1. 研究对象与方法
1.1. 研究对象
本研究采用分层随机抽样方法，根据该校学生名册，按年级(大一至大四)和性别进行分层。从每层中随机抽取300名学生(共1200人)，以确保样本在性别和年级上的均衡分布。抽样框架覆盖该校所有全日制本科生，排除休学或交换生。以徐州市某高校学生为调查对象，共发出调研问卷1200份。收回有效问卷1073份，其中男生625份，女生448份，回收有效率达到89.4%。通过按性别和年级分层抽样，确保样本覆盖不同亚群体，减少选择偏差。例如，大四学生占比较低(12.4%)，但通过分层保证了该群体的最低样本量。
1.2. 研究方法
1.2.1. 学生心理健康素养量表
为衡量人们的心理健康素养，O’Connor和Casey (2015)率先编制了划分维度的心理健康素养量表(Mental Health Literacy Scale, MHLS) [1]，共35题，包含识别、知识和态度3个维度，采用5点评估。问卷内容全面，内部一致性信度为0.87，而且其适用群体年龄为18岁以上，符合本次调查的大学生群体。
1.2.2. 问卷调查法
本次研究的调查问卷经多次修改，并征求了有关专家的意见。问卷主要包含学生基本情况，如性别、年级等。同时结合访谈法进行调查。
1.2.3. 文献综述法
通过数据库CNKI收集文献类型包括期刊论文、会议论文、学位论文、专著等仔细阅读筛选出的文献，提取关键信息(如研究问题、研究方法、研究结论等)。对文献进行分类整理，形成文献综述的框架。
梳理已有的文献发现，诸多学者在体育锻炼对心理健康素养的影响的研究较为广泛。张若琳、陈昊(2023)基于《中国教育现代化2035》提出的“提升学生健康素养”目标[2]，从健康认知、健康行为、健康管理能力3个维度构建大学生主动健康素养评价体系。通过全国32所高校的问卷调查，采用结构方程模型验证，研究建议高校将《普通高等学校健康教育指导纲要》与体育课程融合，强化数字化健康工具应用。李彦哲团队(2023)对8所“双一流”高校开展随机对照试验[3]，该研究为高校制定《学生体质健康干预方案》提供了循证依据。王雪等(2024)响应《“十四五”国民健康规划》中“推广主动健康管理”要求，开发基于AI的校园健康管理平台[4]。刘振宇、周雨彤(2023)依据Bronfenbrenner社会生态理论[5]，构建大学生健康行为的“个体–校园–政策”三级模型。赵卉心、孟煜杰(2022)基于《全民健身计划(2021~2025年)》政策目标，构建了包含运动设施覆盖率、社区体育活动频率、心理健康干预融合度的3级评价指标体系[6]，采用耦合协调度模型测算区域体育政策与心理健康服务的协同水平，表明“体卫融合”政策需加强跨区域联动。郭同济、钟思琪(2022)从数字运动监测(智能手环)、个性化运动处方生成(AI算法)、心理健康数据融合3个维度[7]，选取15项指标构建数字化运动干预效能评估体系。基于全国28省健身APP用户数据，运用贝叶斯模型平均法验证：数字运动指导使焦虑症状改善率提升17.3%，且政府体育专项补贴对干预效果具有显著正向调节作用。唐孝文、缪应爽等(2022)通过模糊粗糙集法筛选出影响学校体育政策的5项核心指标(日均运动时长、心理教师配比、运动风险评估等) [8]。
体育锻炼对心理健康素养的影响研究已取得显著进展，但仍存在若干亟待解决的问题。现有研究多集中于短期干预效果的观察，缺乏对体育锻炼长期效应的追踪研究。同时，多数研究停留在现象描述层面，对作用机制的探讨不够深入，特别是缺乏生物学层面的实证研究。
2. 实证分析
2.1. 描述性统计分析
在1073份有效样本中，男生625人(58.2%)，女生448人(41.8%)；大一至大四的学生数量分别为408人(38.0%)、252人(23.5%)、280人(26.1%)、133人(12.4%)。通过卡方检验比较样本与该校总体性别分布(χ2 = 6.32, p = 0.012)，发现男性比例略高。但亚组分析表明性别偏差未显著影响核心结论(如行为维度p = 0.96)。
除基本情况外，通过优化MHLS量表，据此从大学生心理健康量表的测试项目中分别从知识，态度，行为及自我效能感选取四个代表性问题(1 = 非常不符合，5 = 非常符合)，如下表所示：
由表1可知，58.15%的受访者对通过健康生活方式维持心理健康有较高的认知，表明心理健康素养的知识维度表现较好。虽然学习心理健康知识的意愿较高，但仍有59.93%的受访者持中等态度，表明需要进一步激发学习兴趣。80.33%的受访者在面对压力时会采取积极应对方式，表明心理健康素养的行为维度表现较好。仅有26.56%的受访者对通过实际行动提升心理健康水平持较高态度(等级4和5)，表明行动能力需要进一步加强。
Table 1. Four representative questions in the college students’ mental health scale
表1. 大学生心理健康量表中的四个代表性问题
问题 |
选项 |
人数 |
占比 |
我知道如何通过主动健康的生活方式维持心理健康 |
1 |
23 |
2.14% |
2 |
79 |
7.36% |
3 |
122 |
11.38% |
4 |
624 |
58.15% |
5 |
225 |
20.97% |
我愿意主动学习心理健康相关知识 |
1 |
32 |
2.98% |
2 |
104 |
9.69% |
3 |
643 |
59.93% |
4 |
208 |
19.38% |
5 |
86 |
8.02% |
当我感到压力时，我会采取积极的应对方式(如运动) |
1 |
8 |
0.75% |
2 |
34 |
3.17% |
3 |
169 |
15.75% |
4 |
487 |
45.39% |
5 |
375 |
34.94% |
我能够通过实际行动提升自己和他人的心理健康水平 |
1 |
137 |
12.77% |
2 |
271 |
25.26% |
3 |
380 |
35.41 |
4 |
168 |
15.66 |
5 |
117 |
10.90 |
Table 2. The comparison of the proportion of different dimension scores of male and female students in the average value of total scores is detailed in the table
表2. 男女生不同维度得分在总得分平均值中的占比比较详表
维度 |
男生中得分
高于(等于)平均值 |
男生中得分 低于平均值 |
女生中得分
高于(等于)平均值 |
女生中得分 低于平均值 |
知识 |
34.2% |
65.8% |
57.8% |
42.2% |
态度 |
53.6% |
46.4% |
66.7% |
33.3% |
行为 |
58.9% |
41.1% |
47.8% |
52.2% |
自我效能感 |
47.5% |
52.5% |
55.8% |
44.2% |
由表2可知，在知识维度上，57.8%的女生得分高于或等于平均值，而男生中仅有34.2%的人得分高于或等于平均值，表明女生在心理健康知识方面的掌握程度显著优于男生。在态度维度上，66.7%的女生得分高于或等于平均值，而男生中这一比例为53.6%，说明女生对心理健康问题的态度更为积极和开放。在行为维度上，58.9%的男生得分高于或等于平均值，而女生中这一比例为47.8%，表明男生在采取实际行动维护心理健康方面表现更好。在自我效能感维度上，55.8%的女生得分高于或等于平均值，而男生中这一比例为47.5%，说明女生在应对心理健康问题时的自信心略高于男生。总体来看，女生在知识和态度维度上表现更优，而男生在行为维度上表现更佳，自我效能感方面女生略占优势。
2.2. 独立样本t检验与单因素方差分析
独立样本t检验与单因素方差分析是进行差异性分析的重要方法，本文参考但懿、杨晨飞、李红娜[9]的研究方法，基于这两种方法观察性别、年级对心理健康素养测试四个维度的得分是否具有显著性差异。
Table 3. Independent sample t-test based on gender
表3. 基于性别的独立样本t检验
|
F |
显著性 |
t |
Sig. (双尾) |
知识得分 |
假定等方差 |
0.004 |
0.947 |
3.102 |
0.12 |
不假定等方差 |
|
|
3.121 |
0.002 |
态度得分 |
假定等方差 |
29.938 |
0.000 |
3.287 |
0.001 |
不假定等方差 |
|
|
3.394 |
0.001 |
行为得分 |
假定等方差 |
8.870 |
0.000 |
0.046 |
0.963 |
不假定等方差 |
|
|
0.048 |
0.962 |
自我效能感得分 |
假定等方差 |
0.944 |
0.331 |
−2.437 |
0.012 |
不假定等方差 |
|
|
−2.517 |
0.015 |
总得分 |
假定等方差 |
34.642 |
0.000 |
−2.865 |
0.004 |
不假定等方差 |
|
|
−3.018 |
0.003 |
由表3可知，知识得分、态度得分与总得分均不满足方差齐性，需要观察第二行的Sig值，经观察可知Sig值均小于0.05，具有显著的差异性。行为得分与自我效能感得分满足方差齐性，观察第一行Sig值即可，行为得分的Sig值大于0.05，因此行为得分相对于性别而言不存在显著性差异；自我效能感得分的Sig值小于0.05，具有显著性差异。
Table 4. One way ANOVA based on grade
表4. 基于年级的单因素方差分析
|
均方 |
F |
显著性 |
知识得分 |
组间 |
408.6 |
1.8 |
0 |
态度得分 |
组间 |
361.5 |
2.2 |
0.07 |
行为得分 |
组间 |
457.8 |
2.6 |
0.07 |
自我效能感得分 |
组间 |
589.6 |
2.8 |
0.04 |
总得分 |
组间 |
353.5 |
6.1 |
0 |
由表4可知，知识得分、自我效能感得分与总得分三项的p值小于0.05，表明对于不同的年级有显著性差异。其余测试项目得分的p值大于0.05，因此无显著性差异。以知识得分平均值为例，得分随着年级的增长而逐渐提高，以被测学生为例，大一学生知识得分的均分为75.3分，而大四学生知识得分的均分为80.5分。这一发现在相关研究中也得以证实，表明随着年级的提升，学生对心理健康知识的掌握程度逐渐增强。
2.3. 体育锻炼与MHL各项指标的相关性分析
为了探究体育锻炼与心理健康素养的关系，本文采用斯皮尔曼相关性分析法开展研究，并分3组进行。(1) 第一组：低锻炼组(每周运动频率低于2次，或单次运动时长少于30分钟)与心理健康素养的相关性分析。(2) 按性别分组；第二组：中锻炼组(每周运动频率2~4次，或单次运动时长30~60分钟)与心理健康素养的相关性分析；(3) 第三组：高锻炼组(每周运动频率5次及以上，或单次运动时长超过60分钟)与心理健康素养的相关性分析。
Table 5. Correlation analysis results of physical exercise and MHL indicators
表5. 体育锻炼与MHL各项指标的相关性分析结果
测试指标 |
体育锻炼水平得分 |
体育锻炼水平 |
1 (***) |
知识 |
0.14 (***) |
态度 |
0.18 (***) |
行为 |
0.15 (***) |
自我效能感 |
0.24 (***) |
由表5可知，体育锻炼水平与其余指标均存在一定的正相关性。体育锻炼水平与知识、态度、行为、自我效能感之间具有显著的弱相关性。体育锻炼水平越高代表学生参与锻炼的频率和时长越多，测试得分也就越高。这说明学生的体育锻炼水平对学生的心理健康知识、态度、行为以及自我效能感均有正向影响，但影响并不是很大。结果显示：体育锻炼水平与自我效能感的相关性最大，体育锻炼水平越高的学生自我效能感的得分越高，可能是由于经常锻炼的学生在应对心理健康问题时更加自信，或由于锻炼带来的积极心理体验，增强了他们的自我效能感。
3. 讨论
本研究通过分层随机抽样调查了徐州市某高校1073名大学生的心理健康素养现状及其与体育锻炼的关系，主要发现如下。
3.1. 性别差异的深入分析
本研究结果显示，女生在心理健康知识和态度维度上显著优于男生(知识维度：女生57.8%高于男生34.2%；态度维度：女生占比66.7%高于男生53.6%)，而男生在行为维度表现更突出(58.9%)。这一性别差异模式与王晓明和李静(2020)的研究结论基本一致[10]，但本研究通过多维度的量化分析，进一步揭示了性别差异的维度特异性。值得注意的是，本研究中男生在行为维度(58.9%)的优势较已有研究(47.8%)更为显著，这可能与样本高校体育课程设置特点有关。该校作为工科院校，男生占比较高(58.2%)，且体育课程强调实践性，这可能强化了男生的行为表现。这一发现为Bronfenbrenner社会生态理论提供了新的证据，说明校园环境特征可能调节性别差异的表现形式。
3.2. 年级影响的机制探讨
研究发现，随着年级的升高，学生在心理健康知识掌握和自我效能感方面呈现显著提升趋势。具体数据显示：大一学生知识得分的均分为75.3分，而大四学生提升至80.5分(Δ = 5.2分，p < 0.05)；自我效能感方面，高年级学生得分高于平均值的比例比低年级高出8.3个百分点(p < 0.04)。这一量化结果有力支持了“经验积累效应”的假设，表明随着在校时间的增加和经历的丰富，学生确实在认知层面和自信心方面获得了实质性提升。支持了张丽和刘伟(2019)关于“经验积累效应”的假设[11]。但值得注意的是，深入分析各维度数据发现一个值得关注的现象：态度维度(大一至大四得分率分别为63.2%、61.8%、64.5%、62.7%，p = 0.07)和行为维度(78.4%, 77.9%, 79.2%, 77.8%, p = 0.07)并未呈现显著的年级差异。通过交叉分析发现，这种差异模式可能反映以下深层机制：本研究中态度和行为维度未表现出年级差异，这与陈晓红和王芳(2021)的研究[12]存在分歧。可能的原因是：(1) 该校心理健康教育课程主要面向低年级开设；(2) 高年级学生面临就业压力，可能抵消了经验积累的积极效应。建议未来开发针对高年级学生的压力转化干预方案。
3.3. 体育锻炼作用的再认识
本研究通过数据分析验证了体育锻炼与心理健康素养之间存在显著的正向关联，具体表现为：体育锻炼水平与知识(r = 0.14, p < 0.01)、态度(r = 0.18, p < 0.01)、行为(r = 0.15, p < 0.01)及自我效能感(r = 0.24, p < 0.01)四个维度均呈现显著相关性。其中，自我效能感的相关性最强，这一发现具有重要的理论和实践意义。支持了李明和赵雪(2022)的Meta分析结果[13]。但相关性强度低于预期，可能原因包括：(1) 测量工具局限：采用自评问卷可能低估实际关联；(2) 剂量效应：本样本中高锻炼组仅占23.1%。结合数字化监测可能提高干预效果。建议未来研究采用客观运动监测设备(如智能手环)提高数据精度。
3.4. 理论贡献与实践启示
综上，性别和年级是影响大学生心理健康素养的重要因素，而体育锻炼作为一种积极的健康干预手段，能够在一定程度上提升心理健康素养，尤其是自我效能感。然而，为了更全面地提升大学生的心理健康素养，还需结合其他干预措施，形成多元化的心理健康教育体系。本研究通过整合心理健康素养的多维评估(知识、态度、行为、自我效能感)和分层抽样设计，弥补了O’Connor和Casey (2015)量表在中国文化背景下的应用局限。可以开发性别差异化的干预方案，如为女生设计知识强化模块，为男生设计行为激活训练。
未来研究应着重拓展研究对象的多样性，加强对特殊群体的关注；采用纵向追踪设计，探究体育锻炼的长期效应；引入多学科研究方法，特别是结合现代神经科学技术；加强理论创新，构建更完善的作用机制模型。这些研究方向的突破将有助于深化对体育锻炼促进心理健康素养作用机制的理解，为制定更有针对性的干预措施提供科学依据。
4. 结论与建议
4.1. 结论
(1) 大学生的心理健康素养水平存在性别差异，女生在知识和态度维度上表现更好，而男生在行为维度上表现更佳。
(2) 年级对心理健康素养的影响显著，高年级学生在知识得分和自我效能感得分上显著优于低年级学生。
(3) 体育锻炼与心理健康素养之间存在显著的正相关性，尤其是与自我效能感的相关性最强。
(4) 性别和年级在心理健康素养的不同维度上表现出显著差异，表明心理健康素养的提升需要针对不同群体采取差异化的干预措施。
4.2. 建议
第一，学校应重视心理健康素养的提升，针对不同性别和年级的学生设计差异化的心理健康教育课程。例如，针对女生可以加强心理健康知识的普及，而针对男生则可以鼓励他们通过实际行动来维护心理健康。同时，高年级学生可以通过更多的实践和体验活动来进一步提升自我效能感。
第二，学校应鼓励学生积极参与体育锻炼，尤其是那些心理健康素养较低的学生。体育锻炼不仅可以增强体质，还能提升心理健康素养，尤其是自我效能感。学校可以通过组织体育比赛、健身活动等方式，激发学生的锻炼兴趣。
第三，学生应重视心理健康素养的提升，主动学习心理健康知识，培养积极的心理健康态度，并通过实际行动来维护心理健康。同时，学生应合理安排时间，积极参与体育锻炼，增强自信心和应对心理健康问题的能力。
通过以上措施，可以有效提升大学生的心理健康素养水平，促进他们的身心健康发展。
基金项目
国家级大学生创新训练计划项目“基于主动健康的体育锻炼对大学生心理健康素养影响探析(编号：202411998025Z)”。