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2022年《中国大学生心理健康状况调查》[1]数据显示，我国大学生焦虑与抑郁检出率分别达21.48%和45.28%，在相似学业与就业压力下，女大学生因生理激素波动、人际敏感、自我客体化等多维因素影响，其焦虑与抑郁的风险表明，这一群体的心理健康已不能停留于个体调节层面，而需要更具针对性的干预路径。体育锻炼作为积极的身心干预方式，其健心价值已获广泛认同[2]，但现有研究多聚焦于锻炼频率、强度等静态变量，未能充分揭示身体本体感觉是否正动态地重塑心理韧性，通过身心交互这一关键过程影响心理品质。其局限与“身心二元论”惯性密切相关[3]。在该范式下，身体常被视作受大脑调控的生理基础，其本体感受能力在认知与情绪调节中的可能作用，尚未得到充分探讨。为此，本研究引入具身认知理论为基础视角，该理论主张认知是大脑、身体与环境交互作用的产物，强调身体在认知与情绪调节中的核心作用［4，5］。基于此，体育锻炼可能通过增强运动过程中的身体觉察与控制感的具身体验（本研究以身体觉察为操作性指标），促使个体对自身身体的敏感度和驾驭感增强，进而提升心理韧性，转化为更稳定的心理健康状态。本研究旨在构建并检验“体育锻炼→身体觉察→心理韧性”的中介模型，以检验其内在机制，深化“身—心”关系的理论认识，也为高校推动“体心融合”的心理健康促进模式提供实证依据。

1 文献综述与研究假设

1.1 具身认知理论视角与身体觉察的操作化

具身认知理论与传统“身心二元论”不同，该理论更注重锻炼过程中的身体本身的实时感受，强调认知与情绪植根于身体与环境的实时互动体验。这一立场为理解体育锻炼的心理效益提供了新的切入点：身体活动要影响个体心理韧性，除了已被广泛检验的运动量路径之外，还可能在于运动过程中身体向大脑回传的实时经验——即个体在活动中对自身生理与运动状态的第一人称觉察与整体感受[6]，这正是“具身体验”这一概念所指向的核心。理论上，“具身体验”是一个覆盖身体动作、情境耦合与内在感受的整合性构念。然而，实证研究无法一步穷尽其全貌。在关注的运动干预情境中，本研究选择聚焦于其中最具逻辑优先性的维度：身体觉察——即个体对身体内部感觉信号的注意与识别能力。理由在于：无论运动形式如何变化，个体若要从中获得具身体验，首先需要“感受到自己的身体”；身体觉察构成了具身体验在信息进入意识层面的第一道门——若无此能力，运动中的生理信号便无法被转化为有心理意义的经验内容。基于这一逻辑，本研究将“具身体验”操作化为以身体觉察为核心的测量指标，并采用多维身体觉察量表（MAIA-5）进行测量。该量表不仅涵盖对身体信号的“觉察”维度，也包括对信号的“调节”维度，在理论内涵上与具身体验中“个体主动感知并整合身体信号”的功能最为贴近。需说明的是，具身认知理论强调身体、环境与行动的动态耦合，其内涵远非单一量表所能穷尽。本研究将“具身体验”操作化为MAIA-5所测得的身体觉察水平，本质上是选取了该理论核心维度中最具测量可行性的一个截面作为代理指标，而非试图用部分代替整体。对这一操作化取舍带来的解释限度，本研究将在讨论部分对此局限加以反思。

1.2 体育锻炼与身体觉察

体育锻炼是指具有一定强度、频率和持续时间的身体活动，其促进心理健康的效应已获广泛验证[7]。本研究所关注的另一个核心变量——身体觉察，其根植于具身认知理论，是具身体验在本研究中的操作性指标，指个体在身体活动中对自身生理与运动状态的第一人称感受，包括对呼吸、姿势、肌肉张力等身体信号的觉察与解读[8]。在本研究的运动干预语境中，个体在锻炼中如何感受自身身体，与锻炼量本身一样，是理解心理健康收益不可绕开的一环。近年来有研究指出，中等强度运动可显著提升身体觉察水平[9]，而另有研究指出身体觉察的增强又能缓冲压力反应、改善情绪调节[10]。上述证据为这一推论提供了初步的实证支持。尽管这两组证据分别来自不同研究脉络，尚未在同一框架中被整合检验，但它们共同指向一种可能：体育锻炼可能借由提升具身体验（本研究中以身体觉察为操作性指标），发挥其对心理健康的促进作用。基于此，本研究提出假设H1：体育锻炼显著正向预测女大学生的身体觉察水平。

1.3 身体觉察与心理韧性

心理韧性（Psychological Resilience），在本研究中取其过程性定义，指个体在面对压力或逆境时能够良好适应的动态过程（Luthar et al.，2000）[11]。这一“过程观”强调韧性是在身心与环境互动中被反复塑造和强化的。具身认知理论为此提供了切入角度。已有研究表明，个体对自身身体信号的觉察能力——即身体觉察——可能是韧性建构中常被忽略的一环[10]。其作用机制可从“感知”与“调节”两个层面来剖析：在感知层面，高身体觉察的个体能够更敏锐地捕捉到心率加快、肌肉紧绷等压力早期信号，从而在应激反应升级之前启动干预；在调节层面，个体通过有意识地调整呼吸、放松姿势等身体策略，不仅直接缓冲了生理唤起，还在反复实践中积累对自身身体的掌控感，后者正是韧性能力的核心构成。现有神经科学证据为上述路径提供了更深层的解释。内感受推理理论认为，大脑持续地生成对身体状态的预测，并与实际传入的内感受信号进行比对。身体觉察水平较高的个体，其内感受信号的感知精确度更高，这意味着面对压力时，人体大脑能够以更准确的“身体证据”来更新对威胁的评估，从而避免陷入“身体恐慌—认知灾难化”的放大循环。在这一机制下，身体不再是压力的被动承受者，而是韧性建构中的主动参与者。综合以上分析，身体觉察通过内感受预警与身体调节两条相互衔接的路径，为个体提供了在压力情境中进行自我调控的身心基础。据此，本研究提出假设H2：身体觉察显著正向预测女大学生的心理韧性。

1.4 体育锻炼与心理韧性

体育锻炼与心理韧性之间的正向关联已得到相当数量的实证支持。既有解释常侧重于规律的体育锻炼可促进内啡肽等神经递质释放，改善个体情绪状态并增强压力应对能力；帮助个体提升自我效能感和自我控制
感[12]，或提供社交支持及社会归属感，提升心理韧性。其各有解释力，但它们的共同特点多侧重于锻炼的“结果”或“伴随产物”，而对锻炼“过程”中实时发生的、以身体为载体的心理体验关注不足。基于具身认知理论及其前文假设（H1与H2），本研究提出，体育锻炼对心理韧性的促进作用，可能部分经由身体觉察这一中介路径来实现。同时，为完整检验该中介模型，在控制该间接路径后，也检验体育锻炼是否仍存在对心理韧性的独立直接效应。据此提出假设H3：在控制身体觉察的中介路径后，体育锻炼对女大学生心理韧性仍具有显著的正向预测作用（直接效应）。

2 研究方法

2.1 研究对象与抽样

采用分层定额抽样方法，以四川农业大学在校女大学生为研究对象。依据学校学科主体架构，将专业划分为农、理、工、经、文五大学科层，随后在每个学科层内，采用方便抽样与定额控制相结合的方式，在各学科层的主要专业中选取符合条件的学生进行问卷调查，每个学科层定额抽取约100人。实际回收有效样本分布为：农科类104份、理科类98份、工科类112份、经管类105份、文科类103份，各层样本量基本均衡。共发放问卷549份，回收有效问卷522份，有效回收率为95.08%。

2.2 研究工具

本研究共采用三份成熟量表，均使用Likert 5点计分法（1=完全不符合，5=完全符合），得分越高代表相应特质的水平越高。量表选取依据主要如下：第一，三份量表均为国内外体育锻炼与心理健康领域广泛使用的成熟工具，具有公认的内容效度和结构效度；第二，三份量表均报告了良好的信度指标（原量表重测信度或Cronbach’s α系数均高于0.80）；第三，三份量表分别对应本研究的三个核心构念——体育锻炼水平（PARS-3）、身体觉察（MAIA-5）、心理韧性（CD-RISC-10），其维度结构与本研究理论模型的操作化定义高度匹配。为确保科学性，本研究在数据分析前对三份量表在本样本中的内部一致性信度进行了检验，结果显示Cronbach’s α系数均在0.80以上，并采用验证性因子分析验证了结构效度。

2.2.1 体育锻炼量表（PARS-3）

采用梁德清等人修订的体育锻炼等级量表（PARS-3）
评估身体活动水平。该量表从锻炼强度（1～5分）、时间（1～5分）、频率（1～5分）三个维度计分，运动量 = 强度 × 时间 × 频率，总分范围1～125分，分数越高代表运动量越大。原量表重测信度为0.82。在本研究样本中，该量表各条目的内部一致性Cronbach’s α系数为0.82，验证性因子分析显示各条目因子载荷介于0.65～0.84之间（p<0.001），结构效度良好。

2.2.2 多维身体觉察量表（MAIA-5）

采用Mehling等人编制多维身体觉察量表简版（MAIA-5）评估身体觉察水平，作为核心中介变量“身体觉察”的测量指标，本研究中其Cronbach’s α系数为0.80。验证性因子分析显示，MAIA-5在本研究样本中的单因子模型拟合可接受（χ2/df = 3.12，CFI = 0.94，RMSEA = 0.07），各条目标准化因子载荷介于0.58～0.79之间（p<0.001），表明量表在本研究中具有良好的结构效度。

2.2.3 心理韧性量表（CD-RISC-10）

采用Connor和Davidson编制的心理韧性量表简版（CD-RISC-10）测量心理韧性，本研究中其Cronbach’s α系数为0.80。验证性因子分析结果显示，单因子模型拟合良好（χ2/df = 2.98，CFI = 0.95，RMSEA = 0.06），各条目因子载荷均大于0.60（p<0.001），表明量表在本研究中具有可靠的结构效度。

2.3 数据分析方法

为检验“体育锻炼→身体觉察→心理韧性”的中介模型，本研究采用结构方程模型（SEM）进行检验分析，验证体育锻炼指向心理韧性的直接路径。模型拟合度将通过χ2/df、CFI、RMSEA、SRMR等指标进行评估。由于表2相关分析结果显示，年级、专业、生源地等人口学变量与核心变量的相关效应量均较小（r<0.1），尽管个别变量（如专业）因样本量较大而达到统计显著，但考虑到极小的效应量在实际应用中解释力有限，为避免过度控制引入统计噪音，本研究在最终的结构方程模型中未将其作为控制变量纳入。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

对可能存在的共同方法偏差采用了程序控制和Ｈarman单因子检验（SPSS 26.0）。程序控制包括：采用多种计分方式、强调问卷结果仅用于学术研究等。Harman单因子检验结果表明，有6个因子特征值大于1，其中最大的因子解释总变异的25.1%，小于临界值40%，说明本研究各变量不存在严重的共同方法偏差。

3.2 描述性统计与相关分析

各变量的均值、标准差，以及相关系数如表１所示。就本样本的描述统计而言，体育锻炼总分均值为7.61，整体运动量处于偏低水平，反映该群体普遍缺乏体育锻炼，这使得体育锻炼对心理韧性的预测效应更为值得关注。在此基础上，数据表明，体育锻炼、身体觉察、心理韧性三者间均存在显著正相关（p<0.01），形成了紧密的关联网络。身体觉察与心理韧性的相关性最强（r=0.631），呈高度正相关，说明身体感知、自我意识与心理韧性发展密切相关，身体体验对心理韧性有重要影响。体育锻炼与心理韧性呈中等正相关（r=0.418），表明规律的体育锻炼对心理韧性的培养具有积极的促进作用。体育锻炼与具身体验呈中等正相关（r=0.394），说明体育锻炼能够 有效提升个体的身体感知能力和自我意识水平。

表 1 主要研究变量的描述性统计（n=522）

Table 1 Descriptive statistics of the main study variables (n=522)

表 2 主要研究变量的相关分析矩阵（n=522）

Table 2 Correlation matrix of the main study variables (n= 522)

注：*p<0.05, **p<0.01。

3.3 中介效应检验与模型路径分析

两个回归模型均达到显著水平（p<0.01），体育锻炼对身体觉察的解释率为22.4%，体育锻炼和身体觉察共同对心理韧性的解释率高达51.8% ，模型具有很好的预测力。标准化路径系数显示，体育锻炼对身体觉察的预测作用为β = 0.452（t = 6.923，p < 0.01），身体觉察对心理韧性的路径系数为0.698（t=27.920，p<0.01），直接路径中体育锻炼对心理韧性的系数为0.035（t=2.333，p<0.05）。身体觉察产生的间接效应值为0.316，Bootstrap置信区间［0.228，0.418］不包含0，表明中介效应在统计上高度显著。中介效应占比达到90.03%，说明身体觉察起到了关键的中介作用。路径结果如表4所示，直接路径中体育锻炼对心理韧性的系数显著（t=2.333，p<0.05），且直接效应的置信区间为［0.006，0.064］不包含0，表明体育锻炼对心理韧性既存在直接效应，且体育锻炼主要通过身体觉察产生间接效应影响心理韧性。

表 3 身体觉察在体育锻炼和心理韧性之间的中介模型的回归分析（n=522）

Table 3 Regression analysis of the mediation model of body awareness between physical exercise and psychological resilience （n= 522）

注：B为非标准化系数，SE为标准误；β为标准化系数。p < 0.05， *p< 0.01。

表 4 身体觉察在体育锻炼和心理韧性之间的中介效应检验

Table 4 Mediation effect test of body awareness between physical exercise and psychological resilience

图 1 身体觉察在体育锻炼和心理韧性之间的中介作用路径图

Figure 1 Path diagram of the mediating effect of body awareness in the relationship between physical exercise and psychological resilience

3.4 结构方程模型整体拟合检验

对“体育锻炼→身体觉察→心理韧性”结构方程模型的检验表明，该模型与数据匹配良好，整体拟合指标均达到统计学建议标准：χ2/df = 2.85 （< 3），CFI = 0.96 （> 0.90），TLI = 0.95 （> 0.90），RMSEA = 0.06 （<0.08），SRMR = 0.04 （< 0.08）。结果支持该理论模型具有较好的结构效度与数据适配性，为后续路径与机制分析提供了整体模型层面的实证基础。

4 讨论

4.1 身体觉察：体育锻炼影响心理韧性的核心机制

本研究的核心发现是，体育锻炼对女大学生心理韧性的促进作用，在相当程度上是经由身体觉察这一心理过程来实现的。从路径系数来看，体育锻炼对个体身体的觉察与控制（β=0.452）以及身体觉察对心理韧性预测作用（β=0.698）均达到中等偏上的效应量，提示在运动过程中，个体对身体信号的觉察与调控能力，可能是连接“动身”与“润心”的关键一环。换言之，体育锻炼的心理效益，不仅可能源于生理层面的改善，更关键的是源于运动过程所赋予的身体感知。这一发现与具身认知理论的核心主张形成呼应。具身认知认为，身体的感觉运动经验并非心智的被动背景，而是认知与情绪的构成性部分。在本研究的运动干预语境中，这意味着个体在慢跑、瑜伽或力量训练中对呼吸节奏、肌肉张力、动作协调等实时感知，本身就可能转化为一种“我在掌控自己的身体”的心理效能感，而这种效能感正是韧性能力的核心要素之一。已有研究指出，身体觉察水平的提高与情绪调节能力的增强密切相关[10]，本研究进一步将这一关系嵌入到“体育锻炼→身体觉察→心理韧性”的中介链条之中，为理解身体觉察作为心理资源的转化机制提供了新的实证依据。从实践层面看，上述发现提示：高校在通过体育干预促进心理健康时，除了关注运动量的达标，还可有意识地将重点转向运动过程中的身体觉察，提升具身体验质量。例如，在体育课程中引入以身体觉察为导向的练习——如正念跑步、呼吸引导的拉伸训练——帮助学生从“动得多”转向“动得有感受”，可能是一种值得尝试的补充策略。

4.2 间接与直接：身体觉察的中介效应及其理论含义

中介效应分析为上述推论提供了更精确的量化证据。间接效应（0.316）占总效应（0.351）的90.03%，这一比例在同类中介研究中处于较高水平，提示身体觉察可能是体育锻炼与心理韧性之间一条不可忽略的心理通道。相比之下，直接效应虽仍达到显著水平（β=0.035），但其效应量远小于间接路径。这表明，体育锻炼对心理韧性的促进作用，在相当程度上需要经由运动中的身体觉察体验来转化，而非仅由运动量本身直接实现。同时，直接效应的存在同样值得重视。它表明体育锻炼仍有部分心理效益不依赖于身体觉察——例如，运动引起的内啡肽释放、心肺功能的改善等生理变化，可能对情绪状态产生直接影响。体育锻炼促进心理韧性的两条路径并存：一条是通过身体觉察实现的心理转化路径，一条是运动本身带来的生理调节路径。二者的关系并非竞争，而是互补。这一发现的理论启示在于：具身认知所强调的身心交互机制，并非对传统生理路径的替代，而是对其的补充。两种路径在同一模型中得到了整合，这为后续“体心融合”干预方案的设计提供了更全面的理论依据。

4.3 研究边界与未来方向

本研究以女大学生为对象，是基于该群体在既有调查中呈现出系统性的高焦虑与抑郁检出率，且其压力体验常与身体意象、生理周期等女性特有的身心议题交织。这一聚焦在研究设计上有其必要性，但也构成了本研究的首要边界：当前模型向男性群体推广时需保持审慎。未来研究可纳入男性样本进行性别比较，一方面检验“体育锻炼→身体觉察→心理韧性”路径的跨性别稳定性，另一方面也可考察性别是否调节该中介模型中的关键路径。此外，本研究的横断面设计限制了对变量间因果方向的严格推断。尽管理论推导与中介检验预设了“锻炼→身体觉察→韧性”的方向性，但反向或互惠关系在理论上同样可能成立——例如，高韧性个体可能更倾向于主动觉察身体状态。未来研究可借助纵向追踪或经验取样法，在时间维度上进一步检验本模型的因果次序。

5 结论

本研究基于具身认知理论，通过结构方程模型，检验身体觉察在体育锻炼与心理韧性之间的中介作用。结果发现：（1）体育锻炼对身体觉察具有显著的正向预测作用（β=0.452）；（2）身体觉察对心理韧性具有显著的正向预测作用（β=0.698）；（3）身体觉察的中介效应显著（效应值0.316，占总效应90.03%），且体育锻炼对心理韧性仍保留直接效应（β=0.035）。数据支持了以身体觉察为中介变量的“体育锻炼→身体觉察→心理韧性”模型。上述发现为理解“动身”如何“润心”提供了一个可操作化的分析框架：体育锻炼对心理韧性的促进作用，除运动本身的生理效益所构成的直接路径外，还可通过提升身体觉察来实现。因此，建议在高校推行以提升身体觉察为核心的“体心融合”干预方案，具体可在体育课程中有意识地融入身体扫描、呼吸觉察、动作感受记录等结构化训练环节，帮助学生在运动过程中增强对内感受信号的注意与调节能力。换言之，优化运动中的身体觉察质量，而非单纯增加运动量，应成为高校体育心理健康促进方案的设计重点。

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