大学生体育锻炼与危机应对能力：基于韧性及情绪调节链式中介模型的研究证据

《Frontiers in Psychology》：Physical exercise and crisis coping in college students: evidence from a chain mediation model of resilience and emotion regulation

　　摘要
心理危机应对是大学生心理健康适应的重要组成部分，然而，体育锻炼与危机应对之间的心理机制尚未得到充分理解。阐明这些机制有助于确定基于大学的心理健康促进的实际途径。本研究探讨了体育锻炼与大学生危机应对之间的关联，特别关注了韧性（resilience）和情绪调节策略（包括认知重评和表达抑制）的中介作用。采用方便抽样方法，通过文娟行平台收集了一至三年级本科生的数据，共获得1026份有效回答（其中60.04%为男性；平均年龄为20.28岁）。使用结构方程建模和自举分析来检验假设的关系。结果表明，体育锻炼通过直接和间接的中介途径与危机应对呈正相关。韧性被证实是一个关键中介变量，而认知重评进一步与这一间接途径相关。还发现了一个显著的连锁中介途径：体育锻炼 → 韧性 → 认知重评 → 危机应对。这些发现有助于更好地理解体育锻炼与危机应对之间的心理过程，并为将体育锻炼纳入大学心理健康干预提供实际启示。

引言
心理危机是指个体面临重大压力源时出现的暂时性心理功能紊乱（Caplan, 1964）。它被广泛视为早期干预心理健康问题的关键阶段（James et al., 2025）。在大学期间，学生面临多种压力源，这使得他们特别容易遇到心理困难。有证据表明，相当比例的大学生经历严重焦虑和心理困扰，这凸显了危机应对能力的重要性。尽管传统的干预方法（如心理咨询、家庭支持和心理健康教育）在一定程度上有效，但它们常常面临实际限制，包括资源有限、可及性差以及个体接受度低（Gulliver et al., 2010）。因此，研究人员越来越多地探索更经济、可扩展且不依赖于专业人员的替代方案。体育锻炼作为一种结构化和低成本的行为策略，最近被认为与个体的心理适应性有关。实证研究表明，体育锻炼与情绪状态的改善、压力水平的降低以及自我效能感的提高有关（Biddle et al., 2019; Stubbs and Schuch, 2019）。在一项针对中国大学生的研究中，Liao et al.（2023）发现，定期锻炼与较高的主观幸福感和较低的抑郁和焦虑水平相关，表明体育锻炼可能是大学生心理健康的重要心理资源。然而，体育锻炼与危机应对之间具体关联的心理过程仍需进一步明确。特别是，尽管现有研究已经确定韧性和情绪调节（ER）是与体育锻炼相关的关键心理因素，但这些因素通常是在孤立或简单的中介框架内进行研究的。很少有研究同时考察特定情绪调节策略（如认知重评和表达抑制）与韧性在统一危机应对模型中的不同作用。此外，这些变量之间的潜在顺序途径尚未得到系统测试。在本研究中，“体育锻炼”是指为了提高或保持身体健康和心理幸福感而进行的结构化、计划性和重复性的身体活动。与涵盖所有形式身体运动的广义“身体活动”概念相比，体育锻炼特指具有可识别强度、持续时间和频率的有目的和有组织的行为（Zhang et al., 2025）。这一概念区别对本研究至关重要，因为测量工具（PARS-3）主要捕捉的是结构化的锻炼行为而非偶然的身体运动。

情绪调节（ER）被认为是支撑个体心理适应的核心心理过程之一，可能影响压力事件中的应对质量（Gross, 1998）。在各种情绪调节策略中，认知重评（CR）和表达抑制（ES）被广泛认为是两种典型的形式（Gross and John, 2003）。认知重评涉及重新解释情绪事件的含义以减少其情感影响，通常被视为一种功能性、适应性策略。相比之下，表达抑制涉及抑制情绪的外在表达以维持行为控制，但常常伴随情绪耗竭和负面情绪的积累。先前的研究表明，体育锻炼与更倾向于使用认知重评和较低依赖表达抑制有关，这可能又与总体情绪调节能力相关（Liao et al., 2023; Chacón-Cuberos et al., 2019）。情绪调节不仅与压力反应有关，还可能在将行为因素（如体育锻炼）与情绪调节和心理适应联系起来方面发挥重要作用。

与此同时，韧性被定义为个体在面对逆境时保持心理平衡和实现恢复性成长的能力，在应对心理危机中起着重要作用（Masten, 2001）。具有高水平韧性的个体通常表现出更强的情绪调节能力、问题解决能力和社交适应能力，并在面对危机时表现出更好的恢复和应对能力（Connor and Davidson, 2003）。体育锻炼也通过积极情绪、自我效能感和压力耐受性等因素与韧性相关（Silverman and Deuster, 2014; Xu et al., 2021）。因此，韧性不仅可以作为体育锻炼与危机应对之间关系的中介变量，还可以作为连接情绪调节和危机应对的潜在桥梁。先前的文献表明韧性和情绪调节之间存在密切的双向关系。一些研究表明情绪调节有助于韧性的发展，而其他研究则认为韧性作为一种相对稳定的心理资源，可能与适应性情绪调节策略的使用有关（Tugade and Fredrickson, 2004; Bluth and Blanton, 2014）。在本研究中，我们采用观点认为韧性作为一种相对稳定的心理资源，可能先于并与其他情绪调节策略的使用相关，因此在提出的模型中指定了从韧性到情绪调节的路径。这一设定基于这样的理论视角：韧性反映了个体相对稳定的适应能力，这可能为在压力下灵活有效地使用情绪调节策略提供了心理基础。这一设定有助于更清晰地考察内部心理资源如何在危机应对背景下反映为适应性情绪反应。发展性的“韧性构建模型”表明，积极的外部刺激（如体育锻炼）可能与内部心理资源相关，而这些心理资源又可能与适应性情绪反应相关。然而，现有研究主要将体育锻炼、韧性和情绪调节独立或在简单的中介框架内进行研究。危机应对是一个复杂的心理过程，可能涉及多个顺序运行的过程。从这个角度来看，可以提出一个顺序途径：体育锻炼作为积极的行为输入，可能与韧性这一相对稳定的心理资源相关，后者又可能与适应性情绪调节策略的使用相关，并进一步与危机应对的差异相关。这种从外部行为到内部资源再到调节过程的逐步概念化为所提出的连锁中介模型提供了连贯的理论基础。迄今为止，很少有研究将这些变量整合到一个统一的框架中，以解释体育锻炼如何与危机应对相关。因此，韧性和情绪调节在这一关系中的顺序作用尚未得到充分探索。

因此，本研究旨在构建一个基于大学生样本的连锁中介模型——（体育锻炼 → 韧性 → 情绪调节：认知重评 / 表达抑制 → 危机应对），以考察这些变量之间的潜在途径。从理论上讲，本研究通过将体育锻炼、韧性和不同的情绪调节策略整合到一个统一的连锁中介框架中，推进了现有研究，从而提供了对危机应对背后心理过程的更全面理解。从实际应用角度来看，研究结果可能为大学心理健康服务提供可操作和可扩展的启示，支持“体育锻炼 + 心理学”综合方法的发展。具体而言，本研究探讨以下四个核心研究问题：
RQ1：体育锻炼是否通过情绪调节和韧性等心理因素与学生的危机应对相关？
RQ2：不同类型的情绪调节策略在体育锻炼与危机应对之间的关系中是否发挥不同作用？
RQ3：韧性是否是体育锻炼与危机应对之间关系的关键中介因素？
RQ4：情绪调节和韧性是否共同构成连接体育锻炼与危机应对的连锁中介途径？

文献综述
体育锻炼不仅有益于身体健康，而且其心理调节功能也得到了广泛认可。系统综述显示，体育锻炼与更高的积极情绪水平、自我效能感和社交联系相关，同时能有效减轻抑郁、焦虑和压力反应等负面心理状态（Biddle et al., 2019）。这些心理益处表明，体育锻炼可能是一种自然的、低成本的、可扩展的行为方法，有助于促进大学生的心理健康。从理论角度来看，危机应对是指个体在面对压力或意外事件时调动情绪资源并采取适应性行为的能力。其核心机制包括情绪调节、认知处理和行为灵活性。Maher et al.（2014）发现，进行中等到高强度体育锻炼的澳大利亚大学生在面对学术压力和人际冲突时表现出更高的心理韧性和适应能力。同样，Pasco et al.（2011）指出，体育锻炼通过神经生理机制（包括皮质醇调节和多巴胺及血清素系统的激活）与较低的压力反应和情绪危机相关。然而，大多数现有研究集中在体育锻炼在缓解抑郁或焦虑等临床症状方面的作用，而较少关注其对危机应对作为临床前和预防性建构的影响。此外，许多研究采用横断面设计，这限制了因果解释，并主要考察单一心理结果而非综合应对过程。因此，这些发现对危机应对等复杂建构的适用性仍有限。因此，进一步探讨体育锻炼如何通过特定心理机制与个体的危机应对能力相关，并澄清其在心理防御系统中的功能作用非常重要。

H1：体育锻炼与危机应对呈正相关。

韧性的中介作用
韧性是指个体在面对重大压力、挫折或逆境时保持心理稳定、有效应对和实现功能恢复的能力（Masten, 2001）。作为心理防御系统的核心变量，韧性不仅减轻了压力的负面影响，还增强了危机情况下的情绪调节和行为灵活性（Connor and Davidson, 2003）。先前的研究表明，体育锻炼是增强韧性的有效手段。Silverman and Deuster（2014）发现，经常锻炼的个体表现出更高的情绪恢复能力、自我效能感和压力耐受性。Al-Wardat et al.（2024）的一项实证研究显示，更高的体育锻炼水平与增强的韧性和更好的情绪调节相关，同时减少了大学生的焦虑和心理困扰症状。此外，韧性可能作为连接体育锻炼与危机应对的中介变量。一方面，体育锻炼为个体提供了积极的情绪资源和心理体验；另一方面，增强的韧性可以加强个体在危机中的恢复和适应能力，从而提高他们的整体危机应对质量。尽管现有研究关于韧性和情绪调节之间方向性的结果不一，并且很少考察韧性在连接行为和应对结果的顺序机制中的运作方式。

H2：体育锻炼通过韧性的中介作用与危机应对相关。情绪调节是指个体控制情绪的产生、体验和表达的心理机制（Gross, 1998）。在高压情况下，情绪调节能力直接影响压力反应的强度和持续时间，是心理适应性的关键指标（Aldao et al., 2010）。在各种情绪调节策略中，认知重评和表达抑制是最常被研究的两种。前者的目的是重新解读事件的意义以减少情绪反应，被认为是一种非常有效且积极的策略；后者则旨在抑制外在的情绪表达以保持控制，但可能会增加内在的压力和生理紧张（Gross和John，2003）。许多研究表明体育锻炼对情绪调节（ER）能力有促进作用。Ahn和Fedewa（2011）的一项元分析发现，体育锻炼干预显著提高了儿童和青少年的情绪调节技能。Mu等人（2024）对5,430名中国大学生的研究中发现，体育锻炼显著增强了自我效能感，这又全面中介了体育锻炼与情绪调节能力之间的关系。具体来说，体育锻炼促进了更大的自信，增加了情绪调节的使用，同时减少了对情绪舒缓（ES）的依赖，从而提高了情绪适应性。因此，情绪调节——特别是所采用的策略类型——可能在体育锻炼和危机应对（CC）之间起到中介作用，作为一种解释体育锻炼如何影响个体危机反应的重要心理机制。重要的是，这两种策略可能对危机应对产生不同的影响。情绪调节通过促进适应性的认知重构和情绪灵活性，更有可能促进有效的应对反应。相比之下，情绪舒缓主要涉及抑制情绪表达，在压力下可能会限制情绪处理并降低应对效果。然而，以往的研究往往单独考察情绪调节，而没有考虑到其与韧性等更广泛心理资源的相互作用。此外，特定策略（如情绪调节与情绪舒缓）在复杂应对情境中的不同作用仍未得到充分探讨。

H3a：体育锻炼通过情绪调节的中介作用与危机应对相关。
H3b：体育锻炼通过情绪舒缓的中介作用与危机应对相关。

近年来，人们对情绪调节与韧性之间的动态关系给予了越来越多的关注。Tugade和Fredrickson提出，有效的情绪调节使个体能够从负面情绪体验中迅速恢复，是发展韧性的基础机制（Tugade和Fredrickson，2004）。相反，高水平的韧性增强了个体应对情绪困扰的稳定性，表明可能存在双向和协同的关系。从发展心理学的角度来看，在Kumpfer的韧性框架模型中，建议积极的外部刺激（如体育锻炼）可以激活情绪调节系统，从而促进内在韧性机制的发展（Kumpfer，1999）。这一连锁路径得到了多项针对青少年和大学生群体的实证研究的支持。例如，Renati等人（2023）发现，情绪调节预测了大学生的韧性水平，并部分中介了体育锻炼与心理幸福感之间的关系。同样，Klosowska等人（2020）证明，在压力条件下，情绪调节通过韧性间接影响了青少年的压力反应和主观幸福感。综合来看，有充分的理由假设体育锻炼可能增强个体使用情绪调节策略的能力，进而加强其韧性，最终提高他们的危机应对能力。这种顺序中介机制为体育锻炼如何在高压力情境下促进心理适应提供了全面的解释。基于韧性作为一种相对稳定的心理资源的理论观点，它先于并促进情绪调节策略的使用，我们进一步提出了一个顺序中介路径，即韧性影响情绪调节，情绪调节再影响危机应对。

H4a：体育锻炼通过涉及韧性和情绪调节的顺序中介路径与危机应对相关。
H4b：体育锻炼通过涉及韧性和情绪调节的顺序中介路径与危机应对相关。

基于这些假设，开发了一个研究模型，如图1所示。借鉴现有文献，本研究构建了一个链式中介模型，以探讨体育锻炼如何通过情绪调节策略和韧性与中国大学生的危机应对能力相关。具体而言，该模型假设体育锻炼对危机应对有直接的正面影响（H1），同时也通过增强韧性产生间接影响（H2）。此外，模型纳入了两种关键的情绪调节策略——情绪调节和情绪舒缓，并认为每种策略都起到部分中介作用（H3a, H3b）。进一步，模型提出体育锻炼与韧性相关，韧性又与情绪调节策略相关，情绪调节策略再影响危机应对（H4a）或情绪舒缓（H4b），最终有助于提高危机应对能力。该模型旨在揭示体育锻炼与危机应对之间潜在的心理机制，并为体育锻炼-心理调节-危机应对路径提供理论和实证支持。

Method
本研究获得了南通大学伦理委员会的批准（伦理批准编号：TD-2024-109），并获得了所有参与者的知情同意。

参与者
本研究采用了方便抽样方法。调查通过Wenjuanxing平台（https://www.wjx.cn）生成的链接进行，并通过包括微信和QQ在内的中国热门社交媒体渠道传播，目标人群为江苏省、安徽省和辽宁省的大学学生。为了避免因毕业相关事务导致的潜在干扰，样本限制在一至三年级本科生范围内。数据收集时间为2025年4月16日至5月16日共4周。最初收到1,157份回应，排除不符合以下标准的提交：（1）超过30%的题目未作回答；（2）缺少性别或年龄信息；（3）回应表现出一致的低质量模式后，保留了1,026份有效问卷进行分析。最终样本中，男性616人（60.04%），女性410人（39.96%）。参与者的年龄在17至23岁之间，平均年龄为20.28岁（标准差=1.53）。

测量工具
在本研究中，使用了Liang（1994）修订的体育活动评分量表（PARS-3）来评估学生的体育锻炼水平。尽管原始量表指的是“体育活动”，但它主要基于强度、持续时间和频率来捕捉结构化的体育行为。因此，在本研究中使用“体育锻炼”一词以更准确反映所测量的构建。该量表包括三个项目，分别衡量锻炼的强度（例如，“你的体育锻炼通常强度如何？”）、持续时间（例如，“每次锻炼持续多长时间？”）和频率（例如，“你每月/每周进行体育锻炼的频率是多少？”）。每个项目提供五个回答选项，评分范围从1到5。例如，锻炼频率的选项从“每月不到一次”（1分）到“每天”（5分）。总分数通过以下公式计算：分数 = 强度 × （持续时间 - 1）× 频率。分数范围为0到100分，体育锻炼水平分为三个等级：低（≤19），中（20–42），高（≥43）。在本研究中，PARS-3表现出良好的内部一致性，Cronbach's α系数为0.798。

韧性
韧性使用Hu和Gan（2008）开发的青少年韧性量表进行评估。该量表包含27个项目，测量五个核心维度：目标聚焦、人际帮助、家庭支持、情绪控制和积极认知。每个项目在五点李克特量表上评分，分数越高表示心理韧性水平越高。在本研究中，该量表表现出优异的内部一致性，Cronbach's α系数为0.948。

危机应对
本研究采用了Duan（2006）开发的《大学生压力应对问卷》中的一个子量表，用于评估大学生对心理危机的应对策略。该量表包含32个项目，涵盖五个维度：问题解决、幻想思维、回避、自我指责和合理化。它评估个体在面临心理危机时使用的具体策略。所有项目在五点李克特量表上评分，分数越高表示相应策略的使用频率越高。在本研究中，该量表表现出高内部一致性，Cronbach's α系数为0.946，表明工具具有良好的可靠性和稳定性。

情绪调节
为了评估参与者的情绪调节策略，本研究使用了Gross和John（2003）开发的情绪调节问卷（ERQ）。该问卷的中文版本由Wang等人（2007）修订，已在中国青少年群体中广泛应用，并显示出满意的心理测量属性。该工具已在中国样本中进行文化适应和验证，支持其在本研究中的适用性。ERQ包含两个子量表：认知重评和表达抑制，每个子量表包含七个项目。认知重评反映了个体重新解释情绪事件以改变其情绪影响的倾向。情绪舒缓衡量了个体在情绪激发后有意识抑制情绪表达的程度。所有项目在七点李克特量表上评分，从1（强烈不同意）到7（强烈同意），分数越高表示相应策略的使用更多。在本样本中，ERQ的内部一致性很高，认知重评子量的Cronbach's α系数为0.875，表达抑制子量的Cronbach's α系数为0.884。

测量模型和有效性评估
为了评估这些构建的测量属性，使用Amos 26.0进行了验证性因素分析（CFA）。在进行结构方程模型（SEM）分析之前进行了CFA，以确保测量模型的适当性。测量模型的适当性基于标准化因素载荷、复合信度（CR）和平均方差提取（AVE）。标准标准包括因素载荷高于0.70、CR值高于0.70，AVE值高于0.50，被认为是可接受的一致性有效性。CFA的结果（见表1）表明所有标准化因素载荷均超过0.75，表明指标具有良好可靠性。对于危机应对构建，AVE值范围为0.626至0.721，CR值范围为0.870至0.912；对于韧性构建，AVE值范围为0.646至0.738，CR值范围为0.879至0.944；对于情绪调节，CR和ES的AVE值分别为0.628和0.614，相应的CR值分别为0.922和0.918。总体而言，这些结果支持测量模型的可靠性和一致性有效性。

表1 变量、因素载荷、AVE和CR

变量 因素载荷 AVE CR CR
问题解决 0.841, 0.858, 0.805, 0.832 0.696 0.901
幻想思维 0.825, 0.829, 0.844, 0.804 0.682 0.895
回避 0.800, 0.837, 0.838, 0.812 0.676 0.893
自我指责 0.773, 0.790, 0.778, 0.823 0.626 0.870
合理化 0.847, 0.877, 0.844, 0.827 0.721 0.912
韧性 0.773, 0.790, 0.778, 0.823 0.626 0.870
目标聚焦 0.872, 0.840, 0.869, 0.863, 0.832 0.732 0.932
人际帮助 0.866, 0.899, 0.843, 0.844, 0.864, 0.837 0.738 0.944
家庭支持 0.843, 0.866, 0.872, 0.778, 0.841, 0.829 0.703 0.934
积极认知 0.803, 0.820, 0.815, 0.776 0.646 0.879
认知重评 0.765, 0.807, 0.764, 0.778, 0.793, 0.829, 0.807 0.628 0.922
表达抑制 0.775, 0.801, 0.791, 0.796, 0.782, 0.782, 0.758 0.614 0.918

可靠性与有效性检验
为了评估由于使用自我报告问卷可能产生的共同方法偏差（CMB），采用了程序性和统计性方法。程序上，调查项目经过仔细调整以确保适合中国大学生的文化和语言特点，并告知参与者他们的回答是匿名和保密的，以减少评价忧虑和社会期望偏差。统计上，使用未旋转的探索性因素分析进行了Harman单因素检验。第一个因素解释了总方差的21.351%，低于通常接受的40%的阈值，表明CMB不太可能显著影响研究结果（Zhou和Long，2004；Wen和Ye，2014）。此外，尽管Harman检验有一定的局限性，但使用程序性补救措施和统计诊断有助于减轻（尽管不能完全消除）CMB的潜在影响。然而，应当注意Harman单因素检验也有局限性，因此应对结果进行谨慎解释。为了测试情绪调节（ER）和恢复力（resilience）的中介效应，采用了带有5000次重采样的偏差校正自助法（bias-corrected bootstrap method），并报告了95%的置信区间。

### 物理锻炼、恢复力、情绪调节和危机应对的组间差异分析
本节展示了物理锻炼、恢复力、情绪调节和危机应对（CR）的组间差异分析结果。由于数据分布的非正态性，采用了Mann–Whitney U检验（用于性别）和Kruskal–Wallis H检验（用于年龄）（见表2）。结果显示，在物理锻炼水平上存在显著的性别差异（Z = ?2.986，p = 0.003），男性参与者的平均分数（M = 37.03，SD = 31.89）高于女性（M = 30.34，SD = 27.95）。危机应对（CC）也表现出显著的性别差异（Z = ?2.445，p = 0.014），男性的平均得分（M = 3.50，SD = 0.75）略低于女性（M = 3.56，SD = 0.83）。然而，在恢复力（Z = ?1.839，p = 0.066）、认知重构（CR = ?0.860，p = 0.390）和表达抑制（ES = ?1.251，p = 0.211）方面，性别差异不显著。关于年龄，Kruskal–Wallis H检验的结果显示，在物理锻炼（H = 3.321，p = 0.768）、恢复力（H = 7.064，p = 0.315）、CR（H = 2.406，p = 0.879）或ES（H = 1.236，p = 0.975）方面没有显著差异。危机应对方面也没有显著差异（H = 4.852，p = 0.563），未达到统计显著性。总体而言，性别差异仅在物理锻炼和危机应对中观察到，而年龄在所有测量变量中均没有显著的组间效应。

### 变量统计与相关性分析
本节报告了主要研究变量的描述性统计和相关性分析结果（表3）。结果显示，物理锻炼（M = 34.35，SD = 30.53）与危机应对（CC）（r = 0.471，p < 0.01）、恢复力（r = 0.442，p < 0.01）和认知重构（CR）（r = 0.370，p < 0.01）呈显著正相关，与表达抑制（ES）（r = ?0.383，p < 0.01）呈显著负相关。危机应对（CC）（M = 4.45，SD = 1.41）与恢复力（r = 0.567，p < 0.01）、认知重构（CR）（r = 0.478，p < 0.01）和表达抑制（ES）（r = ?0.381，p < 0.01）也呈显著相关。此外，恢复力（M = 4.78，SD = 1.34）与认知重构（CR）（r = 0.437，p < 0.01）呈正相关，与表达抑制（ES）（r = ?0.339，p < 0.01）呈负相关。所有相关性在p < 0.01的水平上均具有统计学意义。尽管某些相关性处于中等至较高水平，但所有系数均低于普遍接受的阈值（例如，r < 0.80），表明在本研究中多重共线性不是严重问题。

### 模型构建和假设检验
本节评估了结构方程模型的整体拟合度。结构方程模型的整体拟合度非常优良（见表4）。卡方自由度比（χ2/df）为1.211，远低于推荐的3.000阈值。其他关键拟合指标也表明模型拟合良好：RMSEA = 0.014（<0.080）、CFI = 0.986、GFI = 0.925、AGFI = 0.920、NFI = 0.924和IFI = 0.986——均超过普遍接受的0.900阈值。这些拟合指标表明所提出的模型能够充分代表观测数据。重要的是，模型结构的设定基于对物理锻炼、恢复力、情绪调节和危机应对之间关系的理论考虑，而不仅仅是数据驱动的调整。

### 结构路径分析
图2展示了结构模型的标准化路径系数。物理锻炼显著预测了恢复力（β = 0.378，p < 0.05）、认知重构（CR）（β = 0.370，p < 0.05）、表达抑制（ES）（β = ?0.315，p < 0.05）和危机应对（CC）（β = 0.303，p < 0.05）。反之，恢复力也显著预测了认知重构（CR）（β = 0.505，p < 0.05）、表达抑制（ES）（β = ?0.386，p < 0.05）和危机应对（CC）（β = 0.529，p < 0.05）。此外，认知重构（CR）（β = 0.172，p < 0.05）和表达抑制（ES）（β = ?0.250，p < 0.05）也是危机应对的显著预测因子。所有结构路径在统计上均具有显著性（p < 0.05）。总体而言，路径系数的大小表明物理锻炼、恢复力、情绪调节和危机应对之间的关系具有中等程度的实际意义。

### 中介效应分析
本节使用偏差校正自助法研究了恢复力和情绪调节在物理锻炼与危机应对关系中的中介效应。如表5所示，物理锻炼对危机应对的总体间接效应在统计上显著（β = 0.267，SE = 0.025，95% CI [0.222, 0.320]），占总体效应的62.57%。直接效应仍然显著（β = 0.160，SE = 0.037，95% CI [0.088, 0.232]），说明存在部分中介作用。在具体的间接路径中，仅通过恢复力的效应最强（β = 0.164，SE = 0.023，95% CI [0.122, 0.214]），解释了总体效应的38.41%。通过认知重构（CR）（β = 0.038，SE = 0.010，95% CI [0.020, 0.060）和表达抑制（ES）（β = 0.018，SE = 0.009，95% CI [0.002, 0.038]）的路径也显著，但效应大小较小。发现了两种链式中介效应：物理锻炼 → 恢复力 → 认知重构 → 危机应对（β = 0.039，SE = 0.008，95% CI [0.025, 0.058）和物理锻炼 → 恢复力 → 表达抑制 → 危机应对（β = 0.009，SE = 0.004，95% CI [0.001, 0.019]）。中介分析结果显示，恢复力和情绪调节在物理锻炼与危机应对的关联中均发挥了显著作用。

### 讨论
从跨学科的角度来看，当前的研究结果可以通过整合运动心理学和危机干预框架来理解。如运动心理学所强调的，物理锻炼被认为是一个与情绪和认知功能相关的行为因素。而从危机干预的角度来看，恢复力和情绪调节是决定个体对急性压力反应的核心心理机制。这些观点的整合表明，物理锻炼不仅可以被理解为一种健康行为，还可以被视为一项与个体危机应对能力相关的预防性心理因素。

### 组间差异
与先前的研究一致，女学生在危机应对能力方面优于男性学生。例如，一项研究发现，女大学生更倾向于采用情绪表达和支持寻求等应对策略，而男性学生则更倾向于回避和抑制（Graves等人，2021年）。这些策略偏好可能与她们在危机中的更强情绪调节和恢复能力有关。Urbón等人（2025年）也发现，女学生在情绪意识、表达和调节等情绪智力因素上得分显著更高——这些心理优势与增强幸福感和适应性应对机制密切相关。从社会文化的角度来看，这些性别差异可能反映了传统的性别角色期望。男性通常被鼓励抑制情绪表达并强调独立性，而女性则更倾向于进行情绪交流并寻求社会支持，这可能与她们在应对心理压力方面的相对优势有关。根据Masten的经典理论，这些情绪和社会优势可能是女性恢复力的重要基础（Masten，2001年）。在情绪调节策略方面，女性在认知重构（CR）上的得分更高，而男性则更依赖表达抑制（ES）。McRae等人（2008年）的元分析支持了这一性别差异。认知重构是一种更为适应性的策略，允许个体通过改变对事件的看法来减少负面情绪（Gross，1998年），而表达抑制可能会加剧内心的紧张和生理压力（Gross和John，2003年）。这些差异可能与男性和女性在危机应对能力上的差异有关。在年级差异方面，三年级学生的物理锻炼频率和恢复力得分相对较低，这可能是由于毕业、研究生入学考试或求职带来的压力增加。先前的研究表明，随着学生培训时间的延长，他们的恢复力有所下降（Eley等人，2022年），特别是在模糊容忍度和恢复力等方面。Zhang等人（2021年）发现，大学生的物理锻炼动机和参与度随着学年的增加而下降，这可能与情绪适应性和心理恢复能力的降低有关。这些发现与Connor和Davidson（2003年）提出的观点不同，后者认为恢复力来源于应对资源的积累。值得注意的是，尽管男性学生的物理锻炼水平通常高于女性，但他们在情绪调节或危机应对方面并未表现出优势。这一发现表明，物理锻炼的心理效益可能不仅仅与活动频率有关，还可能与个体在锻炼过程中经历的情绪调节和认知处理程度有关。

另外，涉及表达抑制（ES）的顺序中介路径（物理锻炼 → 恢复力 → 表达抑制 → 危机应对）的效果大小相对较小。这表明表达抑制在将物理锻炼与危机应对联系起来时可能起到较有限的作用。需要指出的是，这条路径的效果大小相对较小，因此应谨慎解读。一种可能的解释是，表达抑制通常被认为是一种不太适应性的情绪调节策略。与认知重构不同，表达抑制主要关注抑制情绪表达，而不解决潜在的情绪体验。因此，即使物理锻炼与更高的恢复力水平相关，其通过表达抑制间接关联到危机应对的效果也可能相对较弱。从实际角度来看，这一发现进一步表明，诸如认知重构（CR）之类的适应性情绪调节（ER）策略，在以体育锻炼为基础的情境中可能比基于抑制的应对模式更为相关。总之，对群体差异的分析不仅揭示了心理调节机制在不同人群中的差异，还强调了在设计干预措施时要考虑性别和发展阶段的重要性。未来的心理健康促进计划应基于经典的心理机制，同时也要考虑到当代大学生的压力生态和行为模式，从而为开发更加针对性的“体育锻炼-心理学”整合干预方法提供依据。为了提高这些发现的实际应用性，可以考虑开展一种基于校园的“体育锻炼+心理韧性”整合干预项目。这样的项目可以结合结构化的体育锻炼（例如，中等强度的有氧运动、团队运动或传统的身心练习）与心理技能训练，包括与韧性相关的部分和情绪调节策略。例如，每周的干预课程可以包括引导性的体育锻炼，随后是简短的认知行为组件，如CR训练、压力管理技巧以及同伴间的反思或分享活动。这种整合方法可能有助于提高身体素质和适应性心理资源的发展，而这又可能与应对复杂情境（CC）的能力有关。此外，该项目可以根据不同的学生群体（如性别或年级）进行定制，以更好地应对多样化的应对模式和压力环境。这种基于情境和机制的方法可能为支持大学生的心理健康提供有用的方向。

**体育锻炼对危机应对的直接影响**
这项研究进一步揭示了体育锻炼对大学生应对复杂情境能力的显著直接影响。这一发现表明，当前研究中包含的中介变量并未完全解释体育锻炼与应对复杂情境能力之间的关联。一个可能的解释是，还有其他未测量的机制在起作用。例如，体育锻炼与更高的自我效能感、社会联系以及获得社会支持的机会有关，这些都是心理适应的重要因素（Pan等人，2025；Hu和Liu，2025）。这些变量并未包含在当前模型中，可能部分解释了剩余的直接效应。从这个角度来看，体育锻炼可能通过多种途径与应对复杂情境能力相关，包括本研究中考察的心理机制以及其他社会和认知过程。鼓励未来的研究纳入更广泛的中介变量，以进一步阐明体育锻炼与应对复杂情境能力之间的潜在机制。

**韧性的中介作用**
这项研究进一步支持了韧性在体育锻炼与应对复杂情境能力关系中的中介作用，证实了体育锻炼通过韧性作为中介机制与应对复杂情境能力相关的假设。这一发现与Masten对韧性的经典定义相符，后者强调了个体在面对压力和挑战时内部心理资源和适应能力的重要性（Masten，2001）。这也与Luthar等人（2000）提出的保护因素模型一致，该模型认为韧性作为一种中介资源变量，在压力和适应之间起着缓冲和转化的作用。作为一种积极且易于实施的生活方式行为，体育锻炼已被实证证明与通过自我效能感、积极情绪和社会联系等因素发展和维持韧性有关（Silverman和Deuster，2014）。例如，Trottier等人（2021）在一项干预研究中发现，定期进行体育锻炼的大学生在自我接纳、情绪调节和人际适应等韧性维度上表现出显著改善。Shao等人（2025）进一步指出，体育锻炼可能与情绪恢复和认知灵活性有关，这可能又与在逆境下更稳定的抗压结构和更强的应对能力相关。值得注意的是，Connor和Davidson（2003）强调，韧性的核心在于“面对压力时的功能恢复和目标导向”，这受到情绪、认知和行为系统动态相互作用的影响。体育锻炼可能与这一系统的激活有关，也可能与其持续功能相关。在这种情况下，韧性在当前模型中起着桥梁作用：一方面，它接收体育锻炼激活的积极心理资源；另一方面，它在危机情境中作为动员应对资源的核心机制发挥作用。总之，将韧性确立为中介机制丰富了体育锻炼与心理适应之间联系的理论框架，并为基于体育锻炼-心理资源共同激活的整合干预设计提供了有用的参考。从实际角度来看，建议未来的干预措施将韧性作为体育锻炼计划的关键目标，从而增强大学生在高压条件下的自主恢复和情绪调节能力。

**情绪调节的中介作用**
这项研究还发现，情绪调节策略在体育锻炼与应对复杂情境能力之间的关系中发挥了显著的中介作用，其中认知重构（CR）表现出正向中介效应，而情绪释放（ES）则表现出负向中介效应。这些结果支持了Gross（1998）提出的情绪调节过程模型，该模型强调情绪调节策略的选择对于应对情境中的心理结果至关重要。CR作为一种以先前事件为中心的策略，帮助个体重新解释情境以减少负面情绪体验，被广泛认为是适应性调节方法（Gross和John，2003）。相比之下，ES作为一种以反应为中心的策略，虽然可能暂时维持情绪稳定，但往往会增加内在心理负担并损害社会互动，最终耗尽个体的应对资源（Hu等人，2014）。体育锻炼与个体情绪调节倾向的差异有关。Sheng等人（2024）在一组大学生样本中发现，定期进行体育锻炼与更频繁地使用CR和较少依赖ES相关。这可能是由于体育锻炼期间提供了自然的机会进行情绪释放和认知处理，从而可能使个体在日常生活中更倾向于采用更积极的、基于重构的调节策略。Zhang等人（2021）的一项fMRI研究表明，体育锻炼干预与与CR相关的前额叶皮层激活增加有关，提示了一种神经生物学途径，通过这种途径体育锻炼可能与适应性情绪调节相联系。该研究的结果还表明，CR不仅中介了体育锻炼与应对复杂情境能力之间的关联，还与个体的认知灵活性和在压力下的积极评估能力相关，从而间接增强了他们应对危机的信心和动机。相比之下，ES的中介路径是负向的，表明尽管这种策略被普遍使用，但从长期来看可能与不太有利的心理恢复结果和适应性应对相关。Xu等人（2024）发现，过度依赖ES的大学生更容易出现情绪衰竭和扭曲的危机感知，这突显了需要更多高等教育干预来推广替代不适应的情绪调节策略。总之，情绪调节可以被视为连接体育锻炼与应对复杂情境能力的关键心理机制，同时也展示了体育锻炼干预在重塑情绪处理策略方面的潜力。在未来的实践中，建议将情绪调节训练——特别是加强CR能力——纳入体育锻炼促进计划中，以构建一个整合的“体育锻炼-调节-应对”干预框架。这样的系统将帮助大学生发展出更加稳定和主动的心理防御结构。

**韧性和情绪调节的连锁中介作用**
这项研究进一步支持了体育锻炼通过韧性→情绪调节→应对复杂情境能力这一序列路径的机制。这一发现表明，体育锻炼不仅直接与心理应对资源相关，还可能通过韧性和随后的情绪调节策略与应对复杂情境能力相关。这一结果与Kumpfer（1999）的“过渡韧性模型”一致，该模型认为个体的内部自我调节机制在面对积极的外部刺激（如体育锻炼）后逐渐被激活，并随后影响他们的情绪调节策略和压力反应系统。实证研究支持这一路径。Cowardrey（2025）指出，体育锻炼与青少年的心理适应性和在压力下保持稳定的能力相关，并且能够整合应对资源。这种模式可能与更倾向于采用建设性策略（如CR）和较少依赖不适应策略（如ES）相关。此外，Polizzi和Lynn（2021）发现，韧性水平较高的大学生往往具有更强的情绪洞察力和调节意向，使他们在面对挑战时更有可能采用建设性的情绪调节策略。这些发现为体育锻炼→韧性→情绪调节→应对复杂情境能力的机制路径提供了理论和实证依据。更具体地说，本研究发现从韧性到CR的路径表现出正向中介效应，而从韧性到ES的路径表现出负向效应，进一步突出了这两种情绪调节策略在链条机制中的功能差异。CR作为一种积极主动的调节策略，可能通过利用韧性带来的认知灵活性和恢复能力来发挥积极作用，使个体能够从压力事件中提取积极意义并重新构建评估（Gross和Thompson，2007）。这种心理资源的整合使用有助于更有效的应对结构，并可能与更高的信心和在危机处理中的感知效果相关。相反，当个体具有一定程度的韧性但仍倾向于抑制情绪表达时，可能表明存在认知或社交表达困难，这会阻碍内部资源的外化和有效利用（John和Gross，2004）。这种现象在COVID-19大流行等高压情境中尤为明显。Kuhlman等人（2023）发现，韧性水平适中的学生在高压情境中更可能过度使用ES策略，最终削弱了他们的危机调节效果。这些发现表明，连锁中介路径并非自动实现，而是取决于韧性激活的情绪调节策略类型。因此，在大学心理健康背景下，仅仅关注学生的韧性可能还不够。还需要考虑内部韧性如何体现在外在的、适应性的情绪调节行为中，尤其是在情感管理能力仍在发展中的大学生群体中。

**结论**
本研究探讨了体育锻炼与大学生应对复杂情境能力之间的关系，重点关注韧性和情绪调节的中介作用。结果表明，体育锻炼不仅通过直接路径与应对复杂情境能力相关，还通过韧性和随后的情绪调节策略间接相关。其中，韧性是最突出的中介因素。此外，还确定了两个显著的连锁中介路径。这项研究扩展了对行为因素与心理机制之间相互作用的理解，为心理健康干预提供了理论和实践意义。

**局限性与未来研究方向**
鉴于本研究的横断面设计，这些发现应被视为关联而非因果关系。尽管有所贡献，但本研究仍存在一些局限性需要考虑。首先，横断面设计限制了推断变量间因果关系的能力。未来的研究应考虑纵向或实验设计，以进一步澄清变量间的因果关系。其次，所有数据都是通过自我报告问卷收集的，这可能会引入社会期望偏差和 Confounding Measures Bias（CMB）等潜在偏差。尽管进行了Harman单因素测试来评估CMB，但主观偏差的可能性仍不能完全排除。鼓励未来的研究纳入更多客观测量方法，如行为追踪或生理指标（如心率变异性），以提高研究结果的可靠性。第三，样本采用便利抽样方法，仅限于来自中国三个省份（江苏、安徽和辽宁）的大学生，这可能限制样本的代表性，并限制了研究结果对外部人群的普遍性和适用性。未来的研究应采用更多样化和具有代表性的抽样策略，涵盖不同地区、文化背景和年龄组。最后，当前研究并未考察潜在的调节变量，如性别、压力强度或社会支持。此外，尽管在初步分析中观察到了性别差异，但性别并未被纳入结构模型作为协变量，这可能会限制估计结果的精确度。未来的研究可以包含这些因素，以便更好地理解在何种条件下体育锻炼与认知功能障碍（CC）之间存在关联。