大学生自主健身行为对心理健康素养的影响：自我控制与锻炼认同的链式中介作用

本研究通过横断面调查揭示大学生自主健身行为(AFB)通过自我控制(SC)和锻炼认同(EIS)的独立及链式中介作用正向预测心理健康素养(MHL)，总间接效应达0.245（95%CI[0.210,0.279]），为高校心理健康干预提供了新靶点。

　　

引言

近年来，中国大学生心理健康问题日益受到教育界和公共卫生领域的关注。学业压力、社会适应困难以及数字生活方式普及等因素导致心理困扰加剧，特别是低年级学生普遍缺乏足够的心理健康素养(Mental Health Literacy, MHL)——即识别、管理和促进心理健康的综合能力。

自主健身行为(Autonomous Fitness Behavior, AFB)作为一种由自我决定和内在动机驱动的体育活动形式，在改善心理健康结局方面展现出潜力。现有研究多关注一般性身体活动，忽视了自主性特质的作用及其影响心理健康素养的心理机制。这一研究空白在中国高等教育背景下尤为显著，因为文化和制度因素可能独特地塑造这些关系。

自我控制(Self-control, SC)和锻炼认同(Exercise Identity, EIS)是两个潜在的中介变量。自我控制使个体能够通过调节冲动和支持目标导向行为来维持稳定的运动习惯，而锻炼认同反映了将"运动者"角色融入自我概念的过程，增强与心理健康相关的内在动机和心理资源。更重要的是，这些因素可能依次发挥作用：自主健身行为可增强自我控制，进而促进锻炼认同的发展，最终提升心理健康素养。

自主健身行为与心理健康素养的关系

心理健康素养被定义为识别、处理和促进心理健康所需的知识、信念和能力，对提升大学生心理韧性至关重要。近年因学业压力、社会融合挑战和职业不确定性，中国大学生心理健康问题凸显，超过30%存在显著焦虑或抑郁症状，这凸显了寻找有效保护因素的必要性。

自主健身行为指由内在动机驱动的自我导向、自愿性运动，区别于外部调节的活动（如强制性体育课）。其主动性和选择性能通过培养自主性和承诺感来强化积极的心理健康效应。现有研究支持身体活动与心理健康素养的正向关联：持续运动能改善情绪调节、自我效能和压力应对——这些都是心理健康素养的核心维度。对大学生而言，规律健身与更高自尊和更低心理困扰相关。

自我决定理论(Self-Determination Theory, SDT)为解释该机制提供了框架。SDT区分了自主动机（由个人兴趣或价值目标驱动）和受控动机（由外部压力驱动），认为自主参与能更好地促进心理健康。应用于身体活动领域，SDT表明自主性运动增强能力感和自我决定感，强化个体管理心理健康挑战的能力。实证研究表明，有自主健身参与的中国大学生在心理健康素养评估中得分更高——特别是在压力管理和自我接纳方面。

此外，自主健身行为支持长期运动坚持性，这是维持心理健康改善的关键。保持自我调节的运动习惯能提升心理灵活性，并作为对抗学业压力和社会隔离的保护因素。纵向研究进一步显示，具有自主健身行为的学生相比同伴表现出更稳定的心理健康素养进步。

自我控制的中介作用

自我控制被定义为个体为追求长期目标而调节冲动、情绪和行为的能力，已成为理解人类行为——特别是健康相关活动的关键建构。在自主健身行为与心理健康素养的关联中，自我控制可能发挥重要中介作用。

研究揭示了自我控制、身体活动和心理健康间的紧密联系。针对中国大学生的研究发现，较高自我控制水平与更好的自主健身计划依从性相关。自我控制强者更善于克服疲劳或低动机等障碍，从而维持健身活动的规律参与。这种持续性自主健身进而有助于改善心理健康素养——包括提升压力管理和情绪调节技能。

在心理健康领域，自我控制也与更好的心理幸福感相关。针对青少年的横断面研究表明，自我控制与心理幸福感呈正相关，与心理健康问题呈负相关。值得注意的是，心理韧性——心理健康素养的关键组成部分——被发现在自我控制与心理健康间起中介作用，表明自我控制可能通过增强个体韧性来影响心理健康结局。

锻炼认同的中介作用

锻炼认同是指个体将自己视为运动者的程度，将健身行为整合进自我概念和价值体系的心理建构。这一心理建构包含与身体活动相关的情感依恋、行为承诺和社会认可，作为持续运动参与的稳定内在驱动力。

近期研究强调了自主健身行为与锻炼认同的密切关联。当大学生出于内在动机（如个人兴趣或成长）参与健身活动时，他们更可能形成强烈的锻炼认同。研究发现自主健身参与显著预测锻炼认同的形成，个体越来越倾向于将自己描述为"定期运动的人"。这表明自愿、自我导向的健身行为培养了与身体活动更深层的心理连接，从而强化了作为运动者的身份认同。

锻炼认同反过来在提升心理健康素养中发挥关键作用。研究表明，强烈的锻炼认同与更高自我效能、改善的情绪调节和更好的社会适应相关——这些都是心理健康素养的核心组成部分。具体而言，强烈认同为运动者的个体倾向于发展出掌控感：持续的健身参与为他们设臵和达成目标的能力提供了具体证据，增强了他们管理心理挑战的信心。对大学生而言，这可能转化为面对学业压力或人际冲突时更有效的应对策略。

锻炼认同的中介作用在于其将自主健身行为转化为稳定自我概念的能力，进而培育心理健康素养。自主健身为锻炼认同的形成奠定了基础，而这种认同又强化了维持心理健康所需的心理资源。

自我控制与锻炼认同的链式中介作用

除了独立的中介作用外，自我控制和锻炼认同可能形成一条顺序路径，通过该路径自主健身行为影响大学生的心理健康素养。这种链式中介效应表明，自主健身行为首先增强自我控制，进而强化锻炼认同，最终促进心理健康素养的提升。

自我控制作为锻炼认同发展的基础心理资源。自我控制支撑锻炼认同的机制本质上是一个通过持续自我调节行为积累认同验证线索的动态过程。具体来说，当大学生利用自我控制克服即时诱惑（如抵制久坐娱乐方式或优先安排体育活动时间）以维持持续健身参与时，他们获得两种关键经验：一是行为一致性感知：规律健身参与将身体活动从"偶然选择"转化为"日常习惯"，这种行为稳定性为将"运动者"角色嵌入自我概念提供了具体证据；二是能力感：在持续健身过程中，个体可能感受到体质改善或达成预设健身目标，这些具体成果强化了"我具备坚持运动的能力"的认知信念，进而转化为对"运动者"身份的情感认同。该过程符合身份建构理论中"行为验证-身份强化"的核心逻辑。通过自我控制维持的重复角色一致行为持续验证个体已有的"运动者"身份认知图式，随着时间的推移，这种迭代验证最终将"运动者"身份内化，从单纯的"外部标签"转变为根深蒂固的"核心自我特质"。

自我控制水平较高的个体更能维持持续的健身参与，即使面临时间限制或疲劳等障碍。这种持续参与提供了强化健身行为与自我概念联系的反复机会，逐渐巩固锻炼认同。通过自我控制成功抵抗跳过锻炼诱惑的学生可能越来越将自己视为"经常锻炼的人"，从而加强其锻炼认同。强化后的锻炼认同反过来作为改善心理健康素养的催化剂。当健身行为成为自我认同的核心部分时，个体更可能从运动常规中获得心理益处——如增强的自我效能和情绪稳定性。这些源于强烈锻炼认同的益处进一步提升了他们理解、管理和促进心理健康的能力。

自我控制和锻炼认同的链式中介效应由此创造了一个良性循环：自主健身行为培养自我控制，强化锻炼认同，而这种增强的认同最终提升心理健康素养。这一顺序路径揭示了身体活动影响心理健康的复杂心理机制，表明自我控制和锻炼认同的联合效应超过了它们的独立贡献。

材料与方法

研究程序与参与者

本研究采用整群抽样方法，系统选取中国山东省东、中、西部地区八个区域各一所公立学校，从每所入选学校的大一班级中随机抽取三个班级（每班50名学生），共发放1,000份问卷。所有参与者属于同一民族群体，具有相似的社会经济地位。排除严重身心疾病（如医院诊断的抑郁症）、无法参与健身活动及问卷回答不完整的个体后，回收974份有效问卷（回收率97.4%）。有效样本中女性691人（70.9%），男性283人（29.1%），平均年龄19.4±1.33岁。差异检验显示校际无显著统计差异，证明合并分析合理性。

样本量通过G*Power 3.1确定。对于多元回归分析（四个核心变量），假设效应量0.15（中等效应），α=0.05，检验力(1-β)=0.90，最少需要368名参与者。考虑到20%的无效问卷率，分发1,000份问卷，最终保留974份有效回答——满足预先计算的统计检验力要求。

研究程序包括：数据收集前获得学校管理者、班主任和个体参与者的知情同意；研究人员接受统一培训（问卷解释和伦理规范）；问卷分发前详细说明研究目的、程序和保密承诺；在安静教室进行团体施测，研究人员实时答疑，完成后立即回收；数据收集时间为2024年9月3日至11月1日，每人30分钟。质量控制方面：缺失>10%、统一回答或明显偏差的问卷被排除无效；有效数据由两名独立研究人员双录入并交叉核对。

测量工具

大学生自主健身行为采用Rui(2013)开发的青少年自主健身行为自我决定量表，包含自我决定(α=0.859)、自我支持(α=0.786)和自我调节策略(α=0.876)三个维度，共43个项目。采用5点李克特量表（1="非常不同意"，5="非常同意"）。本研究中问卷Cronbach's α系数为0.759。

积极心理健康素养(Positive Mental Health Literacy, PMHL)采用Bjrnsen等(2017)编制、Cui等(2024)修订的中文版量表，共10个项目测量大学生心理素养水平。使用5点评分量表（1="完全不同意"，5="完全同意"），总分越高表示积极心理健康素养水平越高。量表显示强可靠性（Cronbach's α=0.949）和优异数据拟合指数：χ²=67.702, df=35, χ²/df=1.934, GFI=0.970, SRMR=0.035, RMSEA=0.047, CFI=0.969。

多维自我控制量表(Multidimensional Self-Control Scale, MSCS)采用Nilsen等(2020)开发、Dong等(2024)验证的中文简版量表，含8个项目两个维度：抑制性自我控制和启动性自我控制。使用5点李克特量表（1="非常不同意"，5="非常同意"），高分表示更高自我控制水平。本研究中量表Cronbach's α系数为0.722。

锻炼认同量表(Exercise Identity Scale, EIS)采用Anderson和Cychosz(1994)编制、Menglong等(2019)修订的量表，共9个项目测量大学生锻炼认同。量表重测信度0.79，Cronbach's α系数0.902，模型拟合指数：χ²/df=2.197, GFI=0.909, CFI=0.943, AGFI=0.906, RMSEA=0.075。本研究中Cronbach's α系数为0.938。

研究程序与统计分析

1. 1.
   使用IBM SPSS 26.0进行数据分析，包括描述性统计、变量间相关性分析；进行共同方法偏差检验。
2. 2.
   使用SPSS的PROCESS宏程序Model 6进行中介效应检验，主要检验：自主健身行为与积极心理健康素养的直接效应；自我控制和锻炼认同的中介效应；自主健身行为与积极心理健康素养的链式中介效应。
3. 3.
   使用AMOS26.0检验自主健身行为与积极心理健康素养中介模型的拟合度。

结果

共同方法偏差检验

通过问卷设计中包含9个反向计分项、现场填写答疑收集、Harman单因子检验等多种方法控制共同方法偏差。探索性因子分析提取出8个特征值大于1的因子，最大因子解释方差38.31%（低于40%标准），表明无显著共同方法偏差。通过整群抽样覆盖山东8地区、样本性别比匹配高校实际新生分布控制选择偏倚；研究人员标准化培训和现场指导最小化问卷解释偏倚；双数据录入交叉核对确保数据准确性；年龄和性别作为控制变量纳入回归模型控制混杂偏倚。

描述性统计与相关分析

Pearson相关分析显示，自主健身行为与自我控制、锻炼认同和心理健康素养均呈显著正相关(p<0.01)。性别在年龄、自主健身行为、心理健康素养、自我控制和锻炼认同上存在差异(p<0.01)，年龄与各指标无相关性。

不同性别间相关程度分析显示存在显著性别差异：女性心理健康素养水平高于男性；而在自主健身行为、自我控制和锻炼认同方面，男性在所有三个维度上得分显著高于女性。

中介效应显著性检验

使用Hayes(2013)的SPSS插件PROCESS的Model 6进行中介效应检验，采用5,000次Bootstrap抽样。以心理健康素养为因变量，自我控制和锻炼认同为中介变量，年龄、性别为控制变量进行回归分析。

模型1表明自主健身行为能直接预测心理健康素养(β=0.416, 95%CI[0.382,0.450], p<0.001)。模型2显示自主健身行为正向预测自我控制(β=0.301, 95%CI[0.269,0.333], p<0.001)。模型3结果表明自主健身行为正向预测锻炼认同(β=0.198, 95%CI[0.167,0.229], p<0.001)，且自我控制能直接正向预测锻炼认同(β=0.281, p<0.001)。模型4揭示自主健身行为、自我控制和锻炼认同同时对心理健康素养呈现正向预测作用(β=0.171, 95%CI[0.140,0.203], p<0.001; β=0.080, 95%CI[0.027,0.133], p<0.001; β=0.779, 95%CI[0.719,0.840], p<0.001)。

结果显示关键变量在年龄组间无显著差异，而性别差异显著——男性在自主健身行为、自我控制和锻炼认同上得分高于女性。

进一步的链式中介模型检验结果显示：以自我控制为中介变量的路径间接效应为0.024(95%CI=[0.008,0.042])；以锻炼认同为中介变量的路径间接效应为0.155(95%CI=[0.122,0.189])；以自我控制和锻炼认同为中介变量的路径间接效应为0.066(95%CI=[0.049,0.084])。所有间接效应累计总和为0.245(95%CI=[0.210,0.279])，三条间接路径分别占总效应的5.77%、37.25%和15.87%。这些发现共同证实了感知社会支持与自主健身行为关系中链式中介效应的成立。

讨论

自主健身行为与心理健康素养的关系

本研究结果证明大学生自主健身行为与心理健康素养间存在显著正相关，验证了现有理论框架和实证证据。自主健身行为通过引发直接增强心理健康素养的神经生物学反应、满足自我决定理论(SDT)的三种基本心理需求、促进长期运动坚持性以及提供社会支持背景等多重机制发挥作用。

自我控制的中介作用

本研究确定自我控制作为自主健身行为与心理健康素养关系中的重要中介变量，间接效应0.024占总效应的5.77%。这一双重路径影响表明，虽然自主健身直接增强心理健康素养，但也通过强化自我调节能力带来间接益处。

中介机制通过两个协同的心理过程运作：首先，自主健身的本质通过反复自我调节培养自我控制；其次，增强的自我控制通过改善情绪和行为调节来促进心理健康素养。当前研究发现自我控制是独立中介变量，但其中介效应(5.77%)远低于锻炼认同(37.25%)，这一相对较小的中介比例表明自我控制主要作为基础能力运作，使其他机制（如锻炼认同形成）成为可能，而不是作为主要中介因素。

锻炼认同的中介作用

本研究揭示锻炼认同在自主健身-心理健康素养关系中作为强大中介变量，占总效应的37.25%，比自我控制的中介作用影响大得多。这一显著中介通过两个协同的心理过程发生：自主健身行为通过重复自我概念强化系统培养锻炼认同；已建立的锻炼认同通过自我效能发展、情绪调节和社会强化等多条途径增强心理健康素养。

特别强的中介效应(37.25%)表明锻炼认同作为中心枢纽，将短暂的健身行为转化为持久的心理资源。与自我控制的调节功能不同，锻炼认同通过更深层的自我概念重组发挥作用，使其效应更全面和可持续。这解释了为什么它在中介模型中解释的方差几乎是自我控制的七倍。

自主健身行为与心理健康素养的链式中介效应

本研究证明了一条显著的顺序中介路径，其中自主健身行为通过自我控制和锻炼认同的链式作用增强心理健康素养，占总效应的15.87%(间接效应=0.066)。这一发现揭示了一个从行为调节到身份形成最终促进心理健康能力的动态心理转变过程。

初始阶段涉及自主健身作为自我控制发展的训练场所；随着个体通过改善的自我控制维持一致的健身常规，他们进入身份结晶阶段；最后阶段看到已建立的锻炼认同作为增强心理健康素养的心理资本运作。15.87%的中介权重强调了这一转变序列的重要性，揭示了通过身份形成，自我调节的瞬间行为可以产生远远超出健身房的广泛心理益处。

观察到的性别差异（男性在自主健身行为、自我控制和锻炼认同上优于女性）可能归因于两个背景因素：中国传统性别规范常将身体活动与男性气概相联系；大学女生更可能面临社会或自我施加的限制。

局限与展望

本研究优势在于聚焦大学生特定群体，填补了该人群自主身体活动与心理健康关联的研究空白；研究主题紧密契合公共卫生领域青少年健康促进需求，具有明确实践相关性和价值。但仍需考虑几个局限性：横断面设计无法进行因果推断；自我报告测量可能引入共同方法偏差；样本限于中国山东省大学生限制普适性；未测量的混杂变量可能影响所研究关系；自我控制和锻炼认同仅部分解释总效应，表明存在未检视机制。

基于这些限制，出现了一些额外研究途径：开发实验性干预措施培养自主健身行为；使用定性方法探索学生主观体验；开展跨学科研究揭示生物标志物与心理中介间相互作用；探索调节变量识别边界条件；整合技术捕捉健身行为与心理健康指标间的实时动态。

结论

大学生自主健身行为不仅能独立预测心理健康素养，还能通过自我控制和锻炼认同的中介效应以及二者的链式中介作用间接预测心理健康素养。这些发现不仅丰富了自主健身行为与心理健康素养领域的相关理论框架，也为设计针对性干预措施提升大学生心理健康素养提供了实证支持。