醫學新生體育鍛煉水平與學校適應的關系：運動友誼和鍛煉投入的鏈式中介作用

張 震，蘇艷青*，王 樂，張在懷，孫怡平

1. 山東中醫藥大學（中國濟南 250355）；2. 山東濟南高新區伯樂實驗小學（中國濟南 250101）

大學新生處于青春期向成年期過渡的關鍵階段，生活結構的調整將對其身心健康產生重要影響。醫學生作為大學生中的特殊群體，專業學習壓力和長周期的教育培訓使得醫學生比同齡的學生更易受生活事件影響，出現適應相關問題［1-3］。醫學新生能否快速、良好地適應大學生活，不僅關系到其應對生活中的學習和人際壓力，也將影響其往后工作能力的發展。

學校適應是學生不斷適應學校環境的動態過程［4］。就大學生而言，學校適應是指其在完成教育目的的同時，能夠處理好人際關系，掌握獨立生存的能力，能夠輕松愉悅地度過大學生活［5］。研究［6-8］表明，參與體育鍛煉有利于減輕大學生壓力、抑郁、社交焦慮以及孤獨感，且大學生體育鍛煉水平與日常感知麻煩呈中度負相關，體育鍛煉可以保護醫學生免受精神疾病的影響。另有研究［9-10］表明，大學新生身體活動水平能顯著預測學校適應情況。由此，本研究提出假設H1：體育鍛煉水平和醫學新生學校適應水平顯著相關。

體育鍛煉與學校適應的關系會因社會變量的介入而復雜化［11］。運動友誼是指在運動情境中發展起來的親密關系［12］。社會關系作為大學生重要的社會問題之一，在體育鍛煉中主要體現在鍛煉實踐的同伴關系上［13］。學校人際環境是青少年體育鍛煉的結果變量，在體育運動中可以促進青少年友誼的發展，進行相同的體育鍛煉則是運動友誼產生的基礎［14-15］。友誼質量較差或難以與同伴建立良好關系的青少年運動員，其人際交往效能較低，更容易出現社交退縮，誘發非適應性認知［16］。體育鍛煉提供了社交的機會，發展運動友誼，減少社會孤立，提高適應水平。據此，本研究提出假設H2：運動友誼在體育鍛煉與學校適應的關系中起中介作用。

鍛煉投入是個體對體育鍛煉持有一種自主、積極、持久、沉浸的心理情境和快樂體驗，是大學生面對鍛煉挑戰時的一種積極狀態［17］。運動友誼質量可直接影響青少年的運動動機和行為投入［18］。獲得感、安全感是投入的前提條件，大學生通過運動友誼能夠感知到安全感和獲得感，更容易投入到運動中去［19］。大學生鍛煉投入有助于促進積極心理情緒的產生［20］。積極情緒的拓寬和構建理論表明，積極情緒是個人成長和社會聯系的工具［21］。在體育鍛煉過程中，通過社會互動產生的友誼為鍛煉投入提供了前提，且投入狀態所帶來的積極體驗將有助于新生適應環境，更好地融入學校生活。本研究進一步提出假設H3：運動友誼和鍛煉投入在體育鍛煉與學校適應的關系中起鏈式中介作用。醫學生體育鍛煉水平顯著低于其他專業學生［8］，因此，本文探尋體育鍛煉與醫學新生學校適應之間的關系，為學校解決醫學新生學校適應問題提供參考和依據。

1 對象與方法

1.1 被試與施測程序

采用方便抽樣法，選取山東省某醫學院校參與體育課的大學新生為被試，共發放問卷932份，剔除無效問卷后，回收有效問卷888份，有效回收率為95.28%。其中，男生290名（32.7%），女生598名（67.3%）；獨生子女271名（30.5%），非獨生子女617名（69.5%）；居住地為城市453名（51%），居住地為農村435名（49%）；健康狀況良好584人（65.8%），一般295人（33.2%），差9人（1%）；被試平均年齡為（18.88±0.27）歲（16~24歲）。

1.2 研究工具

1.2.1 體育鍛煉量表 采用梁德清等［22］修訂的體育鍛煉等級量表。該量表共4個項目，從強度、時間、頻率3個方面考察運動量（活動量=強度×時間×頻率）。本研究中該量表的內部一致性系數α為0.76。

1.2.2 學校適應量表 采用方曉義等［23］編制的中國大學生適應量表。該量表共60個題項。該量表采用5級評分，從學習、人際關系、擇業、校園生活、情緒、自我和滿意度7個方面考察大學生的學校適應情況，得分越高表明適應能力越好。本研究中該量表的內部一致性系數α為0.93。

1.2.3 運動友誼量表 采用韓桂鳳等［24］2011年編制的青少年運動友誼質量量表。該量表共31個題目，包括共同活動、人際吸引、自尊增強、運動愉悅、信任與親密、沖突與沖突解決、幫助與指導和交友觀8個維度。量表采用 Likert 5點計分，得分越高代表友誼質量水平越高。本研究中該量表的內部一致性系數α為0.96。

1.2.4 體育鍛煉投入量表 采用由董寶林等［25］編制的大學生體育鍛煉投入自評量表。該量表含4個維度，共20個項目，采用Likert 5點計分法作答，將鍛煉投入分為投入情緒狀態和自主意識2個方面。本研究中鍛煉投入更強調在體育鍛煉中的體驗，故選用活力堅持度、專注滿足感、價值觀認知這3個維度進行研究，共17個項目。本研究中該量表的內部一致性系數α為0.96。

1.3 統計學分析

使用SPSS 22.0軟件對所得數據進行錄入，并進行單因素方差分析、描述統計、內部一致性檢驗、相關分析和Harman單因素檢驗；使用PROCESS插件進行序列中介效應分析。結合以往研究來看，不同性別大學生的體育鍛煉、運動友誼、鍛煉投入存在明顯差異，因此做序列中介效應檢驗時，將性別作為控制變量納入研究。

2 結果

2.1 共同方法偏差的控制與檢驗

由于自我報告的數據收集方法可能造成共同方法偏差問題，因此，在程序上，研究采取匿名調查的方式，且部分題目采用反向計分的方式進行了一定控制。在數據上，采用Harman單因子檢驗的方法進行了檢驗，結果顯示：特征值大于1的因素共18個，其中第一個因素解釋的累計變異量為24.6%，小于臨界值40%，表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題［26］。

2.2 體育鍛煉活動等級在運動友誼、鍛煉投入、學校適應之間的差異分析

依據體育鍛煉等級量表關于運動量的劃分，將運動量得分≤19分的劃分為小運動量，標注為1；20~42分為中等運動量，標注為2；≥43分為大運動量，標注為3。使用單因素方差分析檢驗體育鍛煉活動等級在其他研究變量之間的差異。結果表明：各變量在不同體育鍛煉活動等級之間均有顯著差異，體育鍛煉活動等級越高，運動友誼、鍛煉投入的得分越高（F=22.22, P<0.001；F=78.71，P<0.001）；體育鍛煉等級越高，學校適應情況也越好（F=10.36，P<0.001）。詳見表1。

表1 不同體育鍛煉活動等級醫學新生各變量的描述性統計

表1 不同體育鍛煉活動等級醫學新生各變量的描述性統計

體育鍛煉等級運動友誼鍛煉投入學校適應1119.27±16.8747.06±13.56210.20±27.12 2125.50±16.1055.20±13.93217.58±27.52 3128.84±16.4963.28±13.82220.61±28.94

2.3 體育鍛煉、運動友誼、鍛煉投入與學校適應的相關分析

相關分析結果表明：體育鍛煉、運動友誼、鍛煉投入和學校適應兩兩間均呈顯著正相關（表2），適合進一步做中介分析。

表2 體育鍛煉、運動友誼、鍛煉投入和學校適應的相關分析

2.4 序列中介效應檢驗

根據溫忠麟等［27］研究提出的中介效應檢驗程序，以年齡為控制變量，體育鍛煉作為自變量，學校適應作為因變量，運動友誼和鍛煉投入作為中介變量，使用HAYES［28］設計的PROCESS插件（模型6）完成中介效果檢驗。采用偏差校正的非參數百分比Bootstrap法，重復抽取5 000次，以計算出95% CI，如果95% CI不包含0（P<0.05），則認為結果具有統計學意義。

由表3、表4和圖1可知，運動友誼和鍛煉投入在體育鍛煉對學校適應的作用中起完全中介作用，總中介效應值為0.29，占體育鍛煉對學校適應的作用的總效應的90%；路徑系數均為正值，表明體育鍛煉正向預測學校適應，體育鍛煉通過運動友誼和鍛煉投入正向預測學校適應。進一步分析結果表明：運動友誼（95% CI：0.11~0.20）、鍛煉投入（95% CI：0.07~0.15）在體育鍛煉和學校適應起完全中介作用，運動友誼→鍛煉投入（95% CI：0.03~0.06）起鏈式中介作用，中介效應路徑Bootstrap 95% CI均不包含0，假設3得到驗證；體育鍛煉→運動友誼→學校適應路徑中介效應值為0.15，占總效應的45%；體育鍛煉→鍛煉投入→學校適應路徑中介效應值為0.10，占總效應的32%；體育鍛煉→運動友誼→鍛煉投入→學校適應路徑的中介效應值為0.04，占總效應的13%。綜上所述，體育鍛煉雖不能直接作用于學校適應，但可以通過運動友誼和鍛煉投入對學校適應產生間接作用。

圖1 體育鍛煉與學校適應的鏈式中介效應模型

表3 鏈式中介模型中變量之間關系的回歸分析

表4 體育鍛煉與學校適應的中介效應分析

3 討論

3.1 體育鍛煉與學校適應的關系

本文從積極心理學的角度出發，探尋在體育鍛煉過程中的心理機制，及其對醫學新生學校適應的影響和內在作用機制。結果表明，體育鍛煉水平與醫學新生的學校適應情況呈顯著正相關，驗證了假設1。體育鍛煉水平越高，新生學校適應水平越好，這與以往研究的結果一致［9-10,29］。調查顯示，醫學生的體育鍛煉水平相對低于全國大學生平均水平，且一半以上的醫學新生都存在或輕或重的適應問題［8,30］。一項薈萃分析研究［31］表明，運動有利于心理健康，并能緩沖壓力帶來的負面影響，參加體育鍛煉的大學生其壓力癥狀更少且心理狀態更好，如果學生難以平衡學校生活和角色轉換帶來的壓力，體育鍛煉可以幫助他們脫離這種不適的狀態。

3.2 運動友誼和鍛煉投入的中介效應

本研究以運動友誼和鍛煉投入為中介變量，構建體育鍛煉與醫學新生學校適應的中介模型。

首先，運動友誼在體育鍛煉與學校適應之間起到積極作用。研究結果顯示中介效應顯著，驗證了假設2；體育鍛煉與運動友誼呈顯著正相關，這與以往的研究結果一致［29,32］。馬超等［33］指出，同伴關系是體育鍛煉與幸福感之間的重要中介變量。體育鍛煉為學生提供了共同活動的機會，物理上的接近被認為是同質性的最基本來源，學生通過體育鍛煉能夠發現彼此相似之處和共同的興趣，從而影響友誼的形成。經常參加體育鍛煉不僅可以強壯體格、調節情緒，還可以在競爭與合作中與志趣相投或能力相近的同伴共享快樂、交流心得，實現人際關系的發展，更好地融入學校生活中。LADD等［34］的“學校適應理論模型”認為，人際交往是學校適應的前提，而不是學校適應的結果，行為對塑造學生的人際交往起著非常重要的作用。NAKAI［35］發現，與朋友在一起感到安全與更適應學校的感覺高度相關，而學校友誼的數量和質量與更高水平的學校能力、課堂參與度、親社會行為和學術成就有關。體育鍛煉為運動友誼的生成提供了場所，而由于運動友誼的明確感知性，使得新生更能感受到被關注和支持，有利于其產生愉悅感、安全感和歸屬感，對未來的學校生活產生向往。

其次，鍛煉投入在體育鍛煉與學校適應之間也起到積極作用。研究結果顯示體育鍛煉與鍛煉投入呈顯著正相關。鍛煉投入是體育參與、體育鍛煉堅持的重要原因，不同的體育鍛煉水平將產生不同的鍛煉體驗［25,36］。鍛煉投入包含活力堅持度、專注滿足感和價值觀認同，作為體育鍛煉后的心理狀態，受到體育鍛煉的直接影響，因此，本文將鍛煉投入作為體育鍛煉的因變量。健康信念模型指出，健康信念是健康行為發揮效果的前提，鍛煉投入有助于鍛煉者對鍛煉行為的健康效果產生認同，從而促進體育鍛煉效益的生成。自我決定論（self-determination theory）認為，當個體的基本心理需求得到滿足后，其社會適應會更好［37］。鍛煉投入是個體對鍛煉活動持有的心境狀態。FLEIG等［38］發現，在鍛煉中體驗到樂趣、愉悅與投入可能是改善抑郁癥患者癥狀的關鍵。在正念干預改善運動員心理康復效果的系統綜述中，心境、投入狀態、流暢體驗等被認為是運動員心理康復的重要指標［39］。對于年輕運動員而言，缺乏運動享受則是輟學的重要原因之一［40］。鍛煉投入狀態為大學新生的大學生活提供了愉悅體驗，使其更加愿意融入學校氛圍中去，且投入狀態作為心理健康的重要指標，亦反映了新生學校適應水平，因此新生鍛煉投入狀態越好越有利于其適應大學生活。

最后，本研究進一步發現，運動友誼和鍛煉投入在體育鍛煉與學校適應中起著完全中介作用，驗證了假設3。徐陸璐等［41］研究表明，青少年在余暇時間里進行規律的體育鍛煉有利于加強人際互動和獲得愉悅的體驗。社會交往與人際互動是大學生社會化的基本途徑，在體育交互過程中，個體不僅僅是簡單地“認可對方”，而是在平等、友善的互動中實現真正的角色定位，完成“角色獲得”的過程。鍛煉投入作為社會生活中的行為角色，其所產生的情緒體驗有助于醫學新生獲得適應學校生活的勇氣和信心。心理適應的內部機制表明：出現不適應現象到重新適應中間一般要經歷認知調節、態度轉變和行為選擇3個環節［42］。體育鍛煉擴大了交往范圍，增加了師生、同學交往的機會，更易產生良好的運動友誼。運動友誼有助于加強個體對鍛煉價值的認知，增強鍛煉過程中的努力和專注程度，提升鍛煉投入的狀態，產生沉浸體驗，從而更好地發揮體育鍛煉效果，提高心理素質，加強適應能力。醫學生學業繁忙，升學和深造壓力較大，因此，在體育鍛煉方面投入的時間和精力更加有限。本研究對于完善體育鍛煉、改善新生適應問題具有指導意義，在進行體育鍛煉時，不僅需要注重運動量，也應關注鍛煉過程中友誼質量和投入水平的提高，這有助于提高體育鍛煉的功效。