1. 前言
世界卫生组织(WHO)给健康下的定义：健康不仅仅是没有疾病和虚弱，而且是身体、心理和社会适应的完满状态[1]。由此可以推断个体健康的标准要符合三个条件：身体健康、心理健康和良好适应社会的能力。心理健康问题对人的日常生活、学习工作乃至未来发展都有重要影响[2]。心理健康作为所有大学生成长发展的重要因素，它还在精神医学专业学生的学业进程中扮演着关键角色。处于心理健康状态的大学生，能够以积极乐观的态度投入学习，面对复杂的专业知识和繁重的学业任务，他们具备更强的心理韧性，能有效应对学习压力，保持良好的学习动力与专注力。相反，若学生入学时存在心理健康隐患，如焦虑、抑郁等情绪问题，可能会导致学习效率低下，难以集中精力理解和吸收知识，进而影响学业。这种不良影响还可能随着学习的深入逐渐放大，对学生的职业规划与未来发展产生深远的负面效应。
随着疾病谱系的转变及生物－心理－社会医学模式的深入人心，心理健康逐渐得到社会各界的重视，中国对精神医学专业人才的需求量逐年增加[3]。精神医学被戏称为“最不科学的医学”，其原因在于精神科诊断缺乏心电、颅CT、血检等其他临床科室相对准确的实验室检查，而常用的心理评定量表则仅能反映当时的心理状态，不能完全等同于心理精神障碍的“诊断”[4]，要求医务人员需要对各类精神病症状的表现、诊断价值与各类精神障碍的关系及其与其他疾病的鉴别思路等非常熟悉，尤其需要将患者的症状表现、病史、心理评估等资料综合分析，即需要具备精神医学临床诊疗思维能力。若学生不具备临床诊疗思维能力，仅仅只是生搬硬套各种症状，对各类相近的精神障碍缺乏鉴别，易发生误诊，甚至导致治疗方案出现严重偏差[3]。精神医学专业学生在入学时就已经选择了这个充满挑战和使命感的学科。他们将要面对的是人类精神世界的复杂性和多样性，因此要求精神医学专业学生不仅需要专业的临床诊疗思维能力，还需要他们具有良好的心理健康状况，只有二者兼备，才能成为一名合格的精神科医生。所以在精神医学专业学生的背景下，探讨心理健康状况尤为重要，因为这不仅关乎他们个人的福祉，还与他们未来在精神健康领域的专业能力息息相关。目前研究分析心理健康状况与文化课、体育课成绩相关性的论文相对较少，以往学者的研究可能由于被试群体的差异导致结果也不尽相同，内容存在一定的局限性，例如学者王炜等人采用自制个人情况调查表、90项症状自评表(SCL-90)及艾森克人格问卷(EPQ)对某高职学院2017级5年制362名护士生进行调查，结果显示被试者心理健康水平越高，学业成绩也会相应越好[5]。而学者冉苒和施兰芳采用症状自评量表(SCL-90)对250名高职生进行测量，收集其期末考试成绩并转换为标准分，对高职学生的心理健康水平和学业成绩进行差异性检验和相关性检验，结果发现高职学生的心理健康水平与学业成绩无关[6]。此外学者袁勇我通过抽样调查的方式着重分析研究了三百名不同性别、不同年级、不同生源地的高职学生的心理健康状况与学业成绩之间的关系，结果表明学生年级的不同，其心理健康水平也会存在着一定程度的差异，进而对其学业成绩造成不同程度的影响与冲击[7]。基于以上学者的结论，本研究旨在分析心理健康状况与文化课、体育课成绩之间的相关性，为未来在这一领域进行更深入的研究奠定基础，并为高校改进教学方法和提高学生综合素质提供更有力的支持。
2. 研究对象和方法
2.1. 研究对象
选取精神医学专业2015级至2019级连续五年毕业生为研究对象。其中2015级92人，2016级145人，2017级172人，2018级129人，2019级91人。采用网络问卷集中自填和查询文献与相关数据库等方式进行调查，总计调查629人，剔除无效问卷和成绩数据缺失者，2015级实际调查人数90人，2016级实际调查人数142人，2017级实际调查人数147人，2018级实际调查人数122人，2019级实际调查人数87人，有效调查588人，有效率为93.4%。
2.2. 研究方法
采用的心理健康状况测量工具为症状自评量表(SCL-90)。该量表由90个条目组成，包括较广泛的精神症状学内容，从感觉、情感、思维、意识、行为直到生活习惯、人际关系、饮食睡眠等，要求受试者根据自己的实际情况就有无该症状做出评定。共分为躯体化、强迫、人际关系、抑郁、焦虑、敌对、恐怖、偏执、精神病及其他10个因子。采用1~5级评分制，1分 = 无、2分 = 轻度、3分 = 中度、4分 = 偏重、5分 = 严重。问卷得分越高表明其心理健康状况越差。主要应用于临床研究、心理咨询、精神科门诊，用来评定一个人是否有某种心理状况及其严重程度如何。
学业成绩评估选取学生大学期间必修课程环节数、必修获得绩点、必修平均学分绩点和大学期间体育课程环节数、体育获得绩点、体育平均学分绩点六项数据。
2.3. 数据分析
采用SPSS 27.0软件进行差异分析、相关性分析等数据统计处理，数据采用“平均值 ± 标准差”进行描述。
3. 结果
3.1. 对症状自测量表SCL-90进行信效度检验
在问卷调查和量表设计中，信度效度分析是不可缺少的步骤。信度分析确保数据的稳定性和可重复性；效度分析则确保数据真实反映了研究内容。克隆巴赫Alpha系数是一种常用的内部一致性指标，用于评估问卷或量表中各个项目的一致性。通常，Alpha值在0到1之间。本问卷的Alpha值为0.976，这表明问卷及量表具有极高的内部一致性(表1)。
Table 1. Confidence analysis table
表1. 信度分析表
KMO是一种用于衡量数据是否适合进行因子分析的统计量。取值范围从0到1。本问卷的KMO值为0.966且显著性为0.000，这说明问卷及量表中的各个项目之间有较高的相关性，能够很好地测量同一个潜在变量或特质(表2)。通过信度效度分析，可以得知本问卷可以用于接下来的研究中。
Table 2. Validity analysis table
表2. 效度分析表
KMO取样适切性量数 |
0.966 |
巴特利特球形度检验 |
近似卡方 |
31591.800 |
自由度 |
4005 |
显著性 |
0.000 |
3.2. 各年级大学生文化课、体育课成绩的描述性统计分析
如表3所示，2015级学生必修课程的修读情况较为稳定，绩点分布相对均衡，但仍有部分学生绩点较高或较低。体育课程的修读情况相对一致，大部分学生都修满了课程，体育绩点和学分绩点存在一定的变异性。整体数据分布较为合理，部分指标的标准差适中，说明学生在课程学习上存在一定的个体差异。
Table 3. Descriptive statistical analysis of students’ performance in cultural and physical education courses in the class of 2015
表3. 2015级学生文化课、体育课成绩的描述性统计分析
2015级(n = 90) |
平均值 ± 标准差 |
最小值 |
最大值 |
50% (25%, 75%) |
必修课程环节数 |
38.79 ± 0.64 |
35.0 |
40.0 |
39.0 (35.0, 39.0) |
必修获得绩点 |
102.76 ± 17.87 |
67.5 |
149.4 |
100.6 (90.75, 115.38) |
必修平均学分绩点 |
2.65 ± 0.44 |
1.89 |
3.83 |
2.58 (2.30, 2.96) |
体育课程环节数 |
3.90 ± 0.45 |
1.0 |
4.0 |
4.0 (4.0, 4.0) |
体育获得绩点 |
9.74 ± 3.30 |
1.4 |
18.6 |
9.85 (7.95, 12.18) |
体育平均学分绩点 |
2.47 ± 0.76 |
1.0 |
4.65 |
2.46 (1.99, 3.04) |
如表4所示，2016级学生必修课程修读情况较稳定，几乎所有学生都完成了相同的课程环节数，成绩整体较均衡，但仍有部分学生的绩点相对较低或较高。体育课程修读情况统一，所有学生的体育课程环节数一致，但体育绩点和学分绩点有较大波动，表明学生的体育成绩存在一定的差异。整体来看，2016级学生的学习情况相对稳定，课程修读要求较为严格，成绩分布较集中，只有少数学生的绩点表现与大多数人不同。
Table 4. Descriptive statistical analysis of students’ performance in cultural and physical education courses in the class of 2016
表4. 2016级学生文化课、体育课成绩的描述性统计分析
2016级(n = 142) |
平均值 ± 标准差 |
最小值 |
最大值 |
50% (25%, 75%) |
必修课程环节数 |
40.04 ± 0.37 |
39.00 |
44.00 |
40.00 (40.00, 40.00) |
必修获得绩点 |
108.78 ± 17.26 |
66.50 |
145.00 |
107.10 (95.48, 122.15) |
必修平均学分绩点 |
2.72 ± 0.43 |
1.71 |
3.62 |
2.68 (2.39, 3.05) |
体育课程环节数 |
4.00 ± 0.00 |
4.00 |
4.00 |
4.0 (4.0, 4.0) |
体育获得绩点 |
10.89 ± 2.99 |
2.90 |
17.60 |
10.75 (9.0, 13.20) |
体育平均学分绩点 |
2.72 ± 0.75 |
0.72 |
4.40 |
2.69 (2.25, 3.30) |
如表5所示，2017级学生必修课程修读情况相对均衡，绝大多数学生修读了50个环节，但仍有少数学生低于或高于这一标准。必修绩点和学分绩点分布较广，部分学生的绩点较高或较低，表现出一定的成绩差异。体育课程修读情况较为统一，大部分学生完成3个环节，体育绩点和学分绩点的分布较分散，说明在体育课程上的表现因个体差异而有所不同。整体来看，2017级学生的课程修读情况相对稳定，但个别学生在绩点和体育课程上存在一定的波动。
Table 5. Descriptive statistical analysis of students’ performance in cultural and physical education courses in the class of 2017
表5. 2017级学生文化课、体育课成绩的描述性统计分析
2017级(n = 147) |
平均值 ± 标准差 |
最小值 |
最大值 |
50% (25%, 75%) |
必修课程环节数 |
50.29 ± 3.17 |
29.0 |
65.0 |
50.0 (50.0, 50.0) |
必修获得绩点 |
144.25 ± 24.47 |
46.0 |
234.0 |
139.3 (129.85, 161.65) |
必修平均学分绩点 |
2.86 ± 0.45 |
1.38 |
4.09 |
2.77 (2.57, 3.19) |
体育课程环节数 |
3.01 ± 0.12 |
3.0 |
4.0 |
3.0 (3.0, 3.0) |
体育获得绩点 |
8.21 ± 2.28 |
3.2 |
13.1 |
8.3 (6.4, 10.0) |
体育平均学分绩点 |
2.73 ± 0.77 |
1.07 |
4.37 |
2.77 (2.13, 3.33) |
如表6所示，2018级学生必修课程修读情况稳定，大多数学生修读了53个环节，整体波动较小。必修绩点和学分绩点分布较广，部分学生的绩点较高或较低，存在一定的成绩差异，但整体表现较为集中。体育课程修读情况较统一，所有学生的体育课程环节数一致，但体育绩点和学分绩点分布较分散，说明个体差异较明显。整体来看，2018级学生的课程修读情况相对均衡，成绩分布相对集中，但个别学生的绩点表现与大多数人不同，尤其在体育课程上表现较为多样。
Table 6. Descriptive statistical analysis of students’ performance in cultural and physical education courses in the class of 2018
表6. 2018级学生文化课、体育课成绩的描述性统计分析
2018级(n = 122) |
平均值 ± 标准差 |
最小值 |
最大值 |
50% (25%, 75%) |
必修课程环节数 |
54.14 ± 3.49 |
53.0 |
68.0 |
53.0 (53.0, 53.0) |
必修获得绩点 |
153.45 ± 26.27 |
109.7 |
242.2 |
147.3 (132.27, 173.1) |
必修平均学分绩点 |
2.83 ± 0.45 |
2.07 |
3.99 |
2.72 (2.48, 3.17) |
体育课程环节数 |
4.0 ± 0.0 |
4.0 |
4.0 |
4.0 (4.0, 4.0) |
体育获得绩点 |
11.37 ± 2.77 |
4.0 |
17.6 |
11.5 (9.7, 13.28) |
体育平均学分绩点 |
2.84 ± 0.69 |
1.0 |
4.4 |
2.88 (2.42, 3.32) |
如表7所示，2019级学生必修课程修读情况稳定，大多数学生修读了48个环节，但仍有少数学生修读数量偏少。必修绩点和学分绩点分布较为集中，但仍存在一定的个体差异，部分学生的绩点较高或较低。体育课程修读情况大多数学生完成4个环节，但仍有少数学生修读较少，体育绩点和学分绩点的分布较分散，说明个体差异较明显。整体来看，2019级学生的课程修读情况相对均衡，成绩分布较为集中，但个别学生的绩点和体育成绩表现有所差异。
Table 7. Descriptive statistical analysis of students’ performance in cultural and physical education courses in the class of 2019
表7. 2019级学生文化课、体育课成绩的描述性统计分析
2019级(n = 87) |
平均值 ± 标准差 |
最小值 |
最大值 |
50% (25%, 75%) |
必修课程环节数 |
47.77 ± 3.53 |
16.0 |
53.0 |
48.0 (48.0, 48.0) |
必修获得绩点 |
131.06 ± 21.18 |
20.6 |
187.4 |
131.9 (117.35, 144.65) |
必修平均学分绩点 |
2.73 ± 0.4 |
1.29 |
3.9 |
2.75 (2.43, 3.01) |
体育课程环节数 |
3.98 ± 0.21 |
2.0 |
4.0 |
4.0 (4.0, 4.0) |
体育获得绩点 |
12.03 ± 2.7 |
2.1 |
17.7 |
12.5 (10.6, 13.5) |
体育平均学分绩点 |
3.01 ± 0.66 |
0.98 |
4.42 |
3.12 (2.65, 3.38) |
3.3. 心理健康状况与文化课、体育课成绩的相关性分析
由于样本量大于50，夏皮洛–威尔克(S-W)检验可能不适用，因此主要参考柯尔莫戈夫–斯米诺夫(K-S)检验的结果。如表8所示，所有变量在K-S检验中的显著性(Sig.)值大多小于0.05，表明这些数据显著偏离正态分布。特别是必修课程和公共体育课程的修读环节数，其统计值较高，偏离正态分布的程度更大。虽然公共体育获得绩点的K-S统计值较低，但显著性仍然较低，说明其分布依然不完全符合正态性。因此，在后续分析中，应考虑使用非参数检验或对数据进行转换，以适应统计分析的需求。
Table 8. Sample tests
表8. 样本检验
|
柯尔莫戈洛夫–斯米诺夫 |
夏皮洛–威尔克 |
统计 |
自由度 |
显著性 |
统计 |
自由度 |
显著性 |
必修修读课程环节数 |
0.234 |
588 |
0 |
0.866 |
588 |
0.000 |
必修获得绩点 |
0.049 |
588 |
0.002 |
0.99 |
588 |
0.000 |
必修获得平均学分绩点 |
0.06 |
588 |
0.000 |
0.991 |
588 |
0.001 |
公共体育修读课程环节数 |
0.459 |
588 |
0.000 |
0.559 |
588 |
0.000 |
公共体育获得绩点 |
0.032 |
588 |
0.200* |
0.996 |
588 |
0.226 |
公共体育获得平均学分绩点 |
0.046 |
588 |
0.004 |
0.992 |
588 |
0.004 |
总分 |
0.087 |
588 |
0.000 |
0.926 |
588 |
0.000 |
如表9所示，心理健康状况总分与必修课程数(−0.114, p < 0.01)和必修课程成绩(−0.103, p < 0.05)呈显著负相关，说明心理健康状况较好的学生通常选修更多必修课程，并取得更高的成绩，可能是因为他们具备更稳定的学习节奏或更强的自信心。而心理健康状况与体育课程数(−0.032)和体育成绩(−0.013)的相关性较弱且不显著，表明心理健康对体育课程的参与度或成绩提升的影响较为有限。总体来看，心理健康状况较佳的学生在学业上的表现相对更优，而心理健康对体育相关因素的影响较小。
Table 9. Correlation analysis between mental health status and performance in cultural and physical education courses
表9. 心理健康状况与文化课、体育课成绩的相关性分析
|
总分 |
必修课程数 |
必修获得绩点 |
必修平均学分绩点 |
体育课程数 |
体育获得绩点 |
必修课程数 |
−0.114** |
|
|
|
|
|
必修获得绩点 |
−0.103* |
0.704** |
|
|
|
|
必修平均学分绩点 |
−0.034 |
0.160** |
0.771** |
|
|
|
体育课程数 |
−0.032 |
−0.277** |
−0.288** |
−0.099* |
|
|
体育获得绩点 |
−0.013 |
0 |
0.247** |
0.388** |
0.436** |
|
体育平均学分绩点 |
0.012 |
0.120** |
0.405** |
0.479** |
0.047 |
0.902** |
*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001.
3.4. 不同年级大学生心理健康状况的差异性分析
如表10所示，使用Kruskal-Wallis H检验分析了10个因子及总分在2015至2019年间的变化情况。结果显示，所有因子在不同年份之间存在显著差异(p值大多数小于0.05，甚至小于0.001)，这表明在这段时间内，心理健康状况有了显著的改善。尤其是因子2、因子3、因子4和因子5，均表现出显著的下降趋势，说明这些因子的心理健康状况在2019年较2015年有所改善。总分也显示出显著下降，反映出整体心理健康水平的提升。因此，整体来看，这些变化可能与健康管理、干预措施或其他环境因素的改善有关，显示出心理健康状况的逐步改善。
Table 10. Differential analysis of mental health status of college students in different grades
表10. 不同年级大学生心理健康状况的差异性分析
因子 |
四分位数(50% (25%, 75%)) |
H |
p |
2015 |
2016 |
2017 |
2018 |
2019 |
因子1 |
16 (14, 20) |
16 (13.75, 20) |
17 (14, 21) |
15 (13, 19.75) |
15 (13, 19) |
12.851 |
0.012 |
因子2 |
21 (18, 24) |
20 (17, 23) |
20 (17, 23) |
17 (13, 21) |
17 (14, 23) |
38.597 |
<0.001 |
因子3 |
17 (14, 22) |
16.5 (13.75, 20) |
17 (13, 20) |
14 (10.25, 18) |
14 (12, 19) |
37.346 |
<0.001 |
因子4 |
20 (17, 24) |
20.5 (17, 25) |
19 (17, 24) |
17 (13.25, 23) |
18 (15, 25) |
21.009 |
<0.001 |
因子5 |
16 (14, 20) |
16 (14, 20) |
16 (14, 19) |
14 (11, 18.75) |
14 (12, 18) |
26.307 |
<0.001 |
因子6 |
9 (7, 11) |
9 (7, 11) |
9 (7, 12) |
8 (7, 11) |
8 (7, 11) |
11.093 |
0.026 |
因子7 |
10 (8, 13) |
10 (8.12) |
9 (8, 11) |
8 (7, 11) |
8 (7, 11) |
26.926 |
<0.001 |
因子8 |
10 (8, 12) |
10 (8, 12) |
10 (8, 12) |
8 (7, 10) |
9 (7, 11) |
26.240 |
<0.001 |
因子9 |
16 (13, 18) |
15 (13, 18) |
16 (13, 18) |
13 (11, 16.75) |
14 (11, 17) |
25.032 |
<0.001 |
因子10 |
11 (9, 13) |
11 (9, 13.25) |
11 (9, 13) |
9 (7, 12) |
9 (8, 12) |
29.961 |
<0.001 |
总分 |
146 (130, 168) |
148 (124, 166) |
148 (122, 172) |
124 (103, 160) |
131 (110, 165 |
30.840 |
<0.001 |
注：因子1，躯体化；因子2，强迫；因子3，人际敏感；因子4，抑郁；因子5，焦虑；因子6，敌对；因子7，恐怖；因子8，偏执；因子9，精神病性；因子10，其他。
4. 讨论
4.1. 精神医学专业学生心理健康状况和文化课成绩的关系
本研究表明，心理健康状况与必修课程数和必修课程成绩呈显著正相关，心理健康状况较好的学生通常选修更多必修课程，并取得更高的成绩。心理健康状况良好的精神医学专业的学生在性格上更加积极乐观，容易建立良好的人际关系，善于团队合作解决问题，这些都会促进文化课成绩的提高。同样精神医学专业学生通过专业文化课学习心理学的理论知识，如发展心理学、社会心理学、医学心理学等。这些知识可以帮助他们更好地理解自身心理发展的过程和特点。例如，在学习弗洛伊德的精神分析理论后，他们能够深入分析自己潜意识中的冲突和欲望，对自己的情绪和行为有更清晰地认识，从而更好地调整心态，保持心理健康。以此形成心理健康状况良好和学习成绩优异的正向循环。
反过来说，心理健康状况较差的学生，其学业成绩也相对较低。学者李可涵、刘怡娟的研究表明，抑郁不仅表现出精神症状和躯体症状，还会影响人的认知功能，主要表现为注意力、学习记忆以及执行功能障碍。集中精神需要大量的精神能量，而抑郁会夺走精神能量，从而分散注意力，使得手头正在做的事情变得越来越困难，甚至使人产生焦虑感，从而导致大脑思维反应迟钝，注意力难以集中，语言表达能力下降，词不达意[8]。这些都将会影响学生的课堂互动和听课效率，从而对文化课成绩造成消极影响。此外，抑郁患者也存在不同程度的记忆力减退，主要表现在瞬时记忆和短时记忆的减退[8]。同时，长期处在一种压力环境下的学生，可能会导致海马体的萎缩，从而影响长时记忆，进一步影响学生的文化课成绩。以上因素导致的文化课成绩的下降也会对心理健康造成负面影响，以此形成心理健康状况恶化和文化课成绩下降的恶性循环。
4.2. 精神医学专业学生心理健康状况和体育课成绩的关系
本研究显示，心理健康状况与体育课程数和体育成绩的相关性较弱且不显著，表明心理健康的改善作用对单纯的体育课程或成绩提升有限。因为体育成绩多依赖于先天身体素质和后天训练强度，这些因素与心理健康状况的关联性较弱，例如先天长得高的学生在篮球运动方面得分更高，肺活量大的学生在长跑方面更有优势，长期坚持拉伸训练的学生弹跳力更强等。这也说明我们在关注大学生心理健康的同时也应该关注大学生的身体健康，增强体育锻炼，促进大学生全面发展。
4.3. 对高校教育的建议
强迫症、人际关系敏感、偏执等仍旧是精神医学专业学生主要的心理问题，高校心理健康教育应注重强化学生的心理素质。而强化学生心理健康素质离不开对心理健康知识的掌握和学习，我认为，高校应该加大力度增强精神医学专业学生精神心理专业知识的学习，高校可从多方面进行增强，如适当增加心理相关选修课数量、组织心理健康知识竞赛以及与心理健康教育有关的活动等。让学生主动参与其中不仅更有益于学生心理素质的强化，提高学生排解不良情绪的能力，还促使学生掌握了更多精神心理专业知识，也辅助促进了他们文化课的学习。医学生课业内容复杂且繁重，且面临就业、科研、经济等各方面压力，难免会有阶段性焦虑、抑郁，学校应该重视起来，以免学生心理健康状况发生恶化。
4.4. 对精神医学专业学生的建议
本研究从调查分析结论出发，为精神医学专业学生提出建议：正确认识和悦纳自己，自信自强，有效自我控制，不要对未来离自己很远的事情焦虑，注重当下，注重本我。在学习方面，掌握适合自己的学习方法，并尝试在学习中找到乐趣；在人际关系方面，去和与自己契合的人做朋友，一起学习一起进步，结交诤友，远离损友；在家庭方面，多和父母交流沟通最近的生活、学习情况，从父母身上汲取正能量。在体育锻炼方面，设置合理的目标，循序渐进，必要时设立一定的奖励机制，养成每天运动的好习惯。
5. 研究不足
本研究被试群体样本量较少，仅面向本校2015级~2019级精神医学专业的588名学生，研究范围较狭窄，可能不具有广泛的代表性。本研究并未涉及精神医学专业学生性别、城镇等的深入区分探讨，研究面较浅。精神医学专业学生的被试群体内部不完全是同质的，因而造成心理健康状况不同的原因可能是群体内部的差异，如家庭条件、父母文化程度、被试的气质类型等。
6. 研究结论
通过研究我们得出结论，精神医学专业大学生的入学心理健康状况与其文化课成绩有显著的正相关关系而与其体育课成绩的相关性不显著，说明心理健康状况对精神医学专业大学生的文化课成绩影响较大，而对精神医学专业大学生的体育课成绩影响较弱。因此，高校校园应开展心理健康教育活动来实现学生学业成绩和综合素质的全面提升，比如邀请知名心理健康专家开展大学生心理健康讲座，使学生能够面对面地与专家老师交流沟通，从而咨询心理健康问题，及时地得到积极的解决方案与建议；开展心理健康教育的相关课程，在理论教育的熏陶下让同学们学习相关的心理健康知识，了解解决心理健康问题的一些基本做法等。虽然心理健康状况对大学生体育课成绩影响不太显著，但是大学生仍应注重自身的体育锻炼，保持良好的身体素质，促进自己的全面发展。同时，我们也呼吁社会各界更加关注大学生心理健康问题，共同营造有利于大学生身心健康成长的良好环境。
基金项目
2024年大学生创新创业训练计划项目(No. cx2024340py)。
NOTES
*通讯作者。