運(yùn)動(dòng)干預(yù)影響女大學(xué)生情緒調(diào)節(jié)策略:執(zhí)行功能的中介作用

張藝帆，殷恒嬋，崔 蕾，謝怡然，李秀娟

情緒健康作為心理健康的重要組成部分，其核心是情緒調(diào)節(jié)。情緒調(diào)節(jié)是指，個(gè)體對(duì)情緒發(fā)生、體驗(yàn)和表達(dá)施加影響的過程，在情緒調(diào)節(jié)的各種策略中最常用，且最有效的策略是認(rèn)知重評(píng)和表達(dá)抑制[1-2]。大量研究表明，運(yùn)動(dòng)有助于個(gè)體調(diào)節(jié)和維持良好的情緒，相關(guān)研究已證實(shí)其生理機(jī)制，即運(yùn)動(dòng)促進(jìn)了多巴胺、內(nèi)啡肽等神經(jīng)遞質(zhì)的分泌[3]。而近期有研究指出，執(zhí)行功能可能為運(yùn)動(dòng)改善情緒調(diào)節(jié)的潛在腦機(jī)制[4]。而執(zhí)行功能是一種高級(jí)的認(rèn)知過程，是指在完成復(fù)雜的認(rèn)知任務(wù)時(shí)，對(duì)其他認(rèn)知過程進(jìn)行控制和調(diào)節(jié)的過程，其根本作用是產(chǎn)生協(xié)調(diào)有序，具有目標(biāo)性的行為[5-7]。

執(zhí)行功能可能是一種機(jī)制，在運(yùn)動(dòng)影響情緒調(diào)節(jié)過程中發(fā)揮作用。研究者提出這一假設(shè)，主要是基于執(zhí)行功能、運(yùn)動(dòng)和情緒調(diào)節(jié)之間的關(guān)系，以及相關(guān)認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)的證據(jù)。首先，大量研究表明，無論是急性還是長期性的方式，運(yùn)動(dòng)有助于改善個(gè)體執(zhí)行功能、心境、情緒反應(yīng)與情緒調(diào)節(jié)[8-10]。而執(zhí)行功能與情緒調(diào)節(jié)的關(guān)系更為緊密，執(zhí)行功能發(fā)展不良會(huì)引發(fā)各種情緒方面的問題，而執(zhí)行功能較好的個(gè)體善于合理使用情緒調(diào)節(jié)策略[11]。根據(jù)情緒認(rèn)知理論，情緒的產(chǎn)生受到環(huán)境事件、生理狀況和認(rèn)知過程3個(gè)因素的影響，其中認(rèn)知是決定情緒性質(zhì)的關(guān)鍵因素[12]，而執(zhí)行功能作為一種調(diào)節(jié)其他認(rèn)知過程的高級(jí)認(rèn)知過程，通過調(diào)節(jié)認(rèn)知活動(dòng)，進(jìn)而指導(dǎo)個(gè)體進(jìn)行情緒評(píng)價(jià)。

其次，研究者先后提出了喚醒水平假說、腦可塑性假說和兒茶酚胺遞質(zhì)假說來解釋運(yùn)動(dòng)改善個(gè)體的執(zhí)行功能[7]?；趂MRI和近紅外技術(shù)的研究表明，運(yùn)動(dòng)后激活的、增加血流量的腦區(qū)與執(zhí)行功能的核心功能腦區(qū)，以及負(fù)責(zé)情緒調(diào)節(jié)的腦區(qū)，在腹側(cè)與背側(cè)前扣帶回，腹外側(cè)與背外側(cè)前額葉皮質(zhì)等重要腦區(qū)存在重疊[13-14]。

再者，運(yùn)動(dòng)后腦神經(jīng)內(nèi)分泌水平增加，導(dǎo)致腦部兒茶酚胺類遞質(zhì)變化，進(jìn)而改善個(gè)體的執(zhí)行功能，而兒茶酚胺類遞質(zhì)包括多巴胺、去甲腎上腺素和腎上腺素，這些激素都是影響情緒的主要遞質(zhì)，對(duì)情緒的變化起核心作用[15]?？傊?，執(zhí)行功能和情緒調(diào)節(jié)的腦機(jī)制存在部分重疊。

最后，認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)的研究表明，不管是使用認(rèn)知重評(píng)還是表達(dá)抑制策略，都會(huì)激活與前額葉相關(guān)的部分腦區(qū)，而前額葉正是執(zhí)行功能的核心腦區(qū)[16-17]。這些證據(jù)都提示，運(yùn)動(dòng)、執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)之間存在某種復(fù)雜的聯(lián)系，但目前研究大多是探討其中兩者之間的關(guān)系；盡管近期有研究表明，執(zhí)行功能在有氧適能和情緒調(diào)節(jié)之間起中介作用[4]，而來自正念的研究也認(rèn)為，正念干預(yù)是通過提高執(zhí)行功能，進(jìn)而改善情緒調(diào)節(jié)[18]，但這些研究都缺乏運(yùn)動(dòng)參與的直接證據(jù)。因此，運(yùn)動(dòng)是否可以通過改善執(zhí)行功能來影響情緒調(diào)節(jié)，目前尚不清楚。

鑒于此，本研究旨在探討以下4個(gè)問題:（1）運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)大學(xué)生執(zhí)行功能的影響；（2）運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)大學(xué)生情緒調(diào)節(jié)策略的影響；（3）執(zhí)行功能與情緒調(diào)節(jié)策略的關(guān)系；（4）執(zhí)行功能是否在運(yùn)動(dòng)對(duì)情緒調(diào)節(jié)策略的影響中起中介作用。為全面揭示運(yùn)動(dòng)改善情緒調(diào)節(jié)的機(jī)制提供理論和實(shí)踐依據(jù)。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 試驗(yàn)對(duì)象

本研究以52名女大學(xué)生為研究對(duì)象，平均年齡（19.36±1.17）歲，均為右利手；無色盲，正常視力或矯正視力大于0.8；3個(gè)月內(nèi)無參與規(guī)律性運(yùn)動(dòng)；通過體質(zhì)健康成績篩選出生理狀況適合參與本干預(yù)強(qiáng)度的參與者；所有被試簽訂試驗(yàn)協(xié)議書，承偌遵守試驗(yàn)要求。

1.2 試驗(yàn)分組

將52人隨機(jī)分為試驗(yàn)組（26人）和對(duì)照組（26人），試驗(yàn)組進(jìn)行8周運(yùn)動(dòng)干預(yù)，對(duì)照組在相同時(shí)間正常學(xué)習(xí)生活，并承諾在該期間不參與有規(guī)律的體育鍛煉活動(dòng)。

1.3 運(yùn)動(dòng)干預(yù)方案

研究表明，與簡單重復(fù)性的運(yùn)動(dòng)相比，包含豐富的執(zhí)行功能操作的復(fù)雜運(yùn)動(dòng)，具有豐富的環(huán)境刺激的運(yùn)動(dòng)情景，更能促進(jìn)執(zhí)行功能的提高。表面上看，有無認(rèn)知參與的運(yùn)動(dòng)均能提高喚醒水平，但是只有包含豐富的執(zhí)行功能操作的，具有豐富的環(huán)境刺激的，含有復(fù)雜挑戰(zhàn)的運(yùn)動(dòng)需要更多認(rèn)知的參與，能夠激活更多的高級(jí)認(rèn)知過程，如趣味游戲、團(tuán)隊(duì)合作項(xiàng)目[19]。因此，本研究以大學(xué)生熱衷的減肥鍛煉運(yùn)動(dòng)（中等強(qiáng)度有氧跑與抗阻運(yùn)動(dòng)）為主體，參考殷恒嬋等[19]的研究成果，選擇適合大學(xué)生群體的趣味游戲?yàn)檩o助練習(xí)，旨在通過運(yùn)動(dòng)方案設(shè)計(jì)，提高干預(yù)效果。這樣的方案設(shè)計(jì)既增加了運(yùn)動(dòng)干預(yù)的趣味性、復(fù)雜性，又與大學(xué)生日常的體育鍛煉緊密結(jié)合，不失研究結(jié)果的生態(tài)性（見表1）。對(duì)有氧運(yùn)動(dòng)的監(jiān)控主要從運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度、時(shí)間和頻率3個(gè)方面嚴(yán)格控制（見表2）。運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度控制在中等強(qiáng)度，即（220-年齡）×（60%～69%）；運(yùn)動(dòng)時(shí)間每次為40 min，其中，有氧跑30 min，游戲和素質(zhì)練習(xí)10 min；運(yùn)動(dòng)頻率為每周3次。

表1 8周的運(yùn)動(dòng)干預(yù)方案Table1 Exercise Intervention Plan for Three Weeks

表2 運(yùn)動(dòng)方案的FITTTable2 The FITT of Exercise Intervention

1.4 執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)策略的測量

執(zhí)行功能的測量采用陳愛國開發(fā)的執(zhí)行功能測量工具（效度大于0.85）[20]，通過E-prime1.1系統(tǒng)在計(jì)算機(jī)上完成。Flanker任務(wù)評(píng)價(jià)抑制功能，2-back任務(wù)評(píng)價(jià)刷新功能，More-odd shifting任務(wù)評(píng)價(jià)轉(zhuǎn)換功能。

情緒調(diào)節(jié)策略采用情緒調(diào)節(jié)量表（ERQ）中文版進(jìn)行測量，總量表的克朗巴赫α系數(shù)=0.96，分量表中，認(rèn)知重評(píng)的克朗巴赫α系數(shù)=0.79，表達(dá)抑制克朗巴赫α系數(shù)=0.73，3個(gè)月后的重測克朗巴赫α系數(shù)=0.69[21]。王力等[22]引進(jìn)ERQ并進(jìn)行本土化研究，結(jié)果表明，重測信度（認(rèn)知重評(píng)=0.82，表達(dá)抑制=0.79）和內(nèi)部一致性信度（認(rèn)知重評(píng)=0.85，表達(dá)抑制=0.77）良好，標(biāo)準(zhǔn)測量模型與實(shí)際數(shù)據(jù)的擬合程度良好。

1.5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法

采用溫忠麟等[23]提出的新中介效應(yīng)程序進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。（1）檢驗(yàn)回歸系數(shù)c，如果顯著，繼續(xù)下面的第2步，否則停止分析。（2）做BARON和KENNY提出的部分中介檢驗(yàn)，即依次檢驗(yàn)系數(shù)a、b，如果都顯著，意味著自變量對(duì)因變量的影響至少有一部分是通過中介變量實(shí)現(xiàn)的，進(jìn)行第3步；如果至少有一個(gè)不顯著，進(jìn)行第4步。（3）做JUDD和KENNY完全中介檢驗(yàn)中的第3個(gè)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)系數(shù)c'，如果不顯著，說明為完全中介作用；如果顯著，說明為部分中介作用，檢驗(yàn)結(jié)束。（4）用Bootstrap法直接檢驗(yàn)H0:ab=0。如果顯著，則中介效應(yīng)顯著，觀察第3步檢驗(yàn)中c'的顯著性，判斷中介效應(yīng)為部分中介效應(yīng)或完全中介效應(yīng)，否則中介效應(yīng)不顯著，停止分析[23]。

1.6 試驗(yàn)程序

所有被試均在寬敞、明亮、安靜的實(shí)驗(yàn)室內(nèi)完成執(zhí)行功能的測量任務(wù)和情緒調(diào)節(jié)問卷。試驗(yàn)程序分為前測和后測，前測在運(yùn)動(dòng)干預(yù)開始前的2天內(nèi)完成，后測在運(yùn)動(dòng)干預(yù)結(jié)束后的2天內(nèi)完成。

每次運(yùn)動(dòng)干預(yù)前隨機(jī)選取3名被試佩戴polar心率表至運(yùn)動(dòng)結(jié)束，分別在安靜時(shí)、5 min、15 min、25 min進(jìn)行心率測量，以此來監(jiān)控運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度。

1.7 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)與分析

數(shù)據(jù)結(jié)果用平均值±標(biāo)準(zhǔn)差（M±SD）表示，采用SPSS20.0和Mplus7.4進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先，以執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)策略為因變量，以時(shí)間（前測、后測）為被試內(nèi)因素，組別（試驗(yàn)組、對(duì)照組）為被試間因素，進(jìn)行重復(fù)測量方差分析，考察運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)策略的影響；其次，采用Spearman相關(guān)分析和多元逐步回歸分析，分析執(zhí)行功能與情緒調(diào)節(jié)策略的關(guān)系；最后，采用溫忠麟等提出的新中介效應(yīng)程序，在SPSS和Mplus上進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗(yàn)。

2 結(jié)果與分析

2.1 試驗(yàn)組與對(duì)照組前測執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)策略的同質(zhì)性檢驗(yàn)

對(duì)試驗(yàn)組和對(duì)照組的執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)策略前測結(jié)果進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)。結(jié)果顯示:抑制功能t＝0.65，P＝0.597＞0.05；刷新功能t=0.516，P=0.609＞0.05；轉(zhuǎn)換功能t=-1.331，P=0.19＞0.05；認(rèn)知重評(píng)t=1.045，P=0.302＞0.05；表達(dá)抑制t=-1.198，P＝0.238＞0.05。表明，干預(yù)前試驗(yàn)組與對(duì)照組在執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)策略上差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2.2 運(yùn)動(dòng)干預(yù)前后大學(xué)生執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)策略的描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)運(yùn)動(dòng)干預(yù)前后大學(xué)生各執(zhí)行功能子功能、認(rèn)知重評(píng)、表達(dá)抑制策略進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)（M±SD），執(zhí)行功能的單位是反應(yīng)時(shí)，反應(yīng)時(shí)越短，表明執(zhí)行功能越好（見表3）。

表3 運(yùn)動(dòng)干預(yù)前后女大學(xué)生執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)策略的描述性統(tǒng)計(jì)Table3 Descriptive Statistics of Executive Function And Emotion Regulation Strategy Before And After Exercise Intervention

2.3 運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)大學(xué)生執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)策略的影響

采用2（時(shí)間:前測、后測）×2（組別:試驗(yàn)組、對(duì)照組）重復(fù)測量方差分析，分別探究8周運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)大學(xué)生執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)策略的影響。

2.3.1 運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)大學(xué)生執(zhí)行功能的影響 抑制功能上，時(shí)間主效應(yīng)非常顯著[F（1，51）＝7.806，P＝0.008＜0.01]，表明抑制功能有隨時(shí)間變化的趨勢；組別主效應(yīng)不顯著[F（1，51）＝0.158，P＝0.693＞0.05]，表明試驗(yàn)組與對(duì)照組抑制功能不具有顯著性差異；時(shí)間×組別交互效應(yīng)顯著性[F（1，51）＝6.282，P＝0.016＜0.05]，表明運(yùn)動(dòng)干預(yù)前后2組抑制功能的變化有顯著性差異。進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析表明，后測試驗(yàn)組與對(duì)照組抑制功能不具有顯著性差異（F＝1.754，P＝0.19＞0.05）；試驗(yàn)組前、后測抑制功能具有非常顯著性差異（F＝14.047，P＝0.01），試驗(yàn)組后測抑制功能非常顯著優(yōu)于前測；對(duì)照組前、后測抑制功能不具有顯著性差異（F＝0.041，P＝0.84＞0.05）。

刷新功能上，時(shí)間主效應(yīng)具有非常顯著性[F（1，51）＝18.79，P＝0.000＜0.01]，表明刷新功能有隨時(shí)間變化的趨勢；組別主效應(yīng)不顯著[F（1，51）＝0.543，P＝0.465＞0.05]，表明試驗(yàn)組與對(duì)照組刷新功能不具有顯著性差異；時(shí)間×組別交互效應(yīng)具有非常顯著性[F（1，51）＝20.556，P＝0.000＜0.01]，表明運(yùn)動(dòng)干預(yù)前后2組刷新功能的變化有非常顯著性。進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析表明，后測試驗(yàn)組與對(duì)照組刷新功能具有顯著性差異（F＝4.965，P＝0.031＜0.05），試驗(yàn)組后測刷新功能顯著優(yōu)于對(duì)照組；試驗(yàn)組前、后測刷新功能具有非常顯著性差異（F＝39.327，P＝0.000＜0.01），試驗(yàn)組后測刷新功能非常顯著優(yōu)于前測；對(duì)照組前、后測刷新功能不具有顯著性差異（F＝0.02，P＝0.889＞0.05）。

轉(zhuǎn)換功能上，時(shí)間主效應(yīng)具有非常顯著性[F（1，51）＝14.557，P＝0.000＜0.01]，表明轉(zhuǎn)換功能有隨時(shí)間變化的趨勢；組別主效應(yīng)顯著[F（1，51）＝5.773，P＝0.021＜0.05]，表明試驗(yàn)組與對(duì)照組轉(zhuǎn)換功能具有顯著性差異；時(shí)間×組別交互效應(yīng)具有非常顯著性[F（1，51）＝13.276，P＝0.001＜0.01]，表明運(yùn)動(dòng)干預(yù)前后2組轉(zhuǎn)換功能的變化有非常顯著性差異。進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析表明，后測試驗(yàn)組與對(duì)照組轉(zhuǎn)換功能具有非常顯著性差異（F＝11.793，P＝0.001＜0.01），試驗(yàn)組后測轉(zhuǎn)換功能非常顯著優(yōu)于對(duì)照組；試驗(yàn)組前、后測轉(zhuǎn)換功能具有非常顯著性差異（F＝27.816，P＝0.000＜0.01），試驗(yàn)組后測轉(zhuǎn)換功能非常顯著優(yōu)于前測；對(duì)照組前、后測轉(zhuǎn)換功能不具有顯著性差異（F＝0.015，P＝0.904＞0.05）。

2.3.2 運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)大學(xué)生情緒調(diào)節(jié)策略的影響 認(rèn)知重評(píng)得分上，時(shí)間主效應(yīng)具有非常顯著性[F（1，51）＝14.714，P＝0.000＜0.01]，表明認(rèn)知重評(píng)策略有隨時(shí)間變化的趨勢；組別主效應(yīng)非常顯著[F（1，51）＝7.436，P＝0.009＜0.01]，表明試驗(yàn)組與對(duì)照組認(rèn)知重評(píng)策略具有非常顯著性差異；時(shí)間×組別交互效應(yīng)具有非常顯著性[F（1，51）＝11.951，P＝0.001＜0.01]，表明運(yùn)動(dòng)干預(yù)前后2組認(rèn)知重評(píng)策略的變化有非常顯著性差異。進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析表明，后測試驗(yàn)組與對(duì)照組認(rèn)知重評(píng)具有顯著性差異（F＝16.355，P＝0.00＜0.01），試驗(yàn)組后測認(rèn)知重評(píng)顯著優(yōu)于對(duì)照組；試驗(yàn)組前、后測認(rèn)知重評(píng)具有非常顯著性差異（F＝26.593，P＝0.00＜0.01），試驗(yàn)組后測認(rèn)知重評(píng)非常顯著優(yōu)于前測；對(duì)照組前、后測認(rèn)知重評(píng)不具有顯著性差異（F＝0.072，P＝0.79＞0.05）。

表達(dá)抑制得分上，時(shí)間主效應(yīng)不具有顯著性[F（1，51）＝1.232，P＝0.273＞0.05]，表明表達(dá)抑制策略不隨時(shí)間變化而變化；組別主效應(yīng)不顯著[F（1，51）＝2.27，P＝0.139＞0.05]，表明試驗(yàn)組與對(duì)照組表達(dá)抑制策略不具有顯著性差異；時(shí)間×組別交互效應(yīng)不具有顯著性[F（1，51）＝0.137，P＝0.713＞0.05]，表明運(yùn)動(dòng)干預(yù)前后2組表達(dá)抑制策略的變化不具有顯著性差異。進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析表明，后測試驗(yàn)組與對(duì)照組表達(dá)抑制不具有顯著性差異（F＝2.478，P＝0.123＞0.05）；試驗(yàn)組前、后測表達(dá)抑制不具有顯著性差異（F＝0.274，P＝0.603＞0.05），對(duì)照組前、后測表達(dá)抑制不具有顯著性差異（F＝1.095，P＝0.301＞0.05）。

2.4 執(zhí)行功能與情緒調(diào)節(jié)策略的關(guān)系

2.4.1 執(zhí)行功能與情緒調(diào)節(jié)策略的相關(guān)性分析 采用Spearman相關(guān)分析，估計(jì)執(zhí)行功能與情緒調(diào)節(jié)策略的相關(guān)性。結(jié)果顯示:認(rèn)知重評(píng)與抑制功能反應(yīng)時(shí)（r=-0.375，P＜0.01）和轉(zhuǎn)換功能反應(yīng)時(shí)（r=-0.258，P＜0.05）具有顯著負(fù)相關(guān)，即抑制、轉(zhuǎn)換功能與認(rèn)知重評(píng)策略的使用存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；認(rèn)知重評(píng)與刷新功能，抑制表達(dá)與抑制、刷新、轉(zhuǎn)換功能相關(guān)關(guān)系均不顯著（見表4）。

表4 執(zhí)行功能與情緒調(diào)節(jié)策略的相關(guān)性分析Table4 Correlation Analysis of Executive Function And Emotion Regulation Strategy

2.4.2 執(zhí)行功能與認(rèn)知重評(píng)策略的回歸分析 以認(rèn)知重評(píng)為因變量，以抑制、刷新、轉(zhuǎn)換功能為自變量，進(jìn)行多元逐步回歸分析。結(jié)果顯示:執(zhí)行功能3個(gè)子功能中，對(duì)認(rèn)知重評(píng)具有顯著預(yù)測力的功能有2個(gè)，預(yù)測力大小依次為，轉(zhuǎn)換和抑制＞轉(zhuǎn)換；轉(zhuǎn)換和抑制功能的決定系數(shù)為0.224，回歸模型整體性檢驗(yàn)的F=9.519，P＝0.000＜0.01，因此，2個(gè)預(yù)測變量共可有效預(yù)測認(rèn)知重評(píng)策略的22.4%。其中，對(duì)認(rèn)知重評(píng)策略最具預(yù)測力的為轉(zhuǎn)換功能，其預(yù)測力為14%；抑制功能預(yù)測力為8.4%（見表5）。

表5 執(zhí)行功能與認(rèn)知重評(píng)策略的回歸分析Table5 Regression Analysis of Executive Function And Emotion Regulation Strategy

2.5 執(zhí)行功能在運(yùn)動(dòng)改善調(diào)節(jié)策略的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

2.5.1 抑制功能在運(yùn)動(dòng)改善認(rèn)知重評(píng)策略的中介效應(yīng)檢驗(yàn)假設(shè)運(yùn)動(dòng)干預(yù)可以改善抑制功能，而認(rèn)知重評(píng)策略會(huì)受到抑制功能的影響，則抑制功能是中介變量。以運(yùn)動(dòng)干預(yù)為自變量（設(shè)置為虛擬變量，以X表示），以認(rèn)知重評(píng)策略的變化為因變量（Y），并假設(shè)抑制功能的變化為中介變量（M1），對(duì)抑制功能變化（M1）的中介效應(yīng)進(jìn)行分析（標(biāo)準(zhǔn)化）。

表明，逐步檢驗(yàn)都是顯著的，所以抑制功能的中介效應(yīng)顯著，由c'的顯著性可知（t=2.274，P＜0.05），抑制功能為部分中介變量，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.356×0.291/0.424=24.44%（見表6）。提示，一方面，運(yùn)動(dòng)直接促進(jìn)了認(rèn)知重評(píng)策略的使用；另一方面，運(yùn)動(dòng)通過改善抑制功能，間接促進(jìn)了認(rèn)知重評(píng)策略的使用。

表6 抑制功能在運(yùn)動(dòng)影響改善認(rèn)知重評(píng)策略的中介效應(yīng)檢驗(yàn)Table6 Mediation Effect of Inhibition on Cognitive Reappraisal

2.5.2 轉(zhuǎn)換功能在運(yùn)動(dòng)改善認(rèn)知重評(píng)策略的中介效應(yīng)檢驗(yàn)假設(shè)運(yùn)動(dòng)干預(yù)可以改善轉(zhuǎn)換功能，而認(rèn)知重評(píng)策略會(huì)受到轉(zhuǎn)換功能的影響，則轉(zhuǎn)換功能是中介變量。以運(yùn)動(dòng)干預(yù)為自變量，以認(rèn)知重評(píng)策略的變化為因變量（Y），并假設(shè)轉(zhuǎn)換功能的變化為中介變量（M2），對(duì)抑制功能變化（M2）進(jìn)行中介效應(yīng)分析（標(biāo)準(zhǔn)化）（見表7）。

表7 轉(zhuǎn)換功能在運(yùn)動(dòng)影響改善認(rèn)知重評(píng)策略的中介效應(yīng)檢驗(yàn)Table7 Mediation Effect of Switching on Cognitive Reappraisal

表明，逐步檢驗(yàn)中第3步中，b的系數(shù)不顯著（t=-1.931，P＞0.05），根據(jù)溫忠麟等提出的檢驗(yàn)程序，需要采用bootstraps法檢驗(yàn)H0:ab=0的顯著性（見表8），結(jié)果顯示，95%置信區(qū)間上限和下限分別為-0.036和-2.311，不包括0。說明轉(zhuǎn)換功能的中介效應(yīng)顯著，由c'的顯著性可知（t=1.986，P＜0.05），轉(zhuǎn)換功能為部分中介變量，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.457×0.288/0.424=31.04%。提示，一方面，運(yùn)動(dòng)直接促進(jìn)了認(rèn)知重評(píng)策略的使用；另一方面，運(yùn)動(dòng)通過改善轉(zhuǎn)換功能，間接促進(jìn)了認(rèn)知重評(píng)策略的使用。

表8 Bootstrap法的轉(zhuǎn)換功能中介效應(yīng)分析Table8 Mediation Effect of Switching on Cognitive Reappraisal Analyzed by Bootstrap

3 討論

3.1 8周運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)大學(xué)生執(zhí)行功能、情緒調(diào)節(jié)策略的影響

方差分析結(jié)果顯示，8周運(yùn)動(dòng)干預(yù)顯著改善女大學(xué)生的抑制、刷新和轉(zhuǎn)換功能，這與以往的研究結(jié)果一致、陳愛國等[20]采用Flanker、2-back、More-odd shifting任務(wù)，測量了30名大學(xué)生在一次性中等強(qiáng)度有氧運(yùn)動(dòng)前后，執(zhí)行功能的變化，發(fā)現(xiàn)一次性中等強(qiáng)度的有氧運(yùn)動(dòng)可以改善大學(xué)生執(zhí)行功能的3個(gè)子功能。顏軍等[24]采用同樣的任務(wù)，研究持續(xù)性健美操運(yùn)動(dòng)對(duì)執(zhí)行功能的影響，發(fā)現(xiàn)12周和6周持續(xù)性健美操運(yùn)動(dòng)改善了女大學(xué)生的執(zhí)行功能的3個(gè)子功能。

本研究結(jié)果還顯示，8周運(yùn)動(dòng)干預(yù)顯著促進(jìn)女大學(xué)生認(rèn)知重評(píng)策略的使用，該結(jié)果與已有研究結(jié)果一致。GILES等[25]研究發(fā)現(xiàn)，長期性的運(yùn)動(dòng)可以預(yù)測個(gè)體成功地完成認(rèn)知再評(píng)價(jià)的過程。張媛媛等[26]采用情緒調(diào)節(jié)問卷（ERQ），分別調(diào)查了174名運(yùn)動(dòng)群體和275名非運(yùn)動(dòng)群體大學(xué)生情緒調(diào)節(jié)策略的特點(diǎn)，表明運(yùn)動(dòng)群體比非運(yùn)動(dòng)群體更傾向于使用認(rèn)知重評(píng)策略。雖然該研究僅比較了運(yùn)動(dòng)群體和非運(yùn)動(dòng)群體在情緒調(diào)節(jié)策略上的差異，但研究結(jié)果可以為運(yùn)動(dòng)影響情緒調(diào)節(jié)的結(jié)論提供佐證，尤其是該研究在運(yùn)動(dòng)群體的劃分上，以每周3次，每次30 min中等強(qiáng)度為標(biāo)準(zhǔn)。而本研究通過每周3次、每次40 min、運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度為中等強(qiáng)度的8周運(yùn)動(dòng)干預(yù)，使試驗(yàn)組個(gè)體由非運(yùn)動(dòng)群體轉(zhuǎn)變?yōu)檫\(yùn)動(dòng)群體，表明2項(xiàng)研究在結(jié)果上的一致性。

目前，尚未有研究探討運(yùn)動(dòng)促進(jìn)認(rèn)知重評(píng)策略使用的機(jī)制。本研究通過訪談，試圖對(duì)該機(jī)制進(jìn)行初步探討。本研究在后測時(shí)對(duì)參與者“是否在運(yùn)動(dòng)過程中產(chǎn)生負(fù)性情緒”，以及“是如何調(diào)節(jié)這種負(fù)性情緒”進(jìn)行了詢問。大多數(shù)參與者報(bào)告，在前10 min跑步過程中，會(huì)產(chǎn)生厭倦或其他負(fù)性情緒，而這種情緒隨著時(shí)間的延長逐漸消失。盡管參與者表明在該過程中會(huì)使用多種調(diào)節(jié)策略，但幾乎所有人都報(bào)告使用過認(rèn)知重評(píng)策略，如“認(rèn)為運(yùn)動(dòng)是減肥的必經(jīng)途徑”“運(yùn)動(dòng)后會(huì)使我心情愉悅，使我健康”“進(jìn)而調(diào)節(jié)運(yùn)動(dòng)初期，身體處于生理惰性期，而產(chǎn)生的不適感”。這種長期的，有意識(shí)的情緒調(diào)節(jié)策略在特定刺激條件下重復(fù)激活，可以導(dǎo)致情緒調(diào)節(jié)策略的自動(dòng)化[27]。而運(yùn)動(dòng)情境中認(rèn)知重評(píng)的使用可能可以遷移到非運(yùn)動(dòng)情境中，使個(gè)體在負(fù)性事件的刺激下快速激活認(rèn)知重評(píng)策略，進(jìn)而促進(jìn)認(rèn)知重評(píng)策略的使用。

3.2 執(zhí)行功能對(duì)情緒調(diào)節(jié)策略的預(yù)測作用

回歸分析結(jié)果顯示，抑制功能和轉(zhuǎn)換功能可以顯著預(yù)測認(rèn)知重評(píng)的得分。相關(guān)神經(jīng)科學(xué)的證據(jù)表明，認(rèn)知重評(píng)策略與認(rèn)知控制緊密相關(guān)，其涉及重構(gòu)工作記憶中情緒事件的認(rèn)知，以及監(jiān)控重構(gòu)認(rèn)知與原有認(rèn)知間沖突等一系列認(rèn)知加工過程。該結(jié)果支持現(xiàn)有研究的結(jié)論，擁有更好執(zhí)行功能的個(gè)體更傾向使用認(rèn)知重評(píng)策略[28-30]。如A.GUL等[31]使用情緒調(diào)節(jié)問卷（ERQ）以及情感-性別轉(zhuǎn)換任務(wù)，分別測量40名雙相障礙患者和40名健康個(gè)體，發(fā)現(xiàn)個(gè)體在情感-性別轉(zhuǎn)換任務(wù)的切換成本可以顯著預(yù)測其認(rèn)知重評(píng)策略的得分。B.M.WILKOWSKI等[32]研究了70名大學(xué)生完成競爭RT任務(wù)時(shí)的抑制憤怒與寬恕行為之間關(guān)系，采用Flanker范式測量了他們的沖突抑制能力，發(fā)現(xiàn)高抑制能力的個(gè)體更多地重評(píng)復(fù)仇動(dòng)機(jī)，而不是抑制憤怒的外部表達(dá)。

本研究采用的奇偶轉(zhuǎn)換任務(wù)范式是研究執(zhí)行功能重要范式之一，體現(xiàn)了認(rèn)知控制的靈活性，將認(rèn)知資源從一個(gè)任務(wù)轉(zhuǎn)移到另一任務(wù)，使個(gè)體快速轉(zhuǎn)變以適應(yīng)新的情況[33]，即在工作記憶中，共同競爭同一認(rèn)知資源2任務(wù)之間的相互切換[34]。在認(rèn)知重評(píng)過程中體現(xiàn)為，工作記憶中初次認(rèn)知評(píng)價(jià)與競爭的再次評(píng)價(jià)之間的切換。本研究的另一個(gè)研究范式——Flanker任務(wù)是研究沖突抑制的重要范式之一，主要研究個(gè)體監(jiān)控、解決2個(gè)同時(shí)激活但不兼容任務(wù)之間沖突的能力[35]。在認(rèn)知重評(píng)過程中體現(xiàn)為，將初次認(rèn)知評(píng)價(jià)與再評(píng)價(jià)之間的沖突，記錄在前扣帶皮層內(nèi)[36]。當(dāng)個(gè)體在背外側(cè)前額葉皮層中募集到足夠的認(rèn)知資源便可解決沖突，以完成認(rèn)知重評(píng)的全過程。

總而言之，認(rèn)知重評(píng)是在優(yōu)先任務(wù)和競爭中的其他任務(wù)間創(chuàng)造平衡的一種認(rèn)知策略[2]，其認(rèn)知過程需要抑制和轉(zhuǎn)換功能的參與，因此抑制和轉(zhuǎn)換功能可以顯著預(yù)測認(rèn)知重評(píng)的使用，抑制、轉(zhuǎn)換功能好的個(gè)體更傾向于使用認(rèn)知重評(píng)策略。

3.3 執(zhí)行功能在運(yùn)動(dòng)干預(yù)改善情緒調(diào)節(jié)策略的中介效應(yīng)

中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，抑制、轉(zhuǎn)換功能在8周運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)認(rèn)知重評(píng)策略的使用中起部分中介作用，該結(jié)果與現(xiàn)有研究結(jié)果一致。

M.A.LOTT等[4]通過有氧心血管耐力測試、stroop測試和情緒調(diào)節(jié)檢查表（ERC）自評(píng)，調(diào)查了326名8～12歲的兒童，表明執(zhí)行控制在有氧適能（Aerobic Fitness）與情緒調(diào)節(jié)間起中介作用。兒童的腦表現(xiàn)出高度的可塑性，且執(zhí)行功能為早期腦行為發(fā)展的重要機(jī)制。因而，有研究認(rèn)為，兒童時(shí)期執(zhí)行功能可能為運(yùn)動(dòng)改善情緒調(diào)節(jié)的相關(guān)腦機(jī)制[37]；但也有研究認(rèn)為，執(zhí)行功能在童年、青春期和早期成年期的情緒調(diào)節(jié)都非常重要，使個(gè)體合理使用各種策略（如分心、正念、重評(píng)）進(jìn)行自上而下的調(diào)節(jié)[38]。本研究的對(duì)象為女大學(xué)生，研究結(jié)果初步表明，在成年早期，執(zhí)行功能也可能是運(yùn)動(dòng)改善情緒調(diào)節(jié)策略的相關(guān)腦機(jī)制。

抑制、轉(zhuǎn)換功能在運(yùn)動(dòng)促進(jìn)認(rèn)知重評(píng)策略中起部分中介作用，這提示，運(yùn)動(dòng)干預(yù)不僅通過改善抑制功能、轉(zhuǎn)換功能，間接促進(jìn)認(rèn)知重評(píng)策略的使用，還有可能直接促進(jìn)了認(rèn)知重評(píng)的使用，或在該過程中，仍存在其他中介變量。除了有意識(shí)使用認(rèn)知重評(píng)策略而產(chǎn)生遷移的原因外，神經(jīng)遞質(zhì)類假說又提供了可能的解釋，即個(gè)體在8周的運(yùn)動(dòng)過程中產(chǎn)生的胺、肽類激素改善了情緒調(diào)節(jié)和心境，由于這些激素的生理作用還未被完全揭示，因此運(yùn)動(dòng)干預(yù)也有可能通過促進(jìn)個(gè)體相關(guān)神經(jīng)遞質(zhì)的分泌，進(jìn)而促進(jìn)認(rèn)知重評(píng)策略的使用。

本研究首次以橫向與縱向相結(jié)合的方式探討了執(zhí)行功能在運(yùn)動(dòng)干預(yù)影響情緒調(diào)節(jié)策略的中介效應(yīng)，揭示了運(yùn)動(dòng)干預(yù)通過改善抑制、轉(zhuǎn)換功能，促進(jìn)認(rèn)知重評(píng)策略使用的中介作用機(jī)制，為全面揭示運(yùn)動(dòng)改善個(gè)體情緒調(diào)節(jié)策略的機(jī)制提供了理論和實(shí)踐依據(jù)。今后的研究可繼續(xù)探索更多的中介變量和調(diào)節(jié)變量，以探明運(yùn)動(dòng)改善個(gè)體情緒調(diào)節(jié)策略的機(jī)制，為合理采用運(yùn)動(dòng)手段改善個(gè)體情緒調(diào)節(jié)策略的使用，進(jìn)一步促進(jìn)個(gè)體良好的情緒體驗(yàn)和心理健康提供理論和實(shí)踐基礎(chǔ)。

4 結(jié)論

（1）8周運(yùn)動(dòng)干預(yù)顯著改善了女大學(xué)生抑制、刷新和轉(zhuǎn)換功能，并顯著促進(jìn)了認(rèn)知重評(píng)策略的使用。（2）個(gè)體的抑制、轉(zhuǎn)換功能可以顯著預(yù)測其認(rèn)知重評(píng)策略的使用。（3）抑制、轉(zhuǎn)換功能在8周運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)認(rèn)知重評(píng)策略中起部分中介作用。

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