張菲倚 蔣利嬌 許克松

摘?要?為考察影響體育鍛煉與主觀幸福感關(guān)系的內(nèi)在機制，該研究采用體育鍛煉量表、自尊量表、人際關(guān)系綜合診斷量表以及Campbell主觀幸福感指數(shù)量表對521名高校大學生進行調(diào)查。結(jié)果顯示：（1）人際關(guān)系困擾與體育鍛煉、自尊及主觀幸福感呈顯著負相關(guān)，體育鍛煉、自尊、主觀幸福感兩兩之間均呈顯著正相關(guān);（2）人際關(guān)系困擾和自尊在體育鍛煉和主觀幸福感關(guān)系中起部分中介作用。表明體育鍛煉既能直接提高大學生主觀幸福感，又能通過改善人際關(guān)系困擾和自尊進而間接提高其主觀幸福感。

關(guān)鍵詞?體育鍛煉;人際關(guān)系困擾;自尊;主觀幸福感;中介效應

分類號?B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.02.002

1?引言

隨著“全民健身”國家戰(zhàn)略的提出，人們越來越關(guān)注體育鍛煉對生理、心理健康的重要作用。體育鍛煉指休閑時間的體育活動，能夠改善身體的心肺、肌肉、靈活性等組織功能（Puetz， O'Connor， & Dishman， 2006）。關(guān)于體育鍛煉的研究最初主要集中在體育鍛煉對消極情緒，如焦慮、抑郁、疲勞等的影響上（Bosscher， 1993; Roth， 1989）。積極心理學興起，研究者開始關(guān)注人們心理的積極方面，主觀幸福感即是其中之一。主觀幸福感是評估個體個人和社會生活質(zhì)量的重要指標，是個體依據(jù)自定的標準對其生活質(zhì)量在整體上作出的評價，主要包含情感和認知兩個成分（Diener， Oishi， & Lucas， 2015）。眾多研究表明，體育鍛煉可以提高人們的主觀幸福感，改善人們的心理健康。Lox， Mcaulcy和Tucker（1995）的實驗發(fā)現(xiàn)，鍛煉干預后HIV-1人群的主觀幸福感和自我效能都有顯著的提升;對于老年人群體，體育鍛煉活動是提高其生活滿意度、改善心理與情緒健康狀況的重要因素（Batmyagmar et al.， 2019; Ku， Fox， Liao， Sun， & Chen， 2016），甚至有研究指出相比于衡量生理健康的生物指標變化，身體活動在作為主觀幸福感的決定因素方面發(fā)揮更大的作用（Hurtig-Wennlof， Olsson， & Nilsson， 2014）;盡管鍛煉原因不同，但積極進行閑時鍛煉對中年男女性的主觀幸福感均有促進作用（You & Shin， 2017），而久坐不動行為與較低的主觀幸福感相關(guān)（Panza， Taylor， Thompson， White， & Pescatello， 2017）。然而，鍛煉心理學領域的研究尚有不足，如今體育鍛煉與主觀幸福感的研究重點仍然在探究何種類型、頻率、強度或維度的體育鍛煉與更高的主觀幸福感相關(guān)，相比之下，關(guān)于兩者關(guān)系內(nèi)在機制的探究還較少（Zhang & Chen， 2018）。因此，進一步探究體育鍛煉與主觀幸福感的關(guān)系及其關(guān)系存在的內(nèi)在機制，對更好地指導人們通過體育鍛煉提高主觀幸福感具有重要的實踐與理論意義。

盡管體育鍛煉和主觀幸福感關(guān)系的作用機制或影響因素已有一些研究，但需要注意的是不同的人群具有不同的特征，體育鍛煉對他們主觀幸福感的影響機制可能不同。如老人體育鍛煉與主觀幸福感的關(guān)系受健康狀況、社會功能的調(diào)節(jié)（Barreto & Philipe， 2014; Garatachea et al.， 2009）。對于脊髓損傷患者來說，運動通過減緩壓力與疼痛的中介作用來增強主觀幸福感（Ginis et al.， 2003）。一項關(guān)于成人的研究表明不論是自主類體育鍛煉還是受控類體育鍛煉，特質(zhì)自我控制都在體育鍛煉與主觀幸福感關(guān)系中起中介作用（Briki， 2016）。大學生處于青年后期，完成社會化、擁有和諧的自我是該階段的重要發(fā)展任務（田萬生， 2012），對于大學生群體，體育鍛煉很有可能是通過作用于社會關(guān)系和對自我的評價從而影響其主觀幸福感的。另外，我國大學生參與體育鍛煉的現(xiàn)狀令人堪憂（唐海英， 2015; 張云華， 趙健， 2009），大學生群體的生理與心理健康近些年更是持續(xù)下滑（Li et al.， 2015）。因此，本研究以大學生為研究對象，探究大學生體育鍛煉與主觀幸福感的關(guān)系及該關(guān)系產(chǎn)生的原因，為高校貫徹素質(zhì)教育課題提供參考資料的同時，也為提升大學生的幸福感提供有效的實踐途徑。

人際關(guān)系是指人與人之間通過交往與相互作用而形成的直接的心理關(guān)系（張靈等， 2007）。研究表明，人際關(guān)系是青年個體社會適應情況的重要預測因素（李藝敏， 李永鑫， 2015）。大學生處于社會化的關(guān)鍵時期，人際關(guān)系的正確處理至關(guān)重要。陳作松和季瀏（2006）對高中生身體鍛煉與主觀幸福感關(guān)系進行研究發(fā)現(xiàn)，人際關(guān)系是顯著的中介變量。盧敏，殷恒嬋和郭建富（2008）的研究進一步顯示，體育鍛煉可降低人際關(guān)系困擾，并從降低“人際交談困擾”“人際交際困擾”“異性交往困擾”三方面對大學生的心理健康產(chǎn)生積極影響。可見，體育鍛煉可以通過影響個體的社會性功能，進而增進個體的心理健康水平。另外，研究表明，人際困擾是影響大學生心理障礙的主要因素之一，與室友、異性等相處困難已成為困擾大學生正常大學生活的重要原因（陳瑛， 2015; 許志紅， 2010）。因此，相比于對人際關(guān)系正向的關(guān)注，大學生人際關(guān)系困擾的改善更能體現(xiàn)體育鍛煉帶來的價值。故本研究采取人際關(guān)系困擾作為人際關(guān)系水平的衡量指標，并提出假設1：人際關(guān)系困擾在體育鍛煉對大學生主觀幸福感的影響中起中介作用。

自尊是個體整體性的自我價值感以及對個人價值的全面性評價（Rosenberg， 1965）。Spence等（2005）對100余項探索體育鍛煉與成人自尊關(guān)系的研究進行了元分析，得到體育鍛煉能同時提高整體自尊和身體自尊;Hein和Hagger （2007）的研究表明進行自主動機型身體活動，其整體自尊提高的可能性更大。Ozsaker， Dorak和Vurgun（2012）采用實驗干預的方式，證明積極參與體育活動的兒童其自尊水平更高。同時自尊對主觀幸福感具有正向預測作用，擁有較高而且穩(wěn)定自尊的個體體驗到的主觀幸福感水平較高（Li et al.， 2015; Paradise & Kernis， 2002）。自我決定自尊理論也同樣提供了理論支持，該理論認為個體通過滿足基本需求以維持高水平的自尊，當個體的自我價值感體驗受到破壞，對個體的整合行為以及幸福感就會造成消極影響（Deci & Ryan， 1994; Ryan & Deci， 2004）。因此，本研究提出假設2：自尊在體育鍛煉對大學生主觀幸福感的影響中起中介作用。

盡管目前已有的研究暗示著人際關(guān)系困擾與自尊可能是體育鍛煉與主觀幸福感關(guān)系中的中介變量，但人際關(guān)系困擾和自尊絕非是簡單的獨立中介作用。自尊社會計量器理論顯示，個體普遍有著維持人際關(guān)系的動機，而自尊是對人際關(guān)系好壞的心理監(jiān)測，是人際關(guān)系好壞的指示針。Leary和Baumeister（2000）認為，自尊的需求實質(zhì)上反映的就是個體避免社會排斥的需求。由此可見，人際關(guān)系困擾與自尊是緊密相關(guān)的——不良的人際關(guān)系不利于個體獲得支持性的信息，阻礙其確定自我價值，進而不能維持良好健康的心理狀態(tài)、讓個體體驗到幸福感（鄭雪等， 2004）。即個體的自尊水平受到其人際關(guān)系影響，并且這種關(guān)系是由人際關(guān)系到自尊的單向影響。前文已總結(jié)，體育鍛煉能降低人際關(guān)系困擾，改善人際關(guān)系，而好的人際關(guān)系帶來較高水平的自尊，自尊又影響著主觀幸福感，因此，本研究提出假設3：人際關(guān)系困擾和自尊在體育鍛煉對大學生主觀幸福感的影響中起中介作用。

2?研究方法

2.1?研究對象

采取方便取樣法，選取521名高校大學生為研究對象。被試年齡在18至24歲之間，其中男性被試203名（38.96%），女性被試318名（61.04%），大一143名（27.45%），大二151名（28.98%），大三113名（21.69%），大四114名（21.88%）。

2.2?研究工具

體育鍛煉等級量表（PARS-3）：采取陳作松（2005）綜合考慮體育鍛煉維度的建議，使用由梁德清等（1994）編制的體育鍛煉等級量表，該量表包含體育鍛煉的強度、每次鍛煉時間及鍛煉頻率三個方面。體育鍛煉量=體育鍛煉的強度得分×（每次鍛煉時間得分-1）×每周鍛煉頻率得分。每個方面均為5級計分（計1～5）。體育鍛煉量得分最高分為100分，最低為0分，小于等于19分為體育鍛煉低參與者， 20～42分為中等參與者，大于等于43分為高參與者（陳作松等， 2006）。本研究該問卷的α系數(shù)為0.78。

人際關(guān)系綜合診斷量表：該量表由鄭日昌等人（1999）編制，量表包括人際交談困擾、人際交際困擾、待人接物困擾、與異性交往困擾四個維度，共28題。所有題做“是否”回答，“是”得1分，“否”得0分，分數(shù)越高，說明其人際關(guān)系行為困擾越嚴重。本次研究中人際交談困擾、人際交際困擾、待人接物困擾、與異性交往困擾四個維度的α系數(shù)分別為0.79、0.77、0.80、0.74， 總量表的α系數(shù)為0.89。

自尊量表：采用由Rosenberg等（1965）編制，汪向東等（1999）修訂的自尊量表中文版。該量表為單維量表，共10題，采用4點計分（1=“非常同意”，4=“非常不同意”），其中，1、2、4、6、7題為正向計分， 3、5、8、9、10題為反向計分，被試總分得分越高說明個體的自尊水平越高。參考申自力和蔡太生（2008）建議，條目8用更合適的否定語氣進行表述，即“我覺得我將難以獲得更多的尊重”。本研究的α系數(shù)為0.88。

Campbell主觀幸福感指數(shù)量表：該量表由Campbell等（1976）編制，包括總體情感指數(shù)量表和生活滿意度兩個分問卷。總體情感指數(shù)量表8題，生活滿意度量表1題，采用7級計分，總體情感指數(shù)的平均得分與生活滿意度問卷的得分（權(quán)重為1.1）相加得出總分，分數(shù)越高代表個體越幸福。本研究總量表的α系數(shù)為0.91。

2.3?數(shù)據(jù)處理

使用SPSS 23.0進行數(shù)據(jù)的初步處理、描述統(tǒng)計和相關(guān)分析，使用Mplus 7.3對各結(jié)構(gòu)方程模型及中介效應進行檢驗。

3?結(jié)果

3.1?共同方法偏差檢驗

采用Harman單因子檢驗法，對問卷所有項目進行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析，結(jié)果顯示13個因子的特征值大于1，最大因子解釋的變異量為19.47%，小于40%，說明本研究共同方法偏差不明顯。

3.2?大學生體育鍛煉情況

對大學生體育鍛煉情況結(jié)果進行整理，根據(jù)分數(shù)高低分為三種參與水平。結(jié)果表明，體育鍛煉參與水平低（0～19分）的學生364人，占總?cè)藬?shù)69.87%，中等參與水平（20～42分）的學生96人，占總?cè)藬?shù)18.42%，高等參與水平（43～100分）的學生61人，占總?cè)藬?shù)11.71%。在體育鍛煉強度方面，性別的主效應顯著， F=52.04， p<0.001，η2p=0.11;年級的主效應不顯著， F=0.77， p =0.51;交互作用不顯著， F=0.18， p=0.91。在體育鍛煉時間方面，性別的主效應顯著， F=37.29， p<0.001，η2p=0.10;年級的主效應不顯著， F=0.42， p=0.74;交互作用不顯著， F=0.47， p=0.70。在體育鍛煉頻率方面，性別的主效應顯著， F=6.08， p<0.05，η2p=0.03;年級的主效應不顯著， F=0.69， p=0.56;交互作用不顯著， F=0.85， p =0.47。

3.3?體育鍛煉、人際關(guān)系困擾、自尊和主觀幸福感的相關(guān)分析

對體育鍛煉、人際關(guān)系困擾、自尊和主觀幸福感進行皮爾遜積差相關(guān)分析（如表1所示）。結(jié)果表明，大學生體育鍛煉參與水平與人際關(guān)系困擾顯著負相關(guān)，與自尊、主觀幸福感呈顯著正相關(guān);人際關(guān)系困擾與自尊、主觀幸福感顯著負相關(guān);自尊與主觀幸福感顯著正相關(guān)。

3.4?中介效應檢驗

3.4.1?項目打包

打包方法參考吳艷和溫忠麟（2011）的建議：把單維量表用因子平衡法打包成3個指標，把多維量表依據(jù)維度數(shù)量打包成相應的指標量。因此，用因子平衡法將自尊題項3、4、7，題項5、6、9和題項1、2、8、10分別打成1個包，共3個指標，人際關(guān)系困擾分人際交談、人際交際、待人接物與異性交往4個困擾指標，主觀幸福感分總體情感指數(shù)和生活滿意度2個指標。另參考已有研究，將體育鍛煉量表打包成體育鍛煉的強度、每次鍛煉時間及鍛煉頻率3個指標（陳章源， 於鵬， 2015）。所有指標均采用平均值。

3.4.2?人際關(guān)系困擾中介效應的檢驗

以人際關(guān)系困擾作為中介變量，建立影響體育鍛煉和主觀幸福感關(guān)系的簡單中介模型1（如圖1所示）。結(jié)果顯示，模型擬合良好，χ2/df=1.20， CFI=1.00， TLI=0.99， RMSEA=0.02。采用bootstrap法重復抽樣3000次檢驗人際關(guān)系困擾在體育鍛煉對主觀幸福感的影響中的中介效應。結(jié)果表明，人際關(guān)系困擾中介效應顯著，效應值為0.07， p<0.01，95%CI為[0.04，0.18]，效應量為31%。直接效應為0.15， p<0.01。

3.4.3?自尊中介效應的檢驗

以自尊作為中介變量，建立影響體育鍛煉和主觀幸福感關(guān)系的簡單中介模型2（如圖2所示）。結(jié)果顯示，模型擬合良好， χ2/df=1.51， CFI=1.00， TLI=0.99， RMSEA=0.03。采用bootstrap法重復抽樣3000次檢驗自尊在體育鍛煉對主觀幸福感的影響中的中介效應。結(jié)果表明，自尊中介效應顯著，效應值為0.10， p<0.001，95%CI為[0.08，0.23]，效應量為45.69%。直接效應為0.12， p<0.05。

3.5?人際關(guān)系困擾、自尊的中介效應檢驗

根據(jù)研究假設3構(gòu)建中介模型，以體育鍛煉為自變量，主觀幸福感為因變量，中介路徑為“人際關(guān)系困擾—自尊”（如圖3所示）。結(jié)果顯示，中介模型擬合良好：χ2/df=1.12， CFI=1.00， TLI=1.00， RMSEA=0.02。

采用bootstrap法重復抽樣3000次檢驗“人際關(guān)系困擾—自尊”在體育鍛煉對主觀幸福感的影響中的中介效應，其中介效應顯著，效應值為0.04， p<0.01，95%CI為[0.02，0.11]，效應量為16.89%。直接效應為0.11， p<0.05。其余路徑系數(shù)均顯著，體育鍛煉對主觀幸福感的直接效應量為50.22%，人際關(guān)系困擾中介的效應量為13.78%，自尊中介的效應量為19.11%（如表2所示）。

4?討論

4.1?大學生體育鍛煉對主觀幸福感的作用

從研究結(jié)果來看，大學生體育鍛煉對主觀幸福感具有直接影響，直接作用占比高達50.22%。這為前人的研究進一步提供了證據(jù)，較多的體育鍛煉確實能夠緩解消極情緒，改善心肺功能，進而提高大學生的主觀幸福感。同時，本研究結(jié)果也為中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于全面加強和改進新時代學校體育工作的意見》提供了有力的實證支持，即加強體育工作，不僅有利身體健康，還能提升心理健康。而本研究反映出目前我國大學生體育鍛煉參與水平總體偏低，在本研究中得分處于高水平的被試僅有11.71%，而得分處于低水平的被試占了69.87%。這與眾多研究結(jié)論一致，雖然大多數(shù)學生認為體育鍛煉十分重要，但在實際參與鍛煉情況不佳，認識與行動存在較大差異的情況（紀群， 何大海， 2017; 王亞男， 牛同舟， 2010）。這是由于相對于中學時代，大學生活更為自由，大學生業(yè)余時間分配安排呈現(xiàn)多元化，豐富度大有增加，但卻主要以娛樂為主（夏莉莉， 2011），加上監(jiān)督力度的放松，因此花在學習和體育鍛煉上的時間相對較少。除此之外，還有研究指出影響大學生參加體育鍛煉的因素有怕曬怕累、沒有恒心、運動器材不足等（程俞亭， 2013; 杜曉紅， 陳永發(fā)， 赫忠慧， 2007）。這提示教育部門及學校不僅要考慮硬件設施的添齊補全，更要根據(jù)大學生的心理特點規(guī)劃適合大學生的體育鍛煉方案，提高大學生體育鍛煉的參與水平。差異性檢驗結(jié)果表明，體育鍛煉的強度、時間及頻率三個方面在性別上均存在顯著性差異，相比而言，男生的運動情況要好于女生。

4.2?人際關(guān)系困擾、自尊在體育鍛煉和主觀幸福感之間的中介

模型1結(jié)果表明，人際關(guān)系困擾中介效果量為31.00%，人際關(guān)系困擾在體育鍛煉對主觀幸福感的影響中起部分中介作用。這進一步驗證了陳章源等人（2015）對于同伴關(guān)系在大學生體育鍛煉與主觀幸福感中的中介作用的研究。對我國青少年的研究發(fā)現(xiàn)，通過體育鍛煉，青少年可以獲得更多與人接觸的機會，有助于其提高社會適應能力（張梅， 2016）。相對于青少年，大學生可以支配的時間更加寬裕，同時在體育鍛煉形式和種類方面也更具豐富性，不僅有個人、組織形式，還有社團、俱樂部形式（曹原旗， 2016），不僅有傳統(tǒng)的跑步、打球，還有時尚的射箭、瑜伽等（常纓， 2014）。因此，大學生的體育鍛煉在時間深度和形式廣度上具有雙重優(yōu)勢，在進行體育鍛煉的前提條件上有更多的選擇。在此基礎上，大學生進行體育鍛煉不僅僅是強身健體的體現(xiàn)，更是挖掘興趣的體現(xiàn)。這意味著在不同類型的體育鍛煉過程中，大學生可以找到志同道合的伙伴，從而獲得更多與人交往的機會，構(gòu)建多種人際關(guān)系網(wǎng)絡（陳強， 2013）。因此，體育鍛煉的平臺能給大學生們提供人際交往技能的訓練，能讓個體感受到支持與接納，這無疑將有利于改善大學生人際交際困擾問題，提高整體人際關(guān)系水平（陳章源等， 2015; 萬美榮， 楊德敏， 2007）。對于高度關(guān)注人際關(guān)系的大學生而言，擁有質(zhì)量良好的人際關(guān)系意味著被群體接受。青年都強烈希望能被好同伴群體或更大的群體喜歡和接納，當他們感到被接納時，會產(chǎn)生愉悅感，并且更好的人際關(guān)系能為個體提供更高的社會支持，有助于其克服學習和工作上的困難，維持健康的心理狀態(tài)（Chaurasia， Brajesh， & Sarode， 2017）。反之個體就會感到被排擠、無價值、焦慮、痛苦、甚至中斷工作，形成人際關(guān)系困擾，主觀幸福感下降（楊栩， 徐潔， 2016; 鄭雪， 2004; Lieberman & Williams， 2003）。因此，大學生在進行體育鍛煉時，人際交往能力得到提高，從而能夠幫助其降低人際關(guān)系困擾，獲得更高水平的主觀幸福感。

自尊中介的效果量為45.69%，自尊在體育鍛煉對主觀幸福感的影響中起部分中介作用，假設2成立。

傳統(tǒng)的鍛煉與自尊模型理論認為，體育鍛煉通過影響身體功能、運動能力、身體力量、身體吸引力、身體接受度等方面影響整體身體自尊，進而再影響頂端的一般自尊（Levy & Ebbeck， 2005; Sonstroem， Harlow， & Josephs， 1994）。該模型在眾多研究中得到驗證：Rejeski等人（2001）發(fā)現(xiàn)運動對身體外觀及身體功能的滿意度、運動自我效能有顯著提升作用，從而改變主觀幸福感;Legrand（2014）的干預實驗表明進行運動訓練的實驗組在身體自我感知、自尊及抑郁三方面都顯著高于對照組;Lee等人（2014）的研究發(fā)現(xiàn)自我表現(xiàn)型體育鍛煉更能預測被試的健康飲食情況、健康滿意度及主觀幸福感?？梢园l(fā)現(xiàn)，研究者們更加關(guān)注體育鍛煉自然屬性，即對身體的影響，而較少討論體育鍛煉對社會功能和心理功能的影響（陳作松， 2005）。然而，體育鍛煉不僅能帶來外形的改變，在體育鍛煉過程中，人際關(guān)系的改善、自信心的提高、毅力的增強等種種改變，也會直接影響個體對自我整體的認識與評價，從而直接改變個體的整體自尊。尤其是當代大學生群體，依賴性強、抗壓能力低、意志力薄弱（程銘， 2016），當個體長期按固定頻率或較大強度進行鍛煉時，其堅持鍛煉的行為本身對于個體而言即是一種可貴的品質(zhì)和自我肯定。若個體在體育鍛煉中取得成就，則體育鍛煉的結(jié)果將會強化個體獲得成就時的愉悅感，提高其自我效能感（Levy et al.， 2005）。而自尊作為人重要的一種情感性心理特質(zhì)，與主觀幸福感有著緊密聯(lián)系（Ayyash-Abdo et al.， 2012; Du， King， & Chi， 2017）。尤其是處于青年期的大學生，自我意識強烈，注重自身的心理生理變化和內(nèi)心情感體驗（田萬生， 2012; 王芳， 陳福國， 2005）。當通過體育鍛煉，自身的外形、體魄、精神風貌等得到改善，甚至克服勞累、取得成就、收獲朋友時，個體便會肯定自我價值，對自我的評價更加積極，進而帶來更多正向的情緒體驗，增加主觀幸福感。

4.3?人際關(guān)系困擾、自尊的中介作用

本研究結(jié)果同時也支持了中介作用假設，即人際關(guān)系困擾和自尊在體育鍛煉和大學生主觀幸福感之間起中介作用。在該模型中體育鍛煉不僅可以直接影響主觀幸福感，還通過降低人際關(guān)系困擾和提高自尊水平兩方面進而影響主觀幸福感。其中自尊的提高不僅得益于體育鍛煉水平的增加，也得益于人際關(guān)系困擾的改善。人的本質(zhì)是一切社會關(guān)系的總和，這就決定了人們必須學會處理個人與他人、與社會的關(guān)系。如果個體不能很好地處理人與人之間的關(guān)系，在人際關(guān)系中面臨交談、交際、處事等多方困難，此時偏離社會的焦慮與恐懼便會成為個體尋求社會歸屬的心理動力，促使個體改善人際困擾，減少焦慮，而這種負面情感的預警正是由于自尊的降低而喚起的（Leary， Tambor， Terdal， & Downs， 1995）。張向葵等人（2004）提出的自尊“倒金字塔”理論也提到，社會自尊需求是通過得到人們所期望的社會與他人的認可、接納與承認來滿足的。這些理論均支持了“人際關(guān)系困擾——自尊”中介作用的成立。從認知加工的角度來看，個體感受到人際關(guān)系困擾并不能直接導致主觀幸福感發(fā)生變化，而是要經(jīng)過個體認知評價后產(chǎn)生自我體驗即自尊，才有主觀幸福感的變化。人際關(guān)系困擾降低，個體評價自己是受歡迎的、有價值的，從而產(chǎn)生良好的自尊體驗，相反，人際關(guān)系困擾嚴重，個體則會負向評價自我、否定自我的價值導致自尊體驗降低，焦慮和痛苦增加，主觀幸福感降低。因此，大學生在參與體育鍛煉的過程中，人際交往能力得到提升，人際關(guān)系中的多方困擾得到緩解，個體便會開始正向評價自己，并因此產(chǎn)生積極情緒，主觀幸福感得以提高，中介作用機制得以體現(xiàn)。

體育鍛煉，作為提高主觀幸福感的有效途徑，為個體帶來的不僅是鍛煉本身的自然性功能，其社會性功能還有助于解決人際關(guān)系困擾問題以及提升自尊水平，特別是對于正處于青年期的大學生，社會關(guān)系與自我認識是其心理發(fā)展任務的兩大主旋律（田萬生， 2012），關(guān)注體育鍛煉對社會功能和心理功能的影響十分有必要。因此，以提高大學生主觀幸福感根本目的，本研究除了探明了體育鍛煉是良好的實踐途徑以外，還對體育鍛煉與主觀幸福感的內(nèi)在機制研究提供了新的理論依據(jù)，即通過體育鍛煉可以改善大學生的人際關(guān)系困擾，提高自尊水平，并增加主觀幸福感。研究結(jié)果提示我們，對于大學生個體來說，經(jīng)常參加與人互動的鍛煉項目對幸福感的提升更有效果，對于學校組織來說，開展更多集體性體育鍛煉比賽，購進更多團體式參與的體育鍛煉設施不失為促進大學生群體參與體育鍛煉、收獲幸福的有效途徑。但本研究仍存在一些不足值得進一步改進，即本研究的結(jié)論是建立于自我報告的橫斷數(shù)據(jù)基礎上的;且本研究只探究了部分心理因素，對于體育鍛煉的生理機制方面未做深入探討。因此，將來的研究可結(jié)合生理指標等，利用實驗法、縱向研究等方式做進一步深入研究。

5?結(jié)論

（1）大學生體育鍛煉對其主觀幸福感具有顯著的直接影響，直接效應量為50.22%。

（2）體育鍛煉的強度、時間及頻率三個方面在性別上均存在顯著性差異，年級的主效應以及兩者的交互作用均不顯著，但無論男生還是女生，整體參與水平普遍偏低，比較缺乏鍛煉。

（3）高水平的體育鍛煉預示著較高的自尊、較高的主觀幸福感以及較低的人際關(guān)系困擾。

（4）體育鍛煉既可以直接影響，也可以通過“人際關(guān)系困擾——自尊”中介間接影響主觀幸福感。

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