間的相關關系為基礎，采用結構方程模型Amos 17.0，對理論和邏輯分析得出的自我效能感在體育鍛煉影響中學生心理健康中介作用的假設模型進行驗證。參數(shù)估計結果發(fā)現(xiàn)，模型各類擬合度指標能夠達到可接受水平，但體育鍛煉量對心理健康的通徑系數(shù)不能通過檢驗，二者臨界比C.R.=0.619<1.96(P=0.536)，刪除這一路徑后，模型識別取得參數(shù)估計值(圖2)。

圖 2 體育鍛煉、自我效能感影響心理健康效應的路徑分析示意圖

在模型擬合優(yōu)度(goodness-of-fit)評估方面，以模型擬合度越高，代表模型可用性越高，參數(shù)估計越具有其涵義，常用的擬合優(yōu)度指數(shù)一般以卡方(X2)檢驗值P>0.05，X2/DF<3，RMR<0.05，RMSEA<0.08，GFI、NFI和CFI值>0.9為參照標準[4]。但卡方統(tǒng)計量(X2)容易受到樣本大小的影響，對容量達到幾百的大樣本，原假設非常容易被拒絕，因此，需要同時參考其他擬合度指標來評價模型[9]。本研究的假設模型卡方檢驗值P<0.05，就是由于樣本量較大，而出現(xiàn)了較大的X2值。除此之外，其他擬合度指標均達到優(yōu)良(表6)：X2/DF=2.734，RMR=0.041，RMSEA=0.069，GFI、NFI和CFI值均>0.9，可以確定結構方程模型合理可靠，結構模型總通徑系數(shù)為-0.141(-0.05×1.33-0.1×0.74)。圖2顯示，各變量共有2條因果方向路徑導向心理健康：1)體育鍛煉對心理健康具有直接效應，體育鍛煉量與鍛煉堅持性對心理健康的通徑系數(shù)為-0.067。體育鍛煉量、鍛煉堅持性對心理健康的影響通過了結構方程模型的內(nèi)部檢驗，體育鍛煉量和鍛煉堅持性可以看作是持續(xù)不同時間的體育鍛煉行為，對心理健康的影響方向符合理論和實踐地期望，但其中只有經(jīng)過長時間有規(guī)律鍛煉才能形成良好的心理健康效應。2)自我效能感在體育鍛煉量與心理健康間具有中介效應，通徑系數(shù)為-0.074。結構方程模型內(nèi)部檢驗體育鍛煉量與自我效能感、自我效能感與心理健康之間的臨界比率C.R.分別為3.664和-3.611，絕對值均>2.58，假設路徑成立。結合前文2.3體育鍛煉量與自我效能感在心理健康得分上具有交互作用，體育鍛煉量與自我效能感、自我效能感與心理健康存在顯著相關，可以確定體育鍛煉量通過自我效能感的中介作用間接地影響心理健康。

表 6 體育鍛煉、自我效能感、心理健康結構方程模型的擬合參數(shù)

根據(jù)榮泰生對多群組分析的解釋[9]，設定高中、初中2個群組來檢驗學段對結構方程模型的影響，新構建結構系數(shù)模型參數(shù)擬合度良好，P=0.761>0.05,兩組模型變量間臨界比率均<1.96，表明高中、初中兩組在結構模型系數(shù)上無顯著性差異，潛在變量之間的關系穩(wěn)定，自我效能感在體育鍛煉影響心理健康的中介效應沒有學段差異。

3 討論

3.1 中學生體育鍛煉、自我效能感影響心理健康的變化特征

本研究發(fā)現(xiàn)，不同群體中學生體育鍛煉、自我效能感對心理健康的影響存在差異。男生體育鍛煉量顯著大于女生，城市學生自我效能感好于農(nóng)村學生，但均沒有引起鍛煉堅持性和心理健康的顯著性變化。高中生體育鍛煉量、鍛煉堅持性、自我效能感得分均低于初中生，心理健康癥狀SCL-90得分高于初中生，其差異顯著，學習壓力和社會壓力是高中生最突出的心理問題，這與何健等人[2]的研究結果一致。研究顯示，不同體育鍛煉量和鍛煉堅持性對中學生自我效能感、心理健康的主效應不同，體育鍛煉量與自我效能感在影響心理健康時具有交互作用，自我效能感在整個鍛煉行為影響心理健康過程中扮演著重要角色。在鍛煉心理學領域，自我效能感概念與個體心理健康緊密聯(lián)系。國外有關行為改變的跨理論模型研究證實，青少年自我效能感隨鍛煉行為變化階段的進步依次增強，呈現(xiàn)顯著的階段變化特征[29,30]。這種效應在國內(nèi)學者的研究中也得到了證實，大學生在鍛煉行為的變化階段，自我效能感呈逐漸增強趨勢，自我效能在認知過程、行為過程與變化階段之間的關系中扮演著部分中介角色[15]。在本研究中，自我效能感隨鍛煉時間和鍛煉等級的遞增而逐步增強，但心理健康得分卻沒有同步降低，呈現(xiàn)的組合特征為：中學生持續(xù)6個月以上中等量的體育鍛煉達到的心理健康效應最為顯著。中等量持續(xù)6個月以上的體育鍛煉是我國體育人口和美國運動醫(yī)學會“適當運動”的界定標準[17]，Prochaska行為轉(zhuǎn)變理論對個體新行為在“保持階段”進行“有規(guī)律的體育鍛煉”也以此為標準[24]。

3.2 體育鍛煉、自我效能感和中學生心理健康的關系

行為轉(zhuǎn)變理論認為，處于行為改變的不同階段，行為變化過程始終伴隨心理因素的改變[22]。從初始或短期的體育鍛煉到形成長期有規(guī)律的鍛煉習慣，鍛煉行為的改變對心理健康的影響是不同的。

1.堅持有規(guī)律鍛煉具有顯著的心理效應，這已被理論界普遍認可[3,5]。本研究證實，鍛煉堅持性對心理健康具有主效應，且二者呈顯著相關。

2.體育鍛煉量沒有顯著的心理健康效應，但通過自我效能感可間接影響心理健康。本研究發(fā)現(xiàn)，體育鍛煉量對心理健康沒有主效應，相關不顯著，在結構方程模型中對心理健康沒有顯著獨立貢獻，因而被證實對心理健康不具有直接效應。但體育鍛煉量與自我效能感對心理健康具有交互作用，相關關系達到顯著性水平，結構方程模型證實，體育鍛煉量通過自我效能感的中介作用影響心理健康。這說明，雖然體育鍛煉量對持續(xù)、整體性的心理健康狀態(tài)不足以產(chǎn)生影響效應，但對于暫時的、局部的心理學觀察指標有正向影響。Melnman等人也證實，青少年參加愉快、非競爭性或有節(jié)奏的體育鍛煉會產(chǎn)生顯著的短期情緒效應，從而形成良好的情緒狀態(tài)[19]。何仲愷等[3]人認為，體育態(tài)度影響個體主觀幸福感及心境狀態(tài)，但對SCL-90量表得分沒有顯著主效應。

3.體育鍛煉、自我效能感對心理健康的預測。在通過逐步回歸形成的回歸模型中，鍛煉持續(xù)性、自我效能感和學段對心理健康響應的方差貢獻率為30.7%，都具有顯著的獨立貢獻，3個變量對心理健康具有負向預測作用，這對指導中學生進行有針對性的體育鍛煉具有重要的意義。

3.3 自我效能感對體育鍛煉影響心理健康的中介效應

體育鍛煉、自我效能感影響心理健康的結構模型擬合優(yōu)度良好，各變量臨界比C.R.>1.96，參數(shù)估計值有意義，假設模型成立。模型從結構層面揭示了體育鍛煉影響心理健康的內(nèi)部關聯(lián)：體育鍛煉能夠有效影響心理健康，自我效能感在體育鍛煉的心理健康效應中具有中介作用。從社會學、心理學的角度審視，人們的心理健康狀況具有動態(tài)性、潛在性、特定性等特征[8]，這使得體育鍛煉的心理效應難以完整、準確地顯現(xiàn)出來，需要采取易于觀測的心理學變量來進行表達。同類研究如劉洋等[7]人采用身體自尊來建立職業(yè)女性體育鍛煉對心理健康的中介模型，顏軍等人通過實驗研究證實了主觀幸福感在身體鍛煉對大學生心理健康影響中具有中介效應等[20]，均是出于這種考慮。本研究建立的中介模型通徑系數(shù)較低，自我效能感對體育鍛煉影響心理健康的通徑系數(shù)僅有-0.074，回歸方程共變率R2也未達到高水平，這可能與測量選擇的一般自我效能量表有關，提示，需要增加新的變量來揭示體育鍛煉心理效應的作用機制。自我效能感是人們對特定情景中行為的預期，是對自己完成任務的信心判斷，情境、內(nèi)容不同，結果也不盡相同，因此，一般的自我效能量表不能十分貼切地觀察和反映體育鍛煉的效能。李昌俊等[5]人認為，在運動促進心理健康的研究中要整合運動體驗的概念，運動效能感比一般自我效能感更能反映鍛煉與心理健康之間的關聯(lián)，但遺憾的是目前為止尚沒有成熟可靠的測量工具。

自我效能感中介體育鍛煉心理健康效應的研究，為揭示體育鍛煉心理健康效應的作用機制提供了理論依據(jù)，豐富和發(fā)展了鍛煉是產(chǎn)生良好心理效應主要因素的觀點。自我效能感能影響人們的思維模式、情感反應模式和行為選擇，自我效能感判斷決定著人們將付出多大努力以及在遇到障礙或不愉快經(jīng)歷時，能堅持的時間[11]。個體在進行體育鍛煉過程中，不僅會衡量鍛煉的效應，也會對自己能否堅持鍛煉的信心進行主觀評價，而這種效能評價在進行體育鍛煉與獲得良好心理效應之間起著至關重要的中介作用，這為體育鍛煉和指導提供了更明確的方向。提高學生對鍛煉行為的認知程度，一直是中、小學體育課程的主要目標之一[15]，中學生對體育鍛煉行為的選擇、評估、堅持，使正向信念不斷得到強化，是中學生取得良好健身鍛煉效果、促進身心健康發(fā)展的重要因素。

4 小結

1.中學生體育鍛煉、自我效能感、心理健康的人口統(tǒng)計學檢驗存在差異，持續(xù)不同時間的體育鍛煉對中學生自我效能感、心理健康的效應不同。研究證實，持續(xù)6個月以上中等量的體育鍛煉達到的心理健康效應最為顯著。

2.回歸分析表明，持續(xù)鍛煉、自我效能感和學段對中學生心理健康有負向預測作用，體育鍛煉量與自我效能感對心理健康具有交互作用，而體育鍛煉的心理健康效應有著復雜的作用機制。

3.本研究從結構層面揭示了體育鍛煉影響心理健康的內(nèi)部關聯(lián)：鍛煉能有效影響心理健康，長期有規(guī)律的鍛煉具有顯著心理效應，短期鍛煉能夠影響個體淺層的、局部的心理健康因素，但不足以改變心理健康狀態(tài)，自我效能感在體育鍛煉的心理健康效應中具有中介作用。

4.自我效能感中介體育鍛煉心理健康效應的研究，加深了學校體育、大眾健身中對鍛煉和指導活動的認識，對中學生形成良好的鍛煉習慣、促進身心健康發(fā)展具有積極作用。

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The Influences of Exercise on The Mental Health of Middle School Students:Intermediary Effect of Self-efficacy

SHENG Jian-guo,GAO Shou-qing,TANG Guang-xu

Using SCL-90,the GSES and the revised PARS-3 scales to measure 1084 middle school students,applied AMOS validation exercise effect hypothesis model of middle school students' mental health,for provide theoretical basis to explore the exercise mechanism of mental health.The results showed that 1) Different exercise on middle school students' self-efficacy and mental health effect is different,six months or more of the same amount of exercise to the mental health effect is the most significant.2) Exercise,self-efficacy to junior and senior high school students' mental health has negative prediction (R2=0.094,P<0.05).3) Middle school students' exercise influencing the structural equation model of mental health test of goodness of fit index is good,the amount of exercise,exercise perseverance and self-efficacy affect middle school students' mental health of the path coefficient is 0.141.Exercise amount has no significant effect of mental health,but indirectly affect mental health by improving the self-efficacy,and there is intermediary effect in physical activity.It reveals that there is the internal relationship in the middle school students exercise,self-efficacy and mental health,and provides a clear direction for physical training and guidance for high school students.

middleschoolstudents;physicalexercise;self-efficacy;mentalhealth;intermediaryeffect

1002-9826(2016)05-0098-06

10.16470/j.csst.201605013

2015-09-28；

2016-05-25

河西學院教學研究資助項目(HY[2014]JXYJ009)。

盛建國(1970-)，男，甘肅高臺人，副教授，碩士，主要研究方向為學校體育教學與訓練，Tel:(0936)8281442，E-mail:shenjg@hxu.edu.cn。

河西學院 體育學院，甘肅 張掖 734000 Hexi University,Zhangye 734000,China.

G804.82

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