體育鍛煉對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒的影響
——自我效能感與心理韌性的中介和調(diào)節(jié)作用

劉朝輝

（洛陽理工學(xué)院 體育教學(xué)部，河南 洛陽 471023）

體育鍛煉是以增進(jìn)身體健康為目的，以身體運(yùn)動(dòng)為內(nèi)容和手段，具有一定強(qiáng)度、頻率和持續(xù)時(shí)間的身體活動(dòng)[1]。根據(jù)鍛煉的情緒效應(yīng)理論，體育鍛煉對(duì)抑郁、焦慮和壓力具有改善和治療作用[1-3]。實(shí)證研究也證明，通過規(guī)律、適量的體育鍛煉，能有效地降低情感體驗(yàn)，從而減少大學(xué)生抑郁、焦慮、壓力等負(fù)性情緒的不良影響[4-6]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H1：大學(xué)生體育鍛煉與負(fù)性情緒水平呈顯著負(fù)相關(guān)。

通過相關(guān)文獻(xiàn)與理論的回顧，研究認(rèn)為自我效能感和心理韌性可能是體育鍛煉與大學(xué)生負(fù)性情緒關(guān)系間重要的中介變量。自我效能感是指?jìng)€(gè)體對(duì)執(zhí)行某特殊行動(dòng)以達(dá)到某特殊目的的自身能力的信念[7]。自我效能理論認(rèn)為，行為是由自我效能和結(jié)果期望決定的，自我效能感強(qiáng)的人，在應(yīng)對(duì)各種不同環(huán)境的挑戰(zhàn)時(shí)表現(xiàn)出更高的自信心，更能堅(jiān)持行為的預(yù)期。而自我效能理論源于交互決定論，在交互決定論的框架下，自我效能感能夠影響行為，那么行為同樣也會(huì)影響自我效能感[8]。體育鍛煉作為一種鍛煉行為，對(duì)自我效能感也會(huì)產(chǎn)生積極改變。實(shí)證研究表明，積極參與體育鍛煉對(duì)大學(xué)生自我效能感有明顯的提高作用[9]。同時(shí)，自我效能感對(duì)青少年負(fù)性情緒的調(diào)節(jié)也起到重要作用[10]。有研究顯示，自我效能感對(duì)抑郁、焦慮等癥狀具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用[11]。因此，自我效能感可能是體育鍛煉影響大學(xué)生負(fù)性情緒的重要“橋梁”。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H2：自我效能感在體育鍛煉與大學(xué)生負(fù)性情緒之間起中介作用。

心理韌性過程說認(rèn)為，心理韌性是壓力、逆境等生活事件與保護(hù)性因素同時(shí)作用的動(dòng)態(tài)過程[12]?；谛睦眄g性的過程模型，胡月琴等[13]通過分析與驗(yàn)證，將心理韌性分為個(gè)人力(目標(biāo)專注、情緒控制、積極認(rèn)知)和支持力(家庭支持、人際協(xié)助)兩大因素。根據(jù)Dodge 等[14]提出的情緒調(diào)節(jié)模型，情緒調(diào)節(jié)可分為內(nèi)部調(diào)節(jié)和外部調(diào)節(jié)。內(nèi)部調(diào)節(jié)來源于個(gè)體內(nèi)部，如個(gè)體的生理、心理和行為等的調(diào)節(jié)，外部調(diào)節(jié)來源于外部環(huán)境，如家庭的、人際的、社會(huì)的等的調(diào)節(jié)。該模型與心理韌性中的個(gè)人力因素(內(nèi)因)、支持力因素(外因)基本吻合，據(jù)此認(rèn)為，心理韌性對(duì)情緒具有良好的內(nèi)部和外部調(diào)節(jié)作用。根據(jù)鍛煉心理學(xué)理論，體育鍛煉在調(diào)節(jié)注意定向、改善認(rèn)知功能、調(diào)控情緒水平等方面具有積極作用[1]。實(shí)證研究也表明，體育鍛煉有助于加強(qiáng)學(xué)生心理堅(jiān)韌性，提高其解決問題的能力以及對(duì)任務(wù)的專注度等[15]。而心理韌性作為一種心理保護(hù)機(jī)制，對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒能夠產(chǎn)生直接保護(hù)作用[16]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H3：心理韌性(個(gè)人力)在體育鍛煉與大學(xué)生負(fù)性情緒之間起中介作用。

體育鍛煉相同的大學(xué)生負(fù)性情緒仍然存在著差異，這說明兩者之間的作用受到某種變量的調(diào)節(jié)。盡管目前尚無實(shí)證證明心理韌性在體育鍛煉與青少年負(fù)性情緒關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用，但是鑒于大學(xué)生心理韌性與負(fù)性情緒的高相關(guān)[17]，有理由推測(cè)心理韌性(支持力)可顯著調(diào)節(jié)體育鍛煉與大學(xué)生負(fù)性情緒的關(guān)系。實(shí)證研究也表明，社會(huì)支持在急性應(yīng)激障礙和負(fù)性情緒之間起調(diào)節(jié)作用[18]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H4：心理韌性(支持力)在體育鍛煉與大學(xué)生負(fù)性情緒之間起著調(diào)節(jié)作用。

綜上，本研究擬以大學(xué)生為被試者，考察體育鍛煉對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒的影響，以及自我效能感和心理韌性在其中的中介作用和調(diào)節(jié)作用，為體育鍛煉改善大學(xué)生負(fù)性情緒提供實(shí)證依據(jù)。綜合研究假設(shè)，構(gòu)建有調(diào)節(jié)的中介模型(見圖1)。

圖1 本研究提出的概念模型

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

采用分層整群方便抽樣的方法，于2018 年10 月選取河南省3 所高校和河北省2 所高校1～3 年級(jí)普通本科大學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查，每個(gè)年級(jí)按行政班級(jí)方便抽取100 人，共計(jì)1 500 人。為降低共同方法偏差的干擾，問卷分兩次進(jìn)行，間隔2 周。最終，經(jīng)核查剔除92份無效問卷，本研究的有效樣本量為1 408 人，樣本有效率為93.87%。其中，51.7%為男性，48.3%為女性；54.1%來自城鎮(zhèn)，45.9%來自農(nóng)村；文科生占47.2%，理科生占52.8%，平均年齡(20.12±1.21)歲。

1.2 研究工具

1)體育鍛煉量表。

采用梁德清[19]修訂的《體育鍛煉等級(jí)量表》(PARS-3)進(jìn)行測(cè)量。該量表主要包括體育鍛煉的強(qiáng)度、時(shí)間和頻率3 個(gè)維度，采用Likert 5 分制評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)應(yīng)分值分別為1～5 分，體育鍛煉量得分=強(qiáng)度得分×(時(shí)間得分-1)×頻率得分，得分越高，表明體育鍛煉量越大。本研究中該量表的重測(cè)信度為0.82。

2)負(fù)性情緒量表。

采用Lovibond 等編制、Antony 等修訂、苑新群翻譯的《抑郁-焦慮-壓力自評(píng)量表簡(jiǎn)體中文版》(DASS-21)[20]進(jìn)行測(cè)量。該量表分抑郁、焦慮、壓力3個(gè)維度，每個(gè)維度各7 題。該量表采用Likert 4 分制評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)應(yīng)分值分別為0～3 分，得分越高，表明抑郁、焦慮和壓力水平越高。本研究中該量表各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.870～0.893。

3)自我效能感量表。

采用Schwarzer 編制、王才康等[21]修訂的《一般自我效能感量表》(GSES)進(jìn)行測(cè)量。該量表共10 道題目，采用Likert 4 分制評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)應(yīng)分值分別為1～4 分，得分越高，表明自我效能感越高。本研究中該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.892。

4)心理韌性量表。

采用胡月琴等[13]編制的《青少年心理韌性量表》。該量表共5 個(gè)維度21 個(gè)條目，前3 個(gè)維度測(cè)量個(gè)人力因素，后2 個(gè)維度測(cè)量支持力因素。其中目標(biāo)專注維度包含5 個(gè)條目、情緒控制維度包含6 個(gè)條目、積極認(rèn)知維度包含4 個(gè)條目、家庭支持維度包含6 個(gè)條目、人際協(xié)助維度包含6 個(gè)條目。該量表采用Likert 4 分制評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)應(yīng)分值分別為1～4 分，得分越高，表明心理韌性越好。本研究中各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.714～0.786。

1.3 統(tǒng)計(jì)方法

采用SPSS 20.0 進(jìn)行相關(guān)變量的描述性分析、相關(guān)性分析、方差分析和層次回歸分析，同時(shí)采用AMOS 20.0 對(duì)自我效能和心理韌性(個(gè)人力)在體育鍛煉與負(fù)性情緒之間的中介效應(yīng)進(jìn)行分析。

因本研究主要采用自我報(bào)告方式收集相關(guān)數(shù)據(jù)，所以可能會(huì)存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。因此，在數(shù)據(jù)收集后，采用Harman 的單因子檢驗(yàn)法對(duì)可能存在的嚴(yán)重共同方法偏差問題進(jìn)行統(tǒng)計(jì)核實(shí)。結(jié)果顯示，特征根大于1 的公因子有5 個(gè)，且第一個(gè)公因子的變異解釋量僅為20.38%，明顯少于40%的臨界值標(biāo)準(zhǔn)，故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

2 結(jié)果與分析

2.1 體育鍛煉、自我效能感、心理韌性對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒的影響

為檢驗(yàn)體育鍛煉、自我效能感、心理韌性對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒的直接影響，對(duì)4 個(gè)變量分別進(jìn)行雙變量的Pearson 相關(guān)分析，相關(guān)系數(shù)見表1。

表1 各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)性

由表1 可以看出，體育鍛煉量與抑郁、焦慮、壓力、自我效能感、心理韌性的5 個(gè)維度之間均存在非常顯著的相關(guān)(r=0.217～0.413，P＜0.01)；自我效能感與抑郁、焦慮、壓力之間均存在非常顯著的相關(guān)(r=0.327～0.369，P＜0.01)；心理韌性的5 個(gè)維度與抑郁、焦慮、壓力之間存在非常顯著的相關(guān)(r=0.238～0.493，P＜0.01)。

為更加清晰準(zhǔn)確地觀察體育鍛煉量對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒影響的變化情況，對(duì)負(fù)性情緒中的3 個(gè)因變量的均值進(jìn)行檢驗(yàn)。由表2 結(jié)果發(fā)現(xiàn)，隨著體育鍛煉量的增加，大學(xué)生負(fù)性情緒癥狀減少，中等鍛煉量組和大鍛煉量組的抑郁、焦慮、壓力水平均顯著低于小鍛煉量組(P＜0.001)。

表2 體育鍛煉量對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒影響的方差分析結(jié)果

2.2 體育鍛煉、自我效能感、心理韌性和負(fù)性情緒的回歸分析

由表3 可知，體育鍛煉能夠非常顯著地預(yù)測(cè)負(fù)性情緒。具體來看，對(duì)壓力的預(yù)測(cè)能力(β=-0.403，P＜0.001)＞焦慮(β=-0.355，P＜0.001)＞抑郁(β=-0.336，P＜0.001）。同時(shí)，體育鍛煉也能夠非常顯著地預(yù)測(cè)自我效能感(β=0.471，P＜0.001)和心理韌性(個(gè)人力) (β=0.390，P＜0.001）。

自我效能感和心理韌性(個(gè)人力)對(duì)負(fù)性情緒也有非常顯著的預(yù)測(cè)作用(見表3)。具體來看，自我效能感對(duì)壓力的預(yù)測(cè)能力(β=-0.369，P＜0.001)＞焦慮(β=-0.333，P＜0.001)＞抑郁(β=-0.327，P＜0.001)；心理韌性(個(gè)人力)對(duì)抑郁的預(yù)測(cè)能力(β=-0.435，P＜0.001)＞壓力(β=-0.405，P＜0.001)＞焦慮(β=-0.367，P＜0.001)。具體來看，在預(yù)測(cè)抑郁方面，情緒控制(β=-0.383，P＜0.001)＞目標(biāo)專注(β=-0.280，P＜0.001)＞積極認(rèn)知(β=-0.257，P＜0.001)；在預(yù)測(cè)焦慮方面，情緒控制(β=-0.361，P＜0.001)＞目標(biāo)專注(β=-0.220，P＜0.001)＞積極認(rèn)知(β=-0.189，P＜0.001)；在預(yù)測(cè)壓力方面，情緒控制(β=-0.413，P＜0.001)＞積極認(rèn)知(β=-0.223，P＜0.001)＞目標(biāo)專注(β=-0.214，P＜0.001)。

表3 體育鍛煉、自我效能感、心理韌性(個(gè)人力)和負(fù)性情緒的回歸分析結(jié)果

2.3 自我效能感和心理韌性的中介效應(yīng)

體育鍛煉量、自我效能感、心理韌性(個(gè)人力)及負(fù)性情緒的相關(guān)均有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著意義(P＜0.01)，符合中介效應(yīng)的檢驗(yàn)條件。采用溫忠麟等[22]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)程序，在SPSS 中將體育鍛煉量、負(fù)性情緒、自我效能感、心理韌性(個(gè)人力)數(shù)據(jù)進(jìn)行中心化處理后，考察自我效能感和心理韌性(個(gè)人力)在體育鍛煉與負(fù)性情緒之間的中介效應(yīng)。第1 步檢驗(yàn)自變量對(duì)因變量的總效應(yīng)c，如果顯著，則進(jìn)行第2 步檢驗(yàn)自變量對(duì)中介變量的路徑系數(shù)a以及自變量和中介變量同時(shí)納入模型時(shí)中介變量和自變量對(duì)因變量的路徑系數(shù)b和c，如果均顯著，則說明中介變量具有部分中介效應(yīng)，通過ab/c計(jì)算出中介效應(yīng)值。

由表4 可知，自我效能感和心理韌性(個(gè)人力)的回歸系數(shù)均顯著，即自我效能感和心理韌性(個(gè)人力)在體育鍛煉與負(fù)性情緒之間的中介效應(yīng)均顯著。同時(shí)，體育鍛煉的回歸系數(shù)也均顯著。因此，自我效能感和心理韌性(個(gè)人力)在體育鍛煉與負(fù)性情緒之間起著部分中介的作用。自我效能感在體育鍛煉與負(fù)性情緒之間的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為26.78%[ab/c=(0.471×0.224)/0.394≈0.267 8]；心理韌性(個(gè)人力)在體育鍛煉與負(fù)性情緒之間的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為31.33%[ab/c=(0.387×0.319)/0.394≈0.313 3]。為進(jìn)一步檢驗(yàn)前文提出的H2 和H3，利用AMOS 20.0進(jìn)行假設(shè)模型的擬合度分析。由于自我效能感為單維量表題目較多，因此采用隨機(jī)打包法對(duì)其進(jìn)行打包處理，將量表中的10 個(gè)題目隨機(jī)分成2 個(gè)包，每包5個(gè)題目，作為自我效能感的觀測(cè)指標(biāo)。以體育鍛煉量為自變量，負(fù)性情緒為因變量，自我效能感和心理韌性(個(gè)人力)為中介變量，建立中介效應(yīng)模型，結(jié)果顯示：x2= 125.424，x2/df =3.216，CFI=0.953，NFI=0.941，RFI=0.934，IFI=0.922，AGFI=0.917，RMSEA=0.065。根據(jù)吳明隆[31]的觀點(diǎn)，在SEM 中，x2/df≤5.00，RMSEA≤0.08，CFI、NFI、RFI、IFI、AGFI≥0.90，說明模型適配。本研究模型中各指標(biāo)都達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)，擬合度良好，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)見圖2。

表4 自我效能感和心理韌性(個(gè)人力)的逐步分層回歸分析結(jié)果

圖2 體育鍛煉、自我效能感、心理韌性與負(fù)性情緒的中介模型

由圖2 可見，體育鍛煉→負(fù)性情緒(β=-0.17，P＜0.001)，體育鍛煉→自我效能(β=0.47，P＜0.001)，自我效能→負(fù)性情緒(β=-0.22，P＜0.001)，體育鍛煉→心理韌性(β=-0.39，P＜0.001)，心理韌性→負(fù)性情緒(β=-0.32，P＜0.001)的路徑系數(shù)均顯著，說明自我效能感和心理韌性在體育鍛煉與負(fù)性情緒之間存在中介效應(yīng)，驗(yàn)證H2 和H3 假設(shè)成立。

2.4 心理韌性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

根據(jù)溫忠麟等[22]提出的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)程序，在SPSS 中將體育鍛煉量、負(fù)性情緒、心理韌性中的家庭支持維度和人際協(xié)作維度進(jìn)行中心化處理后，采用層次回歸法考察心理韌性(支持力)在體育鍛煉與負(fù)性情緒之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。第1 步做因變量對(duì)自變量和調(diào)節(jié)變量的回歸，第2 步做因變量對(duì)自變量、調(diào)節(jié)變量和自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)的回歸，如果交互項(xiàng)具有顯著性，則表明調(diào)節(jié)變量具有調(diào)節(jié)作用。由表5的結(jié)果可知，體育鍛煉同心理韌性(支持力)中的家庭支持(△R2=0.005，F(xiàn)=0.041)交互項(xiàng)的R2變化量達(dá)到顯著水平，說明存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。但人際協(xié)助與體育鍛煉的交互項(xiàng)不顯著(△R2=0.002，F(xiàn)=0.218)，因此心理韌性(支持力)中的人際協(xié)助不能顯著調(diào)節(jié)體育鍛煉與負(fù)性情緒的相互關(guān)系。具體來看，家庭支持每增加1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，體育鍛煉對(duì)負(fù)性情緒的斜率會(huì)增加0.075 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。

表5 心理韌性(支持力)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

3 討論

研究結(jié)果表明參與體育鍛煉能夠正向預(yù)測(cè)大學(xué)生抑郁、焦慮、壓力等負(fù)性情緒水平，從而驗(yàn)證了假設(shè)H1 的成立，與先前研究結(jié)果[22]一致。根據(jù)已有的相關(guān)研究成果，推測(cè)其作用機(jī)制可能是體育鍛煉能夠促進(jìn)人體β-內(nèi)啡肽的產(chǎn)生和釋放，減少腎上腺素和皮質(zhì)醇等活動(dòng)，激發(fā)認(rèn)知思維和情感認(rèn)知，從而降低大學(xué)生抑郁、焦慮和壓力等負(fù)性情緒[25]。體育鍛煉對(duì)負(fù)性情緒的積極調(diào)控意義已得到廣泛的驗(yàn)證，而體育鍛煉的時(shí)間、強(qiáng)度和頻率是影響負(fù)性情緒干預(yù)效果的關(guān)鍵指標(biāo)。前期研究表明，每周3 次及以上中高強(qiáng)度的有氧運(yùn)動(dòng)對(duì)抑郁[26]、焦慮[27]和應(yīng)激反應(yīng)[28]的干預(yù)效果更為明顯。本研究著重考察了體育鍛煉量與抑郁、焦慮、壓力的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)參與中、大體育鍛煉量的大學(xué)生抑郁、焦慮、壓力水平較低，與前期的研究結(jié)果一致，也進(jìn)一步支持長期有規(guī)律的中高等強(qiáng)度有氧鍛煉對(duì)負(fù)性情緒產(chǎn)生更為積極效益的觀點(diǎn)。該結(jié)果提示：大學(xué)生體育鍛煉時(shí)要特別注意鍛煉的時(shí)間、強(qiáng)度和頻率，達(dá)到中、大鍛煉量能夠?qū)Υ髮W(xué)生負(fù)性情緒的影響效果更加顯著。

本研究進(jìn)一步證實(shí)了自我效能感在體育鍛煉與大學(xué)生負(fù)性情緒之間的中介作用，即體育鍛煉不僅能夠直接改善大學(xué)生負(fù)性情緒水平，還能通過提升大學(xué)生自我效能感間接改善大學(xué)生負(fù)性情緒水平，從而驗(yàn)證假設(shè)H2 的成立，與先前研究結(jié)果[29]一致。這說明提升大學(xué)生自我效能感是體育鍛煉影響大學(xué)生負(fù)性情緒的重要途徑。首先，自我效能感是與鍛煉行為聯(lián)系最為密切的一個(gè)變量[7]。無論是單次劇烈體育鍛煉[30]之后，或是長期的鍛煉干預(yù)[31]，都能對(duì)自我效能感產(chǎn)生積極影響。其次，自我效能感還會(huì)影響人的情感以及思維模式[7]。自我效能感高的大學(xué)生在遇到困難或挫折時(shí)往往表現(xiàn)的更加積極和自信；同時(shí)在完成挑戰(zhàn)和抗?fàn)幍倪^程中他們的控制感、能力感也會(huì)增強(qiáng)，進(jìn)而預(yù)防和減少負(fù)性情緒的產(chǎn)生。這一結(jié)果提示：自我效能感是連接體育鍛煉與心理健康的重要橋梁，參與體育鍛煉既能有效預(yù)防大學(xué)生負(fù)性情緒的發(fā)生，又能通過提高自我效能感而改善大學(xué)生的心理健康水平。

本研究更進(jìn)一步考察了心理韌性在體育鍛煉與大學(xué)生負(fù)性情緒之間的中介作用和調(diào)節(jié)作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)體育鍛煉能積極預(yù)測(cè)大學(xué)生的心理韌性(個(gè)人力)，并且通過心理韌性(個(gè)人力)間接影響大學(xué)生負(fù)性情緒水平，即心理韌性(個(gè)人力)在體育鍛煉與大學(xué)生負(fù)性情緒之間起到部分中介作用，從而驗(yàn)證了假設(shè)H3 的成立。首先，體育的功能具有多元化，體育鍛煉不僅能夠促進(jìn)大學(xué)生身心健康，同時(shí)也是增強(qiáng)大學(xué)生意志品質(zhì)的重要途徑[32]。通過體育鍛煉，能夠調(diào)節(jié)大學(xué)生注意定向、改善大學(xué)生認(rèn)知功能、提高大學(xué)生情緒調(diào)節(jié)水平，而這些都與大學(xué)生心理韌性的內(nèi)在形成因素有關(guān)。其次，大學(xué)生需要獨(dú)立面對(duì)學(xué)業(yè)、就業(yè)、社交、情感等眾多問題，容易產(chǎn)生負(fù)性情緒。而心理韌性較強(qiáng)的大學(xué)生具有更加堅(jiān)韌的意志品質(zhì)，不易被負(fù)性事件困擾，因而表現(xiàn)出較低的負(fù)性情緒水平。另外，本研究發(fā)現(xiàn)，心理韌性(支持力)中的家庭支持維度這一變量調(diào)節(jié)了體育鍛煉對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒的影響，從而部分驗(yàn)證了假設(shè)H4 的成立。根據(jù)心理韌性的動(dòng)態(tài)模型[33]，來自家庭、學(xué)校、同伴群體的外部保護(hù)因素同樣是促進(jìn)個(gè)體心理韌性的潛在力量。根據(jù)心理韌性的支持力因素，父母和朋友支持程度越高，大學(xué)生心理韌性越強(qiáng)，負(fù)性情緒基線水平較低，因此體育鍛煉對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒的影響效應(yīng)可能會(huì)減弱。但值得注意的是，本研究發(fā)現(xiàn)人際協(xié)助維度對(duì)于體育鍛煉對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒的調(diào)節(jié)作用并不顯著，與前期的研究觀點(diǎn)不太一致。究其原因可能是隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，大學(xué)生的社交范疇發(fā)生巨大改變，網(wǎng)絡(luò)虛擬社交增多，現(xiàn)實(shí)人際交往能力下降[34]，因此人際協(xié)助維度未能調(diào)節(jié)體育鍛煉對(duì)負(fù)性情緒的影響。以上結(jié)果提示：體育鍛煉改善大學(xué)生負(fù)性情緒的過程中，心理韌性起到重要的作用。一方面，體育鍛煉能夠增強(qiáng)心理韌性，從而降低大學(xué)生負(fù)性情緒水平，可見在體育教學(xué)及課外體育活動(dòng)中加強(qiáng)對(duì)大學(xué)生心理韌性培養(yǎng)的必要性；另一方面，體育鍛煉改善大學(xué)生負(fù)性情緒的程度受到心理韌性的調(diào)節(jié)。父母作為青少年心理成長的重要導(dǎo)師，是影響青少年心理和行為的關(guān)鍵作用。因此，在改善大學(xué)生負(fù)性情緒水平過程中，也可以通過加強(qiáng)家庭支持提高心理韌性來實(shí)現(xiàn)，但此路徑會(huì)減弱體育鍛煉對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒的干預(yù)效應(yīng)。

整體而言，本研究提出的有調(diào)節(jié)的中介模型比較深入地揭示了體育鍛煉對(duì)大學(xué)生負(fù)性情緒作用機(jī)制：體育鍛煉通過自我效能感和心理韌性(個(gè)人力)影響大學(xué)生負(fù)性情緒水平；體育鍛煉對(duì)負(fù)性情緒的影響效應(yīng)受心理韌性(支持力)中家庭支持維度的負(fù)向調(diào)節(jié)。因此，體育鍛煉與負(fù)性情緒關(guān)系間既存在中介效應(yīng)，也存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。建議大學(xué)生在參與體育鍛煉的過程中，重視體育鍛煉項(xiàng)目、強(qiáng)度、時(shí)間、頻率等方面的選擇，既能夠堅(jiān)持完成，又具有一定的挑戰(zhàn)，在體育鍛煉中提升自我效能感和心理韌性，從而更加有效地預(yù)防和降低負(fù)性情緒。