体育参与对中国年轻人主观幸福感的影响：探究感知到的社会支持与心理韧性之间的链式中介效应

《Frontiers in Public Health》：The impact of sports participation on subjective wellbeing among Chinese young adults: exploring the chain mediation effect of perceived social support and psychological resilience

　　摘要

引言：本研究旨在探讨体育参与与年轻人主观幸福感之间的关联，并通过分析感知到的社会支持和心理韧性在这两个变量之间的中介作用及链式中介效应来探索其潜在机制。

方法：本研究使用了2021年中国综合社会调查（CGSS）的数据，运用SPSS 27.0及其Process V4.3组件进行了方差分析、相关性分析、回归分析和中介分析等统计处理。

结果：研究结果表明，体育参与与年轻人的主观幸福感呈正相关。感知到的社会支持和心理韧性对这种关系具有独立的中介作用，同时形成了一个显著的链式中介路径。在这些路径中，感知到的社会支持的中介效应最为显著。

结论：这些发现揭示了社会资源和心理资源在解释体育参与与主观幸福感关联中的重要性，为进一步探索影响主观幸福感的关键因素提供了理论基础和实践见解，并有效促进了年轻人的身心健康发展。

1 引言
确保并实现人民的幸福生活一直是中国共产党和中国政府最高治理目标之一。2025年3月，第十四届全国人民代表大会政府工作报告提出要“保障和改善人民生活，提升他们的满足感、幸福感和安全感”（1）。然而，联合国2024年世界幸福报告显示中国在全球145个国家中排名第60位，低于日本和韩国（2）。作为社会结构的核心组成部分和行动的关键力量，年轻人的主观幸福感直接影响社会参与的有效性和可持续发展能力。在当代社会变革以及建设体育强国和健康中国的国家战略背景下，如何通过体育参与提升年轻人的主观幸福感已成为学术界的中心研究课题。

目前关于主观幸福感的研究主要集中在生理、心理和医学视角。Freedman采用双重心理和医学方法研究了残疾老年人的主观幸福感（3），而Shi则利用英国生物银行数据评估了线粒体基因对个人幸福感的影响（4）。研究对象主要是疾病患者和老年人群体。Naber研究了非典型抗精神病药物在改善患者主观幸福感方面的作用（5），Nguyen的研究强调了针对不同老龄化人群的文化相关策略对提高生活质量的重要性（6）。在影响主观幸福感的多种因素中，体育参与、感知到的社会支持和心理韧性作为体育活动和情感福祉的干预工具，在提升年轻人主观幸福感方面发挥着积极作用。参与体育活动的个体报告了更高的生活满意度，参与频率是一个关键决定因素。只有定期进行体育活动才能产生积极效果（7）。感知到的社会支持被认为是一种有效缓解个人生活和工作压力的资源，显著提升主观幸福感（8），尤其是在年轻人中效果更为明显（9）。心理韧性水平与年轻人的主观幸福感密切相关。研究表明，家庭环境通过促进有效沟通、培养面对逆境的乐观态度、提供有力支持和培养解决问题的能力来塑造心理韧性——所有这些都有助于提升幸福感（10）。根据社会认知理论和压力缓冲模型（11, 12），感知到的社会支持和心理韧性表现出动态的互动关系：前者为后者提供了社会资源基础，而后者则增强了个体对社会资源的有效利用。共同构成了提升主观幸福感的心理社会机制。在体育参与的背景下，个体通过与同伴和群体的互动获得社会反馈，从而增强了他们的感知社会支持。同时，体育活动中固有的挑战和压力使社会支持在缓冲压力和调节情绪方面发挥了关键作用，为实现心理韧性的发展创造了必要条件。这一发现表明，体育参与对年轻人主观幸福感的影响不太可能仅通过直接路径发挥作用，而是受到社会关系资源和个人心理资源综合效应的中介作用。因此，仅关注体育参与与主观幸福感之间的直接关联可能不足以完全把握这种影响的心理社会机制。此外，先前的研究强调了社会人口统计因素对主观幸福感的影响。例如，健康状况和经济收入状况构成了个人生活质量的身体和物质基础，是主观幸福感的重要决定因素（13）。同时，性别和年龄等人口统计特征在个体对压力的感知和幸福感体验方面表现出显著差异（14）。

国内外现有研究已经取得了大量关于体育参与与主观幸福感之间关系的研究成果，但仍存在很大的发展空间。以往的研究很少在同一分析模型中同时考虑感知到的社会支持和心理韧性。这一局限性在针对年轻人的研究中尤为明显，系统性和整合性分析体育参与如何影响主观幸福感的机制仍然有限。基于此，本研究借鉴相关研究框架（15），将感知到的社会支持和心理韧性纳入统一的研究框架中，探讨体育参与与年轻人主观幸福感之间的关系，并构建了链式中介模型，以进一步研究这一人群中幸福感的影响因素和潜在机制，从而为理解其幸福感形成提供理论见解。

2 文献综述和研究假设
2.1 体育参与与主观幸福感
在以往的研究中，体育参与指的是个人亲自参与主要涉及身体运动的活动（即体育锻炼）（16）。然而，随着现代体育社会学理论的发展，体育逐渐超越了纯粹的身体活动范畴，演变为一种全面的社会文化生活方式。从多维度参与理论的角度来看，个体的体育参与不仅限于身体参与，还包括重要的认知和情感参与（17）。因此，本研究将体育参与定义为个体通过身体或心理方式参与与体育相关的活动，旨在促进身心健康、促进社会互动和丰富情感体验。这不仅包括身体形式的参与（如参加体育锻炼），也包括精神形式的参与（如观看体育赛事）。

主观幸福感是个体根据自我定义的标准对生活质量的总体评价和主观体验（18）。积极心理学创始人Martin E.P. Seligman教授将幸福感分为三种类型：基于愉悦的、基于投入的和基于意义的幸福感。基于投入的幸福感指的是全身心投入活动所带来的快乐（19）。因此，年轻人的体育参与是实现基于投入的幸福感的主要途径，体现在身体和心理健康两个方面。身体上，体育参与刺激内啡肽等神经递质的释放，促进放松和主观幸福感（20）。就心理健康而言，参与体育活动和观看体育赛事使年轻人能够体验到愉悦、积极的心理状态（21）。这增强了自信心、生活满意度和健康益处，从而提升主观幸福感（22）。此外，研究表明体育参与显著影响主观幸福感，两者之间存在正相关（23）。基于此，提出以下假设：
H1：体育参与对年轻人的主观幸福感有积极影响。

2.2 感知到的社会支持的中介作用
感知到的社会支持是指个体感到被社交网络尊重、理解和关心的主观感受。与客观社会支持相比，这种主观支持范围更广，能够在面对压力时增强个体的适应能力并缓解负面情绪（24）。正如主要效应模型和缓冲效应模型所提出的，社会支持在个体心理健康发展中起着关键作用（25）。它可以减轻不利外部环境的负面影响，提高生活质量并维持较高的幸福感水平（26）。体育活动为参与者提供了人际互动的机会，有助于建立广泛的社会网络（27）。定期参加体育锻炼可以有效增强感知到的社会支持，从而提升主观幸福感（28）。此外，研究表明体育锻炼显著影响感知到的社会支持，两者之间存在正相关（29）。另外，已知感知到的社会支持能够积极促进主观幸福感（30）。基于此，提出以下假设：
H2a：体育参与对年轻人的感知到的社会支持有积极影响。
H2b：体育参与通过感知到的社会支持的中介作用促进年轻人的主观幸福感。

2.3 心理韧性的中介作用
心理韧性是指个体在面对压力、挫折或重大生活变化时的适应和恢复能力。这种能力不仅帮助个体有效应对挑战，还能使他们在逆境后成长，达到比之前更好的心理状态（31）。在社会环境中，个体必须适应压力源或逆境，从而不断学习和调整。这一过程增强了压力韧性，并调动资源克服挑战，从而增强了心理韧性（32）。具有心理韧性的个体在困难情况下保持情绪稳定，对其生活质量有更积极的评价，并持续体验积极的情感（33）。体育活动的合作性和竞争性为年轻人提供了提升心理韧性的有利条件。体育参与可以改善不良的身体和心理状态，减少压力反应（34），从而促使个体心理韧性的变化（35）。同时，心理韧性对主观幸福感具有强烈的正面预测作用（36）。基于此，提出以下假设：
H3a：体育参与对年轻人的心理韧性有积极影响。
H3b：体育参与通过心理韧性的中介作用促进年轻人的主观幸福感。

2.4 感知到的社会支持和心理韧性的链式中介效应
感知到的社会支持和心理韧性密切相关。社会支持是心理韧性的外部保护因素，对年轻人的心理韧性具有积极作用，有效缓解由不良生活事件引起的心理压力（37）。研究表明，高水平的感知社会支持能够提高中风患者积极应对逆境的能力和资源，提升他们的心理韧性，从而缓解中风后的抑郁症状（38）。社会支持理论认为，拥有更广泛社会支持网络的个体在面对挑战时具备更强的应对能力（39），这进一步增强了心理韧性（40）。参与体育活动促进人际互动（41），使个体获得有效的感知社会支持。这逐渐建立并增强了他们对社会资本的信心，使他们具备应对和适应逆境的能力，从而增强心理韧性（42），最终提升主观幸福感。基于此，提出以下假设：
H4a：感知到的社会支持对年轻人的心理韧性有积极影响。
H4b：体育参与通过感知到的社会支持和心理韧性的链式中介作用促进年轻人的主观幸福感。

本研究的假设模型如图1所示。

3 研究设计和方法
3.1 数据来源
本研究使用了2021年中国综合社会调查（CGSS）的数据。CGSS是中国最早、最全面和连续的国家级学术调查项目之一，旨在系统地收集关于社会、社区、家庭和个体的多层次数据，以识别社会变化趋势并探讨具有重大科学和社会意义的问题。研究目标人群为中国大陆18岁及以上的成年居民。调查样本覆盖全国所有省、直辖市和自治区，使CGSS成为中国社会研究中使用最广泛和最权威的数据来源之一。

世界卫生组织（WHO）将年轻人定义为18-44岁的个体（43）。然而，在社会学研究背景下，年轻人的年龄范围在不同社会文化环境中可能存在一定的灵活性。在中国当前的社会发展阶段和角色结构中，45岁以下的个体通常仍处于职业生涯发展和家庭责任的活跃阶段。这一阶段的特点是身体功能相对稳定，体育参与模式持续存在。因此，根据世界卫生组织（WHO）的年龄参考标准，并考虑到本研究的研究焦点和样本特征，目标人群被定义为19至45岁的年轻成年人。在数据预处理阶段，本研究严格遵循了样本筛选的客观标准，以确保数据质量并尽量减少潜在的选择偏差。首先，原始数据集被限制在19至45岁的受访者范围内，排除了这个年龄范围之外的个体，以确保样本符合年轻成年人的目标人群。其次，本研究中使用的一些变量是从CGSS数据库的特定主题子样本模块中提取的。由于调查中采用了问卷路由和分样本设计，某些条目不可避免地包含了完全随机的缺失值。为了避免统计插补可能引入的偏差，采用了列表删除方法，即删除所有在核心变量上存在缺失值的案例。此外，为了减少粗心或不认真回答的潜在影响，实施了严格的数据质量控制程序。具体来说，仔细识别并移除了具有模式化回答、条目间逻辑不一致性严重或极端异常值的响应。经过这些程序后，最终保留了685个高质量的有效样本用于分析。

3.2 变量描述
本研究中的因变量是主观幸福感。根据相关研究（44），通过以下条目来测量：“总体而言，你感觉自己的生活幸福吗？”这个问题使用七点李克特量表进行测量。在数据处理阶段，采用了反向评分方法，评分范围从1（“完全不幸福”）到7（“完全幸福”）。较高的分数表示更大的主观幸福感。
本研究中的自变量是体育参与度。从心理社会学的角度来看，特别是在当代中国的社会文化背景下，积极的体育锻炼和被动观看体育赛事都是年轻成年人参与体育领域的重要途径。根据相关研究（45），数据通过两个条目来测量：“在过去的一年中，你在空闲时间多久参与一次以下活动？（参加体育锻炼、观看体育赛事）”。每个问题提供了五个回答选项，评分范围从1（从不）到5（每天）。考虑到这个变量只包含两个条目，使用了Spearman–Brown分半可靠性系数来评估其可靠性。结果表明，这两个条目的Spearman–Brown系数为0.72，表明内部一致性良好。在本研究中，计算了这两个条目的平均值，以构建一个连续的体育参与度指标，分数越高表示参与频率越高。
本研究中的中介变量是感知的社会支持和心理韧性。感知的社会支持指的是个体对其社交网络（特别是家庭成员和同伴群体）提供的情绪联系、沟通质量和社会归属感的主观感知（46）。与客观获得的实质性帮助不同，这一概念强调个体对其社交网络的充分性和人际互动质量的主观评价。为了评估这一概念，选择了问卷中的三个条目来捕捉其多维特征：“我觉得大多数人的朋友比我的多”、“我和家人在一起时特别快乐”以及“我有时觉得与家人沟通很困难”。所有条目都在六点李克特量表上评分，范围从1（“完全不同意”）到6（“完全同意”）。其中，“我觉得大多数人的朋友比我的多”和“我有时觉得与家人沟通很困难”这两个条目的表述是负面的，因此在数据处理过程中进行了反向编码（即1 = 6，2 = 5，……，6 = 1），以确保较高的分数始终代表较高水平的感知社会支持。在确认内部一致性（Cronbach's α = 0.71）后，计算了这三个条目的平均值，以构建一个从1到6的连续变量，分数越高表示感知的社会支持水平越高。
参考相关研究（47），心理韧性不仅被视为对抗逆境的被动防御，更为核心地理解为个体通过生活挑战所发展的体验性转变、目标导向和认知成熟的能力。数据通过三个条目来收集：“随着年龄的增长，我从生活中学到了许多让自己变得更强大、更有能力的教训。”“我设定的大多数生活目标都激励我而不是让我沮丧”，以及“我觉得这些年来我的观点变得越来越成熟”。所有条目都在六点李克特量表上评分，范围从1（“完全不同意”）到6（“完全同意”）。这一测量模块显示出良好的内部一致性（Cronbach's α = 0.75）。在本研究中，计算了这三个正向表述条目的平均值，以构建一个从1到6的连续变量，分数越高表示心理韧性越高（见表1）。

表1 变量名称
因变量 主观幸福感
总体而言，你感觉自己的生活幸福吗？请在1-7的量表上评分，其中完全不幸福 = 1，非常不幸福 = 2，有些不幸福 = 3，中立 = 4，有些幸福 = 5，非常幸福 = 6，完全幸福 = 7。

自变量 体育参与度
在过去的一年中，你在空闲时间多久参与一次以下活动？（参加体育锻炼、观看体育赛事）请在1-5的量表上评分：从不 = 1，每年几次或更少 = 2，每月几次 = 3，每周几次 = 4，每天 = 5。

中介变量
感知的社会支持
你在多大程度上同意以下陈述：“我觉得大多数人的朋友比我的多”、“我和家人在一起时特别快乐”，以及“我有时觉得与家人沟通很困难”。请在六点李克特量表上表明你的回答：完全不同意 = 1，不同意 = 2，稍微不同意 = 3，稍微同意 = 4，同意 = 5，完全同意 = 6。

心理韧性
你在多大程度上同意以下陈述：“随着年龄的增长，我从生活中学到了许多让我变得更强大、更有能力的教训。”“我设定的大多数生活目标都激励我而不是让我沮丧”，以及“我觉得这些年来我的观点变得越来越成熟”。请在六点李克特量表上表明你的回答：完全不同意 = 1，不同意 = 2，稍微不同意 = 3，稍微同意 = 4，同意 = 5，完全同意 = 6。

控制变量
性别 男性 = 1，女性 = 2。
年龄 调查年份减去出生年份。
家庭户籍 农业户籍 = 1，非农业户籍 = 2。
健康状况 非常不健康 = 1，有些不健康 = 2，平均 = 3，有些健康 = 4，非常健康 = 5。
经济收入状况 你如何评价你家庭的经济收入相对于你所在地区的平均水平？请在五点量表上表明你的回答：远低于平均水平 = 1，低于平均水平 = 2，平均水平 = 3，高于平均水平 = 4，远高于平均水平 = 5。

变量设置和描述
为了进一步验证组合条目的构念有效性，对构成中介变量的六个条目进行了验证性因子分析。结果显示，双因子模型满足了所有统计拟合标准（χ2/df = 2.85，CFI = 0.965，TLI = 0.921，RMSEA = 0.052，SRMR = 0.038），其拟合效果显著优于将所有条目合并的单因子模型（Δχ2(1) = 28.45，p < 0.001），证明了满意的构念有效性。
为了避免其他变量影响年轻成年人的主观幸福感而导致的估计偏差，本研究结合了一系列基于相关文献（48, 49）的个体层面和家庭层面的控制变量。这些变量包括性别、年龄、家庭户籍和经济收入状况。这些变量是根据现有研究结果表明它们可能对年轻成年人的主观幸福感有影响而选定的，因此作为控制变量纳入分析中，以更准确地估计自变量和中介变量的效应。所有变量的描述性统计信息见表2。

表2 变量名称、值范围/类别、平均值/频率、标准差/百分比、偏度、峰度
体育参与度 1–5 2.239 0.751 0.231 0.050
感知的社会支持 1–6 4.251 0.768 ?0.352 ?0.059
心理韧性 1–6 4.806 0.531 ?1.150 3.003
主观幸福感 1–7 5.073 0.805 ?0.712 4.201
年龄 19–45 31.542 7.493
健康状况 1–5 3.952 0.882
经济收入状况 1–5 2.709 0.688
性别 男性 309 45.109%
女性 376 54.891%
家庭户籍 农业户籍 457 66.715%
非农业户籍 228 33.285%

3.3 数据处理
本研究使用SPSS 27.0进行统计分析。首先，评估了所有连续变量的正态性假设。结果（见表2）显示，核心变量的绝对偏度值介于0.231到1.150之间，所有值都低于2；绝对峰度值介于0.050到4.201之间，所有值都低于7，表明数据大致符合正态分布的假设（50）。因此，使用皮尔逊相关性分析是适当且稳健的。其次，进行了独立样本t检验和单因素方差分析，以检查不同人口特征下的核心变量得分差异，并使用皮尔逊相关性分析来评估变量之间的关系。最后，在控制协变量的情况下，使用SPSS PROCESS组件的Model 6测试了中介效应，使用5,000个自助样本来估计每个路径的95%置信区间，从而评估中介效应的显著性。

4. 研究发现
4.1 共同方法偏差检验
由于所有CGSS问卷数据都是通过受访者的自我报告收集的，可能存在共同方法偏差。因此，本研究对问卷数据进行了Harman单因素检验。使用SPSS 27.0对体育参与度、感知的社会支持和主观幸福感进行了未旋转的探索性因子分析。结果显示有两个特征值大于1的因子。第一个因子解释了28.27%的方差，低于40%的临界阈值，表明共同方法偏差不太可能是本研究的严重问题。
4.2 研究变量差异分析
为了验证所选控制变量的适当性，进行了独立样本t检验和单因素方差分析，以检查不同人口和社会经济特征下的核心变量差异。结果（见表3）表明，对于自变量体育参与度，年轻男性报告的参与水平显著高于年轻女性（t = 1.962，p < 0.05）。进一步分析表明，这种差异的效应大小（d = 0.147）较小，表明其实际意义有限。此外，具有非农业户籍的年轻成年人报告的参与水平显著高于具有农业户籍的年轻人（t = ?2.591，p < 0.01）。关于因变量主观幸福感，健康状况（F = 12.545，p < 0.001）和经济收入状况（F = 9.523，p < 0.001）显示出高度显著的主效应。此外，健康状况还与感知社会支持（F = 10.793，p < 0.001）和心理韧性（F = 3.400，p < 0.01）的差异显著相关。此外，经济收入状况对感知社会支持有显著影响（F = 8.914，p < 0.001）。

表3 变量类别
体育参与度
感知的社会支持
心理韧性
主观幸福感

性别 男性 2.301 ± 0.732 4.302 ± 0.718 4.804 ± 0.541 5.063 ± 0.740
女性 2.190 ± 0.771 4.209 ± 0.811 4.808 ± 0.522 5.069 ± 0.862
T 1.962* 1.572 ?0.105 ?0.116
家庭户籍 农业户籍 2.191 ± 0.792 4.226 ± 0.803 4.807 ± 0.534 5.040 ± 0.852
非农业户籍 2.340 ± 0.673 4.289 ± 0.711 4.802 ± 0.543 5.120 ± 0.701
T ?2.591** ?1.041 0.111 ?1.218
健康状况 —————— F 8.687*** 10.793***
经济收入状况 —————— F 6.641*** 8.914***
比较变量之间的差异。*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001

4.4 研究变量相关性分析
相关性分析结果显示（见图2），体育参与度与感知的社会支持、心理韧性和主观幸福感得分显著正相关（p < 0.001）。主观幸福感与感知的社会支持和心理韧性得分显著正相关（p < 0.001）。感知的社会支持与心理韧性得分显著正相关（p < 0.001）。

图2 变量相关性分析。*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001
4.4 链式中介效应分析
在进行链式中介和回归分析之前，本研究评估了回归模型的多重共线性及相关误差项的假设。首先，多重共线性测试的结果表明，自变量、中介变量和控制变量的方差膨胀因子介于1.022到1.209之间，所有值都低于10。同时，容忍度值介于0.827到0.979之间，所有值都高于0.1，表明这些变量之间没有多重共线性。其次，关于误差项的假设，用于测试残差独立性的Durbin–Watson统计量为1.588，落在1.5到2.5的可接受范围内。这一结果表明残差是独立的，且不存在严重的一阶自相关性。此外，标准化残差的偏度和峰度分别为-0.619和3.478，满足大样本条件下近似正态性的假设。基于此，本研究采用了SPSS PROCESS组件的模型6来检验链式中介效应模型，控制了性别、年龄、户籍、健康状况和经济收入状况等因素。使用Bootstrap方法并取5,000个样本来估计每个效应的95%置信区间。中介效应的分析以体育参与作为自变量，感知社会支持和心理韧性作为中介变量，主观幸福感作为因变量。回归分析结果显示（见表4）：(1) 在控制了性别、年龄、户籍、健康状况和经济收入状况后，体育参与对主观幸福感有显著的正向影响（B = 0.231，p < 0.001），支持了假设H1。(2) 体育参与显著且正向地影响了感知社会支持（B = 0.264，p < 0.001）。感知社会支持也显著且正向地影响了主观幸福感（B = 0.266，p < 0.001）。感知社会支持的中介效应置信区间为[0.042, 0.105]，不包括零。假设H2a和H2b得到支持，间接中介作用占总效应的20.349%。(3) 体育参与显著且正向地影响了心理韧性（B = 0.111，p < 0.001），心理韧性也显著且正向地影响了主观幸福感（B = 0.297，p < 0.001）。心理韧性的中介效应置信区间为[0.014, 0.057]，不包括零。假设H3a和H3b得到支持，间接中介作用占总效应的9.593%。(4) 感知社会支持显著且正向地影响了心理韧性（B = 0.122，p < 0.001）。感知社会支持对心理韧性的链式中介效应置信区间为[0.004, 0.018]，不包括零。数据支持假设H4a和H4b，链式中介作用占总效应的2.907%。表4显示了各变量之间的关系。

5. 讨论与分析
5.1 体育参与对年轻成人主观幸福感的直接影响
本研究的一个关键发现是，体育参与不仅是一个统计上显著的相关因素，而且是提升年轻成人主观幸福感的重要途径，从而支持了假设H1。观察到的直接效应（B = 0.231，p < 0.001）进一步强调了定期参与体育活动在塑造个人整体生活评价中的实质性作用。这一发现扩展了先前的研究（52），表明体育参与的积极效果不仅限于短期的情绪改善，还可能有助于形成更稳定和持久的幸福感感知。自我决定理论（53）认为，内在动机源于人类与生俱来的探索倾向，是体育参与的内在驱动力。年轻成人具有较高水平的内在动机，使他们更有可能将体育锻炼视为一种有益于充实生活的社会活动。自主性、能力和关联性的三个基本心理需求构成了体育参与背后的核心动机机制。当年轻人在选择活动形式时感受到自主性，通过技能提升体验到自我效能，并通过运动中的互动建立社会联系时，他们的内在动机系统进入积极激活状态，从而有效提升主观幸福感。从理论发展的角度来看，体育参与对主观幸福感的促进作用不仅来自于基本心理需求的即时满足，还来自于其促进个体动机内化的作用。在参与或观看体育赛事的过程中，最初由外部规则或健康相关压力引起的动机逐渐融入个体内部。因此，体育参与从一种外部驱动的需求转变为一种内在认可的选择。这种动机内化过程增强了心理一致性和自我整合，使幸福感从短暂的情绪反应发展成为相对稳定的心理状态。与由外部激励驱动的短期效果相比，内在动机的持续激活及其内化提供了对体育参与对主观幸福感长期有益效果的更有说服力的解释。

5.2 感知社会支持的独立中介作用
作为独立中介变量，感知社会支持对年轻成人主观幸福感有积极影响，这种中介效应显著，支持了假设H2a和H2b。这一发现与先前的实证研究（55）一致。感知社会支持的独立中介作用占总效应的20.35%，表明在体育参与影响年轻成人主观幸福感的过程中，获得外部社会支持起着最为关键和核心的作用。在体育的社会背景下，参与者可以通过与对手的互动和与同伴或家人的交流有效地扩展和加强他们的社交网络。这种动态的人际过程为个体提供了多样化的支持，有效释放了负面情绪，并显著提升了他们的社交技能和情绪管理能力。对于年轻成人来说，通过体育活动建立的积极社交网络为他们的情感发展提供了强有力的支持，形成了“社交互动—能力提升—情感发展”的良性循环机制。通过体育参与积累的社会资本显著促进了年轻成人的主观幸福感（56）。体育参与为年轻成人提供了一个重要的社会化平台，扩大了他们的社交网络，并提供了物质、精神和情感上的帮助和支持。这有效地缓解了这一特定群体在现代快节奏生活和高成就期望下所经历的心理负担和情感困扰。这一良性循环最终转化为心理资源的有效积累，促进了主观幸福感的提升。研究结果进一步扩展了“压力缓冲假说”在当代背景下的含义。借鉴社会学和心理学领域的跨学科研究（57），当今的年轻人在普遍的数字化社交化环境中，虽然面对的高质量面对面交流有限，但他们面临潜在的孤独感和社交隔离风险增加。体育参与提供了一个基于“共同目标”和“共同在场”的高质量现实世界社交环境。来自这种环境的感知社会支持不仅比虚拟互动更具真实性和可信度，还能有效缓解现代工作和生活压力带来的心理疲劳，成为维持年轻成人主观幸福感的关键社会资源。

5.3 心理韧性的独立中介作用
心理韧性作为独立中介变量，对年轻成人主观幸福感有积极影响，效应量为0.033。这种中介效应显著，支持了假设H3a和H3b，并与先前的研究（58, 59）基本一致。心理韧性是一种内化的心理资本形式，一旦形成，就会保持相对稳定，并提供持续的内在缓冲，有助于维持主观幸福感的基线水平。在以高强度竞争和快节奏生活为特征的当代社会中，年轻人们正处于从教育过渡到职业生涯的关键阶段，形成密切的关系并承担家庭和社会责任，不可避免地面临多种现实世界的压力和新挑战。具有较高心理韧性的年轻人在面对生活挫折或工作相关压力时，倾向于采取积极主动的应对策略，将逆境视为个人成长的机会而非不可克服的威胁。此外，年轻人已经基本完成了自我身份的探索，开始承担成人的社会角色和责任。心理韧性所包含的自主解决问题能力、独立决策能力和自信与年轻人追求独立性和证明自我价值的内在发展需求密切相关。因此，在体育参与影响主观幸福的中介路径中，心理韧性发挥了更为基础、稳定和发展相关的作用。

总之，从动机发展和心理整合的角度来看，本研究阐明了体育参与影响主观幸福感的潜在机制，并为理解其长期有益效果提供了理论支持。

5.2 感知社会支持的独立中介作用
感知社会支持作为一个独立中介变量，对年轻成人主观幸福感有积极影响，这种中介效应显著，支持了假设H2a和H2b。这与先前的实证研究结果一致。感知社会支持的独立中介作用占总效应的20.35%，表明在体育参与影响年轻成人主观幸福感的过程中，获得外部社会支持发挥着最为核心和关键的作用。在体育的社交环境中，参与者可以通过与对手的互动和与同伴或家人的交流有效地扩展和加强他们的社交网络。这种动态的人际过程为个体提供了多元化的支持，有效释放负面情绪，并显著提升他们的社交技能和情绪管理能力。对于年轻成人而言，通过体育活动建立的积极社交网络为其社交情感能力的发展提供了有力支持，形成了“社交互动—能力提升—情感发展”的良性循环机制。这些发现进一步表明，要理解体育参与如何影响心理韧性，需要将这一关系置于一个更全面的心理和社会生态学框架中，从而能够更全面地理解其发展背后的机制。5.4 感知社会支持和心理韧性的链式中介效应本次研究表明，感知社会支持和心理韧性对体育参与对年轻人主观幸福感的影响具有链式中介效应。这种中介效应是显著的，证实了研究假设H4a和H4b。其背后的机制是，通过体育参与获得的感知社会支持为年轻人建立了心理资源，包括情感支持、认知指导和工具性帮助。这些资源通过社会互动内化，并逐步发展成为稳定的心理韧性特质，使年轻人能够建立缓冲压力和有效应对逆境的能力（B = 0.122，p < 0.001）。增强后的心理韧性通过促进积极情绪调节、提高问题解决能力和保持乐观态度，对主观幸福感产生更稳定和直接的提升作用（B = 0.297，p < 0.001）。这种内化路径的特点是从外部支持到内部韧性，再到幸福感体验的过程，表明体育参与不仅通过直接的社会互动影响幸福感，还通过这种中介机制为年轻人提供幸福感的稳定内在基础。为了更深入地理解这一链式机制，可以采用资源保存理论（62）作为解释框架，该理论认为个体努力获取、保留和保护他们所珍视的资源。在体育参与的初始阶段，年轻人首先获得外部条件性资源，例如感知社会支持。在支持性的环境中持续参与锻炼后，这些外部资源有效地减少了他们在面对挑战时对潜在资源损失的焦虑，逐渐内化为个人特质资源，即心理韧性。这种资源从外部社交网络的发展到内部心理防御机制的加强，最终促进了年轻人持续而深刻的主观幸福感体验。此外，上述资源的内化过程应在中国年轻人所面临的更广泛的社会背景背景下进行理解。目前，年轻人面临着多重挑战，包括激烈的学术竞争、日益增加的就业不确定性、更高的家庭期望和上升的住房压力。在这些压力的累积影响下，个体更容易经历持续的心理负担和情感耗竭，从而对心理韧性提出更高的要求。在这种背景下，感知社会支持不仅作为外部资源发挥作用，还在通过情感联结和社会互动来缓冲压力的过程中起到关键作用。特别是在体育参与中，个体可能通过同伴互动、团队合作和共同目标导向不断加强他们的社会联系感和群体认同感。这一过程促进了嵌入在社会关系中的支持资源转化为稳定的心理调节和适应能力。在这种动态的压力、社会支持和资源内化的背景下，体育参与为心理韧性的发展提供了重要的实践路径，从而进一步强化了其对应主观幸福感的间接贡献。此外，本研究将体育活动和观看体育赛事结合到一个更广泛的体育参与概念中。尽管这种方法能够更全面地代表年轻人的整体体育参与情况，但在某种程度上也可能掩盖这两种参与形式所涉及的潜在心理社会机制的差异。体育活动更有可能通过实践、技能相关的挑战和情绪调节过程促进心理韧性，而观看体育赛事可能主要通过社会认同、情感共鸣和共同观看情境中的互动来增强感知社会支持。因此，本研究中确定的中介路径更适当地解释了体育参与作为一种整体概念的总体心理社会效应，而不是表明这两种不同参与形式之间的机制等同性。然而，应当指出的是，本研究中确定的链式中介路径的效果大小为0.010，仅占总效应的2.907%，表明其总体贡献相对有限。这一发现表明，在体育参与与主观幸福感之间的关系中，这条路径更可能作为一种精细的心理传递机制，而非主导机制。在某种程度上，这一结果反映了主观幸福感的综合性心理结果特性，通常由多种心理和社会因素的相互作用产生。因此，通过感知社会支持和心理韧性的顺序机制传递的影响更可能表现为个体心理适应的逐渐加强，而不是由单一路径驱动的强效果。从这个意义上说，本研究中确定的链式中介效应有助于进一步阐明体育参与如何通过社会关系资源和个体心理资源之间的相互作用间接影响主观幸福感。这一发现为理解体育参与的心理效应提供了过程导向的证据，并为未来从多路径角度探索其潜在机制提供了有价值的补充。基于此，也需对前述路径的解释范围采取谨慎的态度。由于本研究基于横截面数据，其发现主要反映变量之间的关联而非因果关系，因此应将体育参与通过感知社会支持和心理韧性影响主观幸福的路径视为一个理论上合理解释框架，而非确定的因果结论。未来的研究应采用纵向设计或实验方法进一步检验这些变量及其动态机制之间的因果方向。与现有的单一中介模型相比，本研究揭示了一条连接感知社会支持和心理韧性的链式中介路径。中介效应的解释如下：体育参与提高了年轻人的感知社会支持水平，进而促进了心理韧性的发展，最终通过这种韧性改善了幸福感指数。这不仅符合社会心理学关于情绪和行为相互影响的观点，还清晰地描绘了将感知的外部社会资源转化为内部心理适应性的动态过程。它提供了一个更为精细、基于发展的综合视角，用于分析体育参与如何增强年轻人主观幸福感的潜在机制。本研究量化了不同路径的贡献，表明体育参与影响主观幸福感的核心机制在于情绪调节，而不仅仅是行为替代。这需要社会建构和情感支持的双重方法。如果年轻人长期经历负面情绪且缺乏支持，后续效应可能会演变成不良症状，可能对个人、家庭和社会造成伤害。因此，感知社会支持和心理韧性不仅为年轻人通过体育参与获得幸福感提供了内在保障，也是他们持续实现潜力和追求幸福的重要资源。此外，本研究中控制的协变量也值得关注。虽然社会人口统计因素（如更好的健康状况和更高的经济收入水平）为主观幸福感提供了重要支持，但在控制这些协变量后，与体育参与相关的心理社会效益，特别是感知社会支持和心理韧性的增强仍然非常显著。这一发现表明，作为一种高效且广泛适用的干预策略，体育参与可以有效提升不同社会经济背景下的年轻人的主观幸福感。相比之下，尽管性别在体育参与上的差异具有统计学意义，但效应大小相对较小，且显著性水平接近阈值。这表明观察到的性别差异反映了相对较小的群体差异，而不是具有强大解释力的核心决定因素。在大样本研究中，即使是很小的效应也可能达到统计显著性。因此，在解释此类发现时应考虑效应大小，以避免过度强调统计显著性，并对其实际意义和解释价值进行更为谨慎的评估。5.5 研究局限性本研究存在若干局限性。首先，年轻人的主观幸福感是通过单项目自我报告来评估的。尽管这种方法适用于大规模调查，但它无法捕捉幸福感的多维度结构；因此，发现反映的是总体水平而非具体维度。未来的研究应采用多维度测量方法进行更细致的评估。其次，体育参与的复合测量可能涉及行为异质性。虽然体育锻炼和观看体育赛事都与应用较高的主观幸福感相关，但它们的潜在心理社会机制可能有所不同。未来的研究应分别对这两种行为进行建模，以比较它们的不同路径，并更好地捕捉体育参与的多维度本质。第三，中介变量的测量受到原始问卷设计的限制。与已建立的心理学量表相比，这些项目的内容覆盖范围和结构完整性有限。未来的研究应采用更系统的多维度量表来更好地捕捉感知社会支持和心理韧性的复杂结构。第四，本研究基于对中国年轻人的调查。虽然这些测量方法适用于宏观层面的社会学和心理学评估，但并非用于个体临床诊断。因此，将这些发现推广到职业运动员、其他年龄组和不同文化背景时应谨慎解释。未来的研究应包括跨文化样本、更广泛的年龄范围和特定亚群体，以进一步增强外部有效性。第五，本研究将19-45岁的中国年轻人视为一个统一的分析群体，尽管这一广泛年龄范围内可能存在发展上的异质性。不同年龄亚组在社交支持结构、心理韧性和通往主观幸福感的路径上可能存在差异。未来的研究应采用更为细致的年龄分层设计来考察不同发展阶段的中介路径变化，从而提供更具发展敏感性和针对性的见解。第六，尽管哈曼单因素测试表明共同方法偏差不太可能严重，但它可能无法充分检测到此类偏差。因此，未来研究应采用更严格的方法，如基于CFA的方法。6 结论与启示6.1 结论本研究通过感知社会支持和心理韧性的链式中介作用，探讨了体育参与与年轻人主观幸福感之间的直接和间接关联。研究结果表明，体育参与不仅直接预测主观幸福感，还通过感知社会支持、心理韧性及其顺序中介作用产生间接效应。总体而言，本研究强调了社会和心理资源在解释体育参与如何促进幸福感方面的重要性。未来的研究需要使用纵向设计或实验方法来验证这些关系，并检验所提机制在不同人群和背景下的普适性。6.2 启示基于研究结果，本研究提出以下实际启示：(1) 在学校和社区层面，不应仅仅提供体育设施，而应优先设计强调合作和持续互动的体育项目，如班级联赛、俱乐部竞赛、社区团队活动和基于合作伙伴的锻炼计划。这些举措可以增强年轻人参与过程中的社会联系感、归属感和感知社会支持。(2) 在家庭和社会组织层面，应更多关注观看体育赛事作为一种替代性或心理参与形式的积极作用。家庭共同观看、校园集体观看和社区观看活动等活动可以将体育赛事转化为年轻人之间社会互动、情感共鸣和价值认同的有意义情境。此外，这种参与还可以进一步引导他们从对体育赛事的兴趣扩展到实际的身体活动参与，从而拓宽体育参与增强主观幸福感的实践路径。(3) 在体育项目设计层面，应更加注重培养心理韧性。基层体育组织、学校和工作场所可以在体育活动中融入适度挑战、分层目标设定、团队合作和活动后的反思等要素。这些方法能够帮助年轻人在面对与运动相关的困难、竞争压力以及失败经历时，逐步提升他们的情绪调节能力、应对逆境的能力以及积极的认知评估能力。(4) 从长期实际的角度来看，旨在提升年轻人主观幸福感的基于体育的干预措施不应仅限于增加参与频率。相反，这些干预措施应该系统性地设计成一个持续的过程，将参与体育运动和观看体育赛事与积累社会支持及增强心理韧性相结合。只有将体育运动置于真实的社会互动和心理发展背景下，才能充分实现其对提升年轻人主观幸福感的长远积极作用。