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1 引言

2022年春季，上海暴发新冠疫情，上海市政府自4月1日起实施全城封控，超2500万居民被迫长时间居家，封控时长普遍达2～3个月（上海市卫生健康委员会，2022）。这一史无前例的大规模封闭措施，使居民活动空间受限、社交隔离加剧，负面情绪（如焦虑、抑郁、孤独）显著上升——中科院院士陆林团队2020年的研究显示（陆林 等，2020），疫情隔离期间约1/3居民出现抑郁、焦虑或失眠症状，而上海疫情因封控时间更长、城市体量更大，居民心理压力更为突出。在此背景下，如何通过低成本、易操作的方式缓解负面情绪、提升主观幸福感，成为亟待解决的现实问题。

居家锻炼作为封闭环境下可及性最高的身心调节方式，其作用逐渐受到关注。国内外研究表明，体育锻炼能通过促进内啡肽分泌、缓解生理紧张，间接改善情绪状态——郑雪等（2003）发现，每日1～2小时的适度锻炼可显著降低抑郁、焦虑水平（郑雪 等，2003）；塞利格曼与阿盖尔（Seligman & Argyle，2002）的实验也证实，体育锻炼与主观幸福感呈正相关，是提升幸福感的核心因素之一（Seligman M E P & Argyle M，2002）。但现有研究多聚焦常规环境下的锻炼效果，针对“长时间封闭+空间受限”双重约束下的居家锻炼研究较少，尤其缺乏以上海疫情为背景的大样本实证
分析。

2022年上海疫情期间出现的“刘畊宏现象”，为研究提供了独特切入点。健身教练刘畊宏通过直播推广简单易操作的居家操（如《本草纲目》毽子舞），两个月内吸引数千万粉丝参与，形成“刘畊宏男孩女孩”群体（贝小戎，2022）。这一现象表明，居家锻炼在封闭期间具有强大的群众基础与情绪调节潜力，但现有研究尚未系统分析该背景下居家锻炼与主观幸福感的量化关系，也未探讨封闭时长、居家工作/学习状态等变量的调节作用。

基于上述研究缺口，本研究以2022年上海疫情封控期间的居民为对象，结合积极心理学中的PERMA幸福模型，通过问卷调查法探索：（1）上海疫情期间居民居家锻炼的参与现状；（2）居家锻炼对主观幸福感的影响及PERMA各维度的作用差异；（3）封闭时长与居家工作/学习状态对锻炼效果的调节作用，以期为突发公共卫生事件中的居民心理干预提供科学依据。

2 研究对象与方法

2.1 研究对象

采用方便抽样法，通过“问卷星”平台对2022年3～7月居住于上海的居民发放问卷，共发放321份，回收有效问卷312份，有效回收率97.2%。

样本人口学特征如下：（1）性别：男性135人（43.3%），女性177人（56.7%）；（2）封控时长：小于1个月7人（2.2%），1个月13人（4.2%），2个月139人（44.9%），大于等于3个月153人（48.7%），其中93.6%的居民封控时长超2个月；（3）居家工作/学习状态：需工作/学习282人（90.4%），无需工作/学习30人（9.6%）；（4）锻炼频率：每日锻炼187人（59.9%），偶尔锻炼100人（32.1%），不锻炼25人（8.0%）。

2.2 研究工具

2.2.1 人口学问卷

自编人口学问卷，包含性别、封控时长、居家工作/学习状态、锻炼频率（每日/偶尔/不锻炼）等条目，用于收集样本基本信息与核心自变量数据。

2.2.2 PERMA 幸福指数量表

采用塞利格曼（Seligman，2012）出版的PERMA幸福指数量表，共23个条目，涵盖五个核心维度（Seligman M E P，2012）：（1）积极情绪（如“疫情期间，您有多经常感觉到开心？”）；（2）投入（如“疫情期间，您有多经常感觉到自己完全沉浸在所做的事情里？”）；（3）人际关系（如“疫情期间，您在多大程度上感觉到被爱？”）；（4）人生意义（如“疫情期间，您觉得自己的人生在多大程度上有目标性、有意义？”）；
（5）成就感（如“疫情期间，您有多经常达到为自己设定的重要目标？”）。量表采用7点计分法（1=“几乎从不”，7=“几乎总是”），部分消极条目（如焦虑、孤独）反向计分，总分及各维度得分越高，表明主观幸福感越强。

本研究通过SPSS 26.0检验量表信效度：Cronbach’s α系数为0.893（标准化α=0.902），各条目校正项总计相关性（CITC）多数>0.4，仅“孤独感”“生气”等少数条目<0.3（已在分析中说明）；探索性因子分析显示，KMO值=0.945（>0.8），巴特球形检验χ2=5220.647（p<0.001），累计方差解释率64.717%，表明量表信效度良好，适合本研究。

2.3 数据收集与分析

数据收集时间为2022年8月（上海解封后2个月），调查前通过指导语明确研究目的与保密原则，确保被试自愿参与。采用SPSS26.0进行数据处理：（1）描述性统计分析居民居家锻炼参与率与主观幸福感现状；（2）独立样本t检验与单因素方差分析检验人口学变量（性别、封控时长、工作/学习状态）对主观幸福感的差异影响；（3）Pearson相关分析探讨居家锻炼与PERMA各维度的关联；（4）线性回归分析检验居家锻炼对主观幸福感的预测作用及调节变量的影响。

3 研究结果

3.1 上海疫情期间居民居家锻炼与主观幸福感现状

3.1.1 居家锻炼参与率

由表1可知，上海疫情期间居民居家锻炼参与率高达92.0%：其中59.9%的居民保持每日锻炼，32.1%的居民偶尔锻炼，仅8.0%的居民完全不锻炼。这一数据表明，上海居民在疫情封控期间具有较高的居家锻炼意愿，为后续分析提供了充足的样本基础。

表 1 上海疫情期间居民居家锻炼参与率

Table 1 Participation rate of home exercise among Shanghai residents during the epidemic

3.1.2 主观幸福感现状

由表2可知，居民整体主观幸福感得分为7.06±1.28（满分10分），处于中等偏上水平。从PERMA各维度来看，积极情绪（6.89±1.35）、成就感（6.72±1.41）得分较高，人际关系（6.58±1.52）、人生意义（6.45±1.58）得分较低，表明封控期间居民的社交互动受限，对人生目标的感知有所弱化；消极情绪（3.21±1.67）得分较低，说明多数居民的负面情绪处于可控范围，这可能与居家锻炼的调节作用相关。

表 2 上海疫情期间居民主观幸福感及PERMA各维度得分

Table 2 Scores of subjective well-being and PERMA dimensions among Shanghai residents during the epidemic

注：消极情绪条目经反向计分，得分越低表明负面情绪越少。

3.2 人口学变量对主观幸福感的差异影响

3.2.1 性别差异

由表3可知，男性得分7.12±1.24，女性得分7.01±1.31，主观幸福感在性别上无显著差异（t=0.399，p>0.05）。表明疫情封控期间，性别并非影响居民主观幸福感的关键因素。

表 3 主观幸福感在性别上的差异

Table 3 Differences in subjective well-being by gender

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

3.2.2 封控时长差异

由表4可知，主观幸福感在封控时长上存在显著差异（F=4.28，p<0.01）：封控2个月的居民得分最高（7.42±1.15），封控大于等于3个月的居民得分最低（6.75±1.32），且得分随封控时长延长呈先升后降趋势（小于1个月：6.83±1.41；1个月：7.05±1.28；2个月：7.42±1.15；大于等于3个月：6.75±1.32），表明封控初期居民可通过适应与调节维持幸福感，但若封控超过2个月，幸福感会显著下降。

表 4 主观幸福感在封控时长上的差异

Table 4 Differences in subjective well-being by lockdown duration

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

3.2.3 居家工作/学习状态差异

由表5可知，主观幸福感在居家工作/学习状态上存在显著差异（t=2.57，p<0.05）：需工作/学习的居民得分（7.15±1.26）显著高于无需工作/学习的居民（6.58±1.43），表明规律的工作/学习可通过提供生活目标感，辅助提升封控期间的主观幸福感。

表 5 主观幸福感在居家工作/学习状态上的差异

Table 5 Differences in subjective well-being by work/study status at home

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

3.3 居家锻炼与主观幸福感的相关性分析

由表6可知，结合锻炼频率赋值规则，居家锻炼与整体主观幸福感及PERMA多数维度呈显著正相关，表明锻炼频率越高，主观幸福感得分越高：（1）与整体主观幸福感相关系数r=0.195（p<0.001）；（2）与PERMA各维度相关系数从高到低依次为：成就感（r=0.332，p<0.001）、人生意义（r=0.329，p<0.001）、投入（r=0.271，p<0.001）、积极情绪（r=0.260，p<0.001）、人际关系（r=0.212，p<0.001）；（3）与消极情绪无显著相关（r=0.084，p>0.05），表明居家锻炼对积极心理状态的提升作用更显著，对消极情绪的缓解效果有限。

表 6 居家锻炼与主观幸福感及PERMA各维度的相关系数

Table 6 Correlation coefficients between home exercise and subjective well-being, PERMA dimensions

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同；锻炼频率赋值：不锻炼=1，偶尔锻炼=2，每日锻炼=3。

3.4 居家锻炼对主观幸福感的线性回归分析

3.4.1 居家锻炼的主效应

以居家锻炼为自变量结合锻炼频率赋值规则，整体主观幸福感为因变量进行线性回归分析。结果显示，回归模型显著（F=37.401，p<0.001），居家锻炼能显著正向预测主观幸福感（β=0.328，t=6.116，p<0.001），可解释主观幸福感10.8%的变异量（R2=0.108）。回归方程为：主观幸福感=7.844+0.456×居家锻炼（注：正向系数表明锻炼频率越高，主观幸福感得分越高）。

表 7 居家锻炼对主观幸福感的线性回归分析

Table 7 Linear regression analysis of home exercise on subjective well-being

注：因变量为整体主观幸福感；D-W 值 = 1.852（无自相关）；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

3.4.2 封控时长的调节作用

以居家锻炼为自变量，封控时长为调节变量（分组：2个月组vs≥3个月组），主观幸福感为因变量进行分层回归分析。结果显示（表8）：（1）在2个月组中，居家锻炼对主观幸福感的预测作用显著（β=0.412，t=5.87，p<0.001），可解释16.8%的变异量（R2=0.168）；（2）在≥3个月组中，居家锻炼的正向预测作用仍显著，但系数绝对值减小（β=-0.253，t=-3.92，p<0.001），仅解释6.4%的变异量（R2=0.064），表明封控时长延长会削弱居家锻炼对主观幸福感的提升效果。

表 8 封控时长对居家锻炼与主观幸福感关系的调节作用

Table 8 Moderating effect of lockdown duration on the relationship between home exercise and subjective well-being

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

3.4.3 居家工作 / 学习状态的调节作用

以居家锻炼为自变量，居家工作/学习状态为调节变量（分组：需工作/学习组vs无需工作/学习组），主观幸福感为因变量进行分层回归分析。结果显示（表9）：（1）在需工作/学习组中，居家锻炼对主观幸福感的正向预测作用显著（β=0.345，t=6.23，p<0.001），可解释11.8%的变异量（R2=0.118）；（2）在无需工作/学习组中，居家锻炼的预测作用不显著（β=0.217，t=1.58，p>0.05），仅解释4.7%的变异量（R2=0.047），表明居家工作/学习状态能增强居家锻炼对主观幸福感的提升效果。

表 9 居家工作 / 学习状态对居家锻炼与主观幸福感关系的调节作用

Table 9 Moderating effect of work/study status on the relationship between home exercise and subjective well-being

4 讨论

4.1 上海疫情期间居民居家锻炼的高参与率原因分析

本研究发现，上海疫情期间居民居家锻炼参与率高达92.0%，远高于常规时期的全国平均水平（约30%）（国家体育总局，2022），这一现象可从三方面解释：（1）上海居民的运动基础深厚——作为中国经济最发达的城市之一，上海居民的健康意识与运动习惯普遍较强，2021年上海体育产业总规模超2000亿元，居民经常锻炼比例达45%（上海市体育局，2022），疫情封控进一步激活了这一基础的呈现；（2）社交媒体的推动作用——“刘畊宏现象”通过短视频平台快速传播，其操化动作简单（如毽子舞无需器械）、互动性强（与家人共跳），降低了居家锻炼的门槛，吸引大量居民参与（贝小戎，2022）；（3）心理需求的驱动——封控期间居民面临空间受限与负面情绪积累，而锻炼能通过“心流效应”分散对疫情的关注，提升满足感与成就感（米哈里·契克森米哈赖，2017），成为居民的重要心理自助手段。

4.2 居家锻炼对主观幸福感的影响机制

相关性与回归分析显示，居家锻炼能显著提升居民主观幸福感，且对PERMA模型中“成就感”“人生意义”维度的影响最强（r=0.332、0.329）的正相关最强，这一结果与塞利格曼的积极心理学理论一致——该理论认为，幸福感不仅源于积极情绪，更依赖于目标实现与人生意义的感知（Seligman M E P，2012）。具体机制可分为两方面：（1）生理层面：锻炼促进内啡肽、血清素分泌，直接缓解焦虑、抑郁等负面情绪，提升积极情绪水平（郑雪 等，2003）；（2）心理层面：每日锻炼通过设定明确目标（如完成 1 小时瑜伽），帮助居民在封控期间维持生活规律，增强对生活的掌控感，进而提升成就感与人生意义感。

值得注意的是，居家锻炼与消极情绪无显著相关（r=0.084），这可能是因为消极情绪（如对疫情的恐惧、对未来的担忧）源于外部环境不确定性，而锻炼更多作用于内部心理状态（如情绪调节能力、自我效能感），难以直接消除外部因素引发的负面情绪（季浏，2006）。这提示，居家锻炼需与信息透明化、社会支持等外部干预结合，才能更全面地缓解居民消极
情绪。

4.3 封控时长与居家工作/学习状态的调节作用

4.3.1 封控时长的削弱效应

本研究发现，封控2个月的居民中，居家锻炼的调节效果最显著（R2=0.168），而封控≥3个月后效果显著下降（R2=0.064），与封控2个月组的R٢=0.168相比，居家锻炼对主观幸福感的解释力下降10.4个百分点。这一现象可能与“适应疲劳”有关：封控初期，居民对锻炼的新鲜感与心理需求较强，锻炼能有效打破单调生活，缓解初期心理压力；但随着封控延长，“适应疲劳”效应逐渐显现，居民可能出现锻炼倦怠，或因长期隔离导致心理资源耗竭，难以维持稳定的锻炼动机与投入度，进而削弱锻炼的调节效果（陈善平 等，2014）。这提示，在长期封控中，通过运动调节增强居民主观幸福感的效果还是有限的。

4.3.2 居家工作/学习状态的增强效应

需工作/学习的居民中，居家锻炼对主观幸福感的预测作用更显著（R2=0.118），而无需工作/学习的居民中无显著预测作用（R2=0.047）。有可能规律的工作/学习为居民提供了稳定的生活节奏与目标感，而锻炼能与工作/学习形成 “互补效应”—— 锻炼缓解工作/学习带来的压力，工作/学习则为锻炼提供时间规划框架，二者共同提升主观幸福感（葛小雨 等，2021）。相反，无需工作/学习的居民可能因生活缺乏规律，难以坚持锻炼，或锻炼后缺乏成就感反馈，导致调节效果
减弱。

4.4 研究局限与未来展望

本研究存在以下局限：（1）采用横断研究设计，无法确定居家锻炼与主观幸福感的因果关系，未能通过纵向研究追踪封控前后居民的锻炼行为与幸福感变化；（2）问卷发放于解封后2个月，参与研究者可能存在回忆偏差；样本仅来自上海，研究结果可能会因不同疫情封控地区而有所不同；（3）锻炼强度、类型（如瑜伽vs跳操）的差异也可能会影响研究结果，本研究未能区分，此外亲子共练、线上社群等互动形式的作用等研究变量也未能考量；（4）本研究中居民“无需工作/学习”的样本量较小（n=30），可能影响该组分析的稳
定性。

5 结论与启示

5.1 结论

（1）上海疫情期间居民居家锻炼参与率高达92.0%，其中59.9%的居民保持每日锻炼，反映出较强的锻炼意愿与健康意识；（2）结合锻炼频率规则（赋值：不锻炼=1，偶尔锻练=2，每日锻炼=3）居家锻炼与主观幸福感显著正相关，可预测幸福感的提升，对PERMA模型中“成就感”“人生意义”维度的影响最强，且每日锻炼者的幸福感显著高于偶尔锻炼者与不锻炼者；（3）封控时长对锻炼效果存在调节作用，封控2个月时效果最显著，超过2个月后效果下降；（4）居家工作/学习状态能增强锻炼效果，需工作/学习的居民中锻炼对幸福感的提升作用更显著。

5.2 启示

本研究虽基于2022年上海疫情这一特殊时期展开，其特定场景下的研究条件具有不可复制性，但研究结论为日常语境下推动居家锻炼发展提供了重要参考。研究数据清晰表明，长期封闭会导致居民心理资源耗竭，即便有居家锻炼的调节，也难以抵消其负面影响——封控超过2个月后，居家锻炼对主观幸福感的提升效果显著下降，居民对人生意义的感知、投入度等核心心理指标均呈下滑趋势。同时，居家锻炼对消极情绪的缓解作用有限，这一结果进一步说明，封闭环境引发的焦虑、恐惧等负面情绪，根源在于自由受限、信息不确定等外部因素，单纯依靠个体内部调节难以从根本上消解。

从实践启示来看，突发公共卫生事件应对中，应尽量避免采取长期封闭等极端措施，优先选择更具人性化的防控方式，最大限度保障居民的活动自由与社交需求。若确需实施短期限制措施，需构建“减少约束+多元支持”的心理保护体系：一方面，通过信息透明化消除居民顾虑，依托社区互助、心理援助热线等外部支持疏解负面情绪；另一方面，推广居家锻炼等低成本心理自助方式，帮助居民维持生活规律与心理掌控感。

日常层面，应推动居家锻炼与教育、医疗、文旅等领域深度融合，将其纳入全民健康生活体系，从青少年阶段培养运动习惯与心理韧性，让居民在面对各类突发状况时具备更强的心理调适能力。同时，本研究结论也为公共卫生政策制定提供了重要参考：任何防控措施的实施都应充分考量对居民心理健康的潜在影响，避免因过度限制而引发次生心理问题，在保障公共健康与维护个体身心权益之间寻求平衡，真正实现防控效果与人文关怀的统一。

参考文献

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