孟令杰，朱燕波，王樂融，史穆然，謝宜沙

（北京中醫(yī)藥大學(xué)管理學(xué)院，北京 100029）

健康相關(guān)生命質(zhì)量（HRQOL）是指與健康密切相關(guān)的生命質(zhì)量，包括軀體、心理、社會(huì)等多個(gè)方面的健康評(píng)價(jià)[1-2]。研究表明，氣郁質(zhì)不僅是精力、社會(huì)功能、情感職能、精神健康方面和心理綜合領(lǐng)域的主要影響因素，還是生理職能的主要影響因素[3]。陳柯帆的研究顯示，在排除人口學(xué)特征后，與平和質(zhì)人群相比，氣郁質(zhì)人群HRQOL受損的相對(duì)危險(xiǎn)度在情感職能（RE）、精神健康（MH）兩個(gè)維度及心理領(lǐng)域（MCS）為第一位[4]。氣郁質(zhì)是由于長期情志不暢、氣機(jī)郁滯而形成的以性格內(nèi)向不穩(wěn)定、憂郁脆弱、敏感多疑為主要表現(xiàn)的體質(zhì)狀態(tài)[5]。研究表明，氣郁質(zhì)人群易產(chǎn)生體內(nèi)局部或全身氣機(jī)不暢，當(dāng)遭遇情志刺激等因素時(shí)，容易導(dǎo)致氣機(jī)郁滯，引發(fā)抑郁情緒[6]。抑郁導(dǎo)致個(gè)體運(yùn)動(dòng)減少，運(yùn)動(dòng)的減少反而又加重抑郁狀況[7]，運(yùn)動(dòng)是抑郁癥發(fā)生的保護(hù)因素[8]。另外，有研究指出，運(yùn)動(dòng)是HRQOL生理領(lǐng)域和心理領(lǐng)域的保護(hù)因素，運(yùn)動(dòng)作為一種有效增進(jìn)身體健康的手段在發(fā)達(dá)國家已廣為接受[9]。運(yùn)動(dòng)不僅能較好地鍛煉人體的神經(jīng)系統(tǒng)、心血管系統(tǒng)，也能減少疾病的發(fā)生，促進(jìn)機(jī)體新陳代謝，更可以緩解心理壓力，促進(jìn)人與人之間的社會(huì)交往和溝通[10-12]。高興桂等的研究顯示，每周運(yùn)動(dòng)3次的老年人僅心理領(lǐng)域健康狀況較好，而每周運(yùn)動(dòng)5次以上的老年人，生理和心理健康狀況均較好[13]。史會(huì)梅等研究表明，通過改善運(yùn)動(dòng)狀況，可以在一定程度上改善健康水平，尤其對(duì)心理健康的改善可能更加明顯[2]。

綜上，有關(guān)氣郁質(zhì)、運(yùn)動(dòng)及HRQOL三者之間兩兩關(guān)系的研究較多，但三者之間關(guān)系的研究較少。因此本研究擬通過引入中介效應(yīng)的概念，提出假設(shè)：運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)得分與HRQOL間存在中介效應(yīng)，示意圖見圖1。深入分析運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)得分與HRQOL之間的作用機(jī)制，以期為提高人群生命質(zhì)量提供有效依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 調(diào)查對(duì)象 采用橫斷面現(xiàn)場(chǎng)調(diào)查法于2015年3月—2016年12月“正常人群不同體質(zhì)中醫(yī)脈診生理參數(shù)系統(tǒng)調(diào)查”在北京市和河北省獲得的樣本2 170例。剔除含有缺失值和邏輯錯(cuò)誤等問題57例樣本，本研究納入2 113例樣本作為研究對(duì)象。

納入標(biāo)準(zhǔn)：年齡滿18周歲；可獨(dú)立完成問卷；簽署知情同意書。

排除標(biāo)準(zhǔn)：患有器質(zhì)性病變、或患有精神疾病，有嚴(yán)重的智力或認(rèn)知功能障礙者；因文化程度或其他原因不能很好理解問卷內(nèi)容者；未獲得知情同意者。

1.2 研究內(nèi)容

1.2.1 一般情況 包括性別、年齡、婚姻狀況、文化程度等。

1.2.2 中醫(yī)體質(zhì) 采用心理測(cè)量學(xué)評(píng)價(jià)性能良好的中醫(yī)體質(zhì)量表[14-16]，該量表由平和質(zhì)、氣虛質(zhì)、陽虛質(zhì)、陰虛質(zhì)、痰濕質(zhì)、濕熱質(zhì)、血瘀質(zhì)、氣郁質(zhì)、特稟質(zhì)9個(gè)亞量表構(gòu)成，共60個(gè)條目，各條目均采用5等級(jí)計(jì)分法，分別計(jì)算亞量表的原始分及轉(zhuǎn)化分。轉(zhuǎn)化分越高，體質(zhì)傾向性越強(qiáng)。本研究納入氣郁質(zhì)亞量表得分進(jìn)行分析。

1.2.3 健康相關(guān)生命質(zhì)量 采用中文版簡明健康調(diào)查量表SF-36作為測(cè)量工具。該量表是一種信度和效度性能評(píng)價(jià)良好[17-19]的普適性量表，廣泛應(yīng)用于一般人群、疾病人群和各類特殊人群的HRQOL測(cè)量。該量表包括生理領(lǐng)域（PCS）和心理領(lǐng)域（MCS）兩個(gè)領(lǐng)域，其中PCS得分由生理機(jī)能（PF）、生理職能（RP）、軀體疼痛（BP）和一般健康狀況（GH）4個(gè)維度獲得，MCS得分由精力（VT）、社會(huì)職能（SF）、情感職能（RE）和精神健康（MH）4個(gè)維度獲得。量表計(jì)分先計(jì)算原始分?jǐn)?shù)，再用標(biāo)準(zhǔn)化公式計(jì)算轉(zhuǎn)化分?jǐn)?shù)，各維度/領(lǐng)域評(píng)分范圍為0~100分。得分越高代表生命質(zhì)量越好。

1.2.4 運(yùn)動(dòng)水平的分級(jí) 研究對(duì)象根據(jù)運(yùn)動(dòng)習(xí)慣自我評(píng)價(jià)其運(yùn)動(dòng)水平，選項(xiàng)包括不太運(yùn)動(dòng)、有時(shí)運(yùn)動(dòng)和經(jīng)常運(yùn)動(dòng)，將其運(yùn)動(dòng)水平分別賦值為1、2、3分進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析 描述性分析，定量資料以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（x±s）表示，定性資料用[n（%）]表示；各變量的相互關(guān)聯(lián)采用Spearman相關(guān)分析；中介效應(yīng)分析采用分層多元線性回歸模型依次計(jì)算運(yùn)動(dòng)、氣郁質(zhì)得分與HRQOL間的偏回歸系數(shù)c、a、b和c’，并檢驗(yàn)是否具有顯著性，當(dāng)偏回歸系數(shù)不顯著時(shí)，使用Bootstrap法進(jìn)一步驗(yàn)證中介效應(yīng)是否顯著。采用SPSS22.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，以P＜0.05為有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

圖1 運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)得分與健康相關(guān)生命質(zhì)量間的中介效應(yīng)模型Fig.1 The mediating effect model of exercise between qi depression constitution and HRQOL

2 結(jié)果

2.1 一般情況 2 113名調(diào)查對(duì)象中，女1 406例（66.5%），男707例（33.5%）。年齡在18～97歲之間，平均年齡為（31.71±12.80）歲?；橐鰻顩r未婚者較多，為1 053例（49.8%），已婚者為1 032例（48.8%），其他婚姻狀況者28例（1.4%）。大專及以上文化程度為1 617例（76.5%），高中及中專為258例（12.2%），初中為190例（9.0%），小學(xué)以下為48例（2.3%）。偶爾或不太運(yùn)動(dòng)為888例（42.0%），有時(shí)運(yùn)動(dòng)為802例（38.0%），經(jīng)常運(yùn)動(dòng)為423例（20.0%）；SF-36量表的PCS得分為（81.79±13.23）分，MCS得分為（77.40±15.57）分，總分為（79.60±12.88）分。氣郁質(zhì)得分為（22.18±16.23）分。

2.2 各變量間的相關(guān)分析 Spearman相關(guān)分析結(jié)果顯示，氣郁質(zhì)得分與 PCS（r=-0.461，P＜0.01）、MCS（r=-0.564，P＜0.01）以及總體 HRQOL（r=-0.573，P＜0.01）呈負(fù)相關(guān)；運(yùn)動(dòng)水平與氣郁質(zhì)得分（r=-0.108，P＜0.01）呈負(fù)相關(guān)，與 PCS（r=0.115，P＜0.01）、MCS（r=0.100，P＜0.01） 以及總體 HRQOL（r=0.111，P＜0.01）呈正相關(guān)。各變量的相關(guān)矩陣見表1。

表1 各變量間的相關(guān)分析結(jié)果Tab.1 Relevant analysis among variables

2.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn) 具體步驟如下：應(yīng)用線性回歸分析，在控制性別、年齡、婚姻狀況和文化程度的前提下進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)：（1）分別以 PCS、MCS、總體HRQOL為因變量，氣郁質(zhì)得分為自變量，建立回歸方程，對(duì)偏回歸系數(shù)c進(jìn)行檢驗(yàn)；（2）以運(yùn)動(dòng)水平為因變量，氣郁質(zhì)得分為自變量，建立回歸方程，檢驗(yàn)偏回歸系數(shù) a的顯著性；（3）分別以 PCS、MCS、總體HRQOL為因變量，氣郁質(zhì)得分和運(yùn)動(dòng)水平為自變量，建立回歸方程并檢驗(yàn)偏回歸系數(shù)c’和b是否具有顯著性；（4）當(dāng)偏回歸系數(shù)檢驗(yàn)不顯著時(shí)，則進(jìn)一步用Bootstrap法[20-21]檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否顯著，若Bootstrap置信區(qū)間不包含零值，則說明中介效應(yīng)顯著。

2.3.1 運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)得分與PCS間的中介效應(yīng)分析 按照中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)回歸分析結(jié)果依次建立3個(gè)回歸方程：①Y=95.228-0.438X，（F=104.952，P=0.000）。②M=2.181-0.063X，（F=38.675，P=0.000）。③Y=92.747-0.434X+0.065M，（F=89.551，P=0.000）。其中Y為PCS得分，X為氣郁質(zhì)得分，M為運(yùn)動(dòng)水平。見表2。偏回歸系數(shù)均顯著，中介效應(yīng)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的百分比為[ab/（ab+c’）]=0.009 3，直接作用占總效應(yīng)的百分比為1-0.009 3=0.990 7，即氣郁質(zhì)得分對(duì)生理領(lǐng)域的影響以直接作用為主，運(yùn)動(dòng)的中介效應(yīng)很微小，為0.93%。

表2 運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)得分與PCS間的中介效應(yīng)分析Tab.2 Mediating effect of exerciseon qi depression constitution and PCS

2.3.2 運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)得分與MCS間的中介效應(yīng)分析 按照中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)回歸分析結(jié)果依次建立3個(gè)回歸方程：①Y=81.959-0.563X，（F=203.136，P=0.000）。②M=2.181-0.063X，（F=38.675，P=0.000）。③Y=79.841-0.56X+0.047M，（F=170.775，P=0.000）。其中Y為MCS得分，X為氣郁質(zhì)得分，M為運(yùn)動(dòng)水平。見表3。偏回歸系數(shù)均顯著，中介效應(yīng)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的百分比為[ab/（ab+c’）]=0.005 3，直接作用占總效應(yīng)的百分比為1-0.005 3=0.994 7，即氣郁質(zhì)得分對(duì)心理領(lǐng)域的影響以直接作用為主，運(yùn)動(dòng)的中介效應(yīng)很微小，為0.53%。

2.3.3 運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)得分與總體HRQOL間的中介效應(yīng)分析 按照中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)回歸分析結(jié)果依次建立3個(gè)回歸方程：①Y=88.594-0.565X，（F=195.604，P=0.000）。②M=2.181-0.063X，（F=38.675，P=0.000）。③Y=86.295-0.561X+0.062M，（F=165.582，P=0.000）。其中Y為總體HRQOL得分，X為氣郁質(zhì)得分，M為運(yùn)動(dòng)水平。見表4。偏回歸系數(shù)均顯著，中介效應(yīng)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的百分比為[ab/（ab+c’）]=0.006 9，直接作用占總效應(yīng)的百分比為1-0.006 9=0.993 1，即氣郁質(zhì)得分對(duì)總體健康影響以直接作用為主，運(yùn)動(dòng)中介效應(yīng)很微小，為0.69%。

表3 運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)得分與MCS間的中介效應(yīng)分析Tab.3 Mediating effect of exerciseon qi depression constitution and MCS

表4 運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)得分與總體HRQOL間的中介效應(yīng)分析Tab.4 Mediating effect ofon qi depression constitution and overall HRQOL

3 討論

3.1 氣郁質(zhì)得分、運(yùn)動(dòng)與健康相關(guān)生命質(zhì)量之間的關(guān)系 本研究探索了氣郁質(zhì)得分、運(yùn)動(dòng)與健康相關(guān)生命質(zhì)量之間的關(guān)系，結(jié)果顯示，氣郁質(zhì)得分與運(yùn)動(dòng)水平、HRQOL之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，運(yùn)動(dòng)水平與HRQOL之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。具體而言，氣郁質(zhì)傾向越強(qiáng)的個(gè)體，其HRQOL越差，尤其是心理領(lǐng)域；氣郁質(zhì)傾向越強(qiáng)的個(gè)體越不愛運(yùn)動(dòng)；運(yùn)動(dòng)水平越高的個(gè)體其HRQOL更好。

在如今快節(jié)奏、高強(qiáng)度、緊張的工作生活狀態(tài)下，人們的情緒長期處于壓抑狀態(tài)而得不到發(fā)泄與釋放，使得氣郁質(zhì)人群越來越多。中國一般人群中醫(yī)體質(zhì)流行病學(xué)調(diào)查顯示：中國一般人群中，平和質(zhì)人群占32.14%，8種偏頗體質(zhì)占67.86%，其中氣郁質(zhì)占7.66%[22]。研究表明，氣郁質(zhì)個(gè)體主要表現(xiàn)為神經(jīng)質(zhì)人格，患重度憂郁癥的風(fēng)險(xiǎn)更高，嚴(yán)重降低心理健康水平[23-24]。根據(jù)自我效能理論，生理和情緒狀態(tài)是構(gòu)建自我效能的主要信息來源之一，個(gè)體的氣郁質(zhì)傾向越強(qiáng)，其運(yùn)動(dòng)的自我效能越低，則運(yùn)動(dòng)水平越低。王建君等[25]研究顯示抑郁情緒與運(yùn)動(dòng)水平成顯著負(fù)相關(guān)，與本研究結(jié)果一致。運(yùn)動(dòng)可對(duì)人體健康產(chǎn)生積極的影響已成為不爭的事實(shí)，如陳威[26]研究表明，八段錦能夠全方位提高老年人生理和心理健康水平。沈鶴軍等[27]研究表明人體心理健康水平的調(diào)控路徑與反映人體重要生理指標(biāo)的調(diào)控路徑具有相關(guān)性，易筋經(jīng)和五禽戲等運(yùn)動(dòng)可以改善大學(xué)生睡眠質(zhì)量和心理健康水平。運(yùn)動(dòng)能夠促進(jìn)氣血津液的運(yùn)行，加快機(jī)體物質(zhì)代謝的更新，促進(jìn)機(jī)體釋放內(nèi)啡肽，使心臟和大腦得到休息，緩解疲勞，愉悅心情，從而促進(jìn)生理和心理健康程度的提高，擁有較好的健康相關(guān)生命質(zhì)量。

3.2 運(yùn)動(dòng)的中介效應(yīng) 氣郁質(zhì)對(duì)心理領(lǐng)域的模型擬合度（R2=0.324）較生理領(lǐng)域的模型擬合度（R2=0.197）高，結(jié)合相關(guān)分析，氣郁質(zhì)與MCS和PCS的相關(guān)性分別為（-0.564）和（-0.461），可以認(rèn)為氣郁質(zhì)對(duì)HRQOL心理領(lǐng)域的負(fù)向影響更大。在引入中介變量-運(yùn)動(dòng)后，結(jié)果顯示，氣郁質(zhì)對(duì)HRQOL的直接負(fù)向影響仍占主導(dǎo)地位，但通過運(yùn)動(dòng)的正向預(yù)測(cè)作用，氣郁質(zhì)對(duì)HRQOL的負(fù)向影響降低，運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)與HRQOL間具有部分中介效應(yīng)（在PCS領(lǐng)域的中介效應(yīng)為0.93%、在MCS領(lǐng)域的中介效應(yīng)為0.53%），說明運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)與HRQOL之間起一定的橋梁作用。

氣郁是一種狀態(tài)，這種狀態(tài)成了生活的常態(tài)就會(huì)影響健康。《內(nèi)經(jīng)》提出“心者，五臟六腑之主也，……故悲哀憂愁則心動(dòng)，心動(dòng)則五臟皆搖?！薄鞍俨∩跉狻！闭f明體質(zhì)是精神心理的載體，特定的體質(zhì)因素必然反映一定的心理健康。隨著心身疾病的增多，長期處于內(nèi)向憂郁情緒狀態(tài)的個(gè)體，首當(dāng)其沖的自然是心理健康，更容易導(dǎo)致抑郁癥、梅核氣及更年期精神分裂癥等心理相關(guān)疾病的高發(fā)。根據(jù)形神一體觀，適度的提高運(yùn)動(dòng)水平可以運(yùn)行氣血，鼓舞陽氣，促進(jìn)水谷精微運(yùn)營周身，改善氣郁質(zhì)個(gè)體憂郁脆弱的情緒狀態(tài)，提高健康水平。運(yùn)動(dòng)作為改善偏頗體質(zhì)和提高生命質(zhì)量的一種手段，通過“外練筋骨皮，內(nèi)練精氣神”可以顯著提高氣郁質(zhì)個(gè)體的生理和心理健康水平。王飛英[28]和張文哲[29]研究顯示通過運(yùn)動(dòng)干預(yù)能夠顯著改善抑郁個(gè)體的消極情緒狀態(tài)，增加心理彈性，提高生命質(zhì)量?！皠?dòng)能養(yǎng)形，形具則神生”，運(yùn)動(dòng)可以疏通氣血、和調(diào)臟腑，達(dá)到增強(qiáng)體質(zhì)、形神具養(yǎng)的目的。中醫(yī)體質(zhì)學(xué)認(rèn)為，體質(zhì)分虛實(shí)，應(yīng)按體調(diào)養(yǎng)。氣郁質(zhì)屬于實(shí)性體質(zhì)，按照補(bǔ)虛瀉實(shí)的原則，氣郁質(zhì)傾向強(qiáng)的個(gè)體應(yīng)提高運(yùn)動(dòng)水平，比如增加運(yùn)動(dòng)量、提高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度、增加運(yùn)動(dòng)次數(shù)和出汗量等，從而獲得更佳健康收益。

3.3 小結(jié) 綜上所述，氣郁質(zhì)得分、運(yùn)動(dòng)與HRQOL之間的關(guān)系，如果從兩變量關(guān)系角度上看，氣郁質(zhì)傾向越強(qiáng)，個(gè)體的運(yùn)動(dòng)水平越低，HRQOL越差；個(gè)體運(yùn)動(dòng)水平越高，HRQOL越好。如果從三變量關(guān)系層次上看，運(yùn)動(dòng)在氣郁質(zhì)與HRQOL之間具有一定的中介效應(yīng)，但中介效應(yīng)較小，僅占不到1%。提示，氣郁質(zhì)主要還是直接減損個(gè)體的健康相關(guān)生命質(zhì)量，尤其是心理健康領(lǐng)域；但氣郁質(zhì)傾向強(qiáng)的個(gè)體也可以通過運(yùn)動(dòng)在一定程度上提升健康相關(guān)生命質(zhì)量。

需要指出的是，本研究存在一定局限性。首先，本研究運(yùn)動(dòng)水平評(píng)價(jià)來自被試的自我報(bào)告，可能存在報(bào)告偏倚等。其次，本研究關(guān)于運(yùn)動(dòng)的處理，沒有區(qū)分不同運(yùn)動(dòng)類別，筆者認(rèn)為不同類別的運(yùn)動(dòng)對(duì)氣郁質(zhì)生命質(zhì)量的影響應(yīng)當(dāng)不同，例如太極拳、八段錦等健身氣功要求以意行氣，以氣運(yùn)身，不僅要“煉體”更要“煉心”，達(dá)到身心合修。