1. 引言
近年来，国家和各地政府逐步加强了大学生健康管理和健康教育的工作，出台了多项政策和战略，鼓励形成健康的生活方式和习惯。《健康中国行动(2019~2030年)》明确提出，要增强全体国民的健康意识，减少肥胖、吸烟、酗酒等不良习惯的发生，特别强调要加强学生群体的健康管理。2025年全国两会期间，国家卫生健康委主任雷海潮提出，继续推进“体重管理年”行动，鼓励健康饮食、积极参与运动锻炼等良好生活方式的养成[1]。此外，广东省卫生健康委与其他16个部门联合制定的《广东省“体重管理年”活动实施方案》，进一步推动了健康生活方式的普及[2]。
在国家和各地政府逐渐加强健康教育与健康生活方式的背景下，大学生群体的健康问题却不容乐观。特别是在职业本科教育体系中，学生们常常在过度的学业负担和未来就业的焦虑中，逐渐养成了不健康的生活方式，如不均衡的饮食习惯、缺乏规律的体育锻炼、睡眠不足、长期久坐等问题。这些不健康的生活方式不仅影响学生的身体健康，还可能导致心理健康问题，从而在一定程度上制约其学业和未来职业发展的潜力。
世界卫生组织指出，健康的生活方式，如健康饮食、适量运动和充足睡眠，是预防慢性非传染性疾病的关键因素[3]。健康饮食、适量运动和充足睡眠不仅能够有效提高个体的身体健康，也能改善其心理状态，缓解压力，提高情绪管理能力。尤其是在面对学业和社会压力时，拥有良好的健康习惯能够增强个体的心理韧性，为其应对挑战提供动力和支持。因此，促进大学生群体的健康生活方式，已成为提高学生综合素质、促进其全面发展的重要环节。
然而，尽管我国在健康教育领域取得了不少进展，大学生群体中的健康生活方式普及率依然较低。许多大学生由于面临学业压力、就业焦虑等多重困境，未能形成积极的健康习惯。此外，缺乏健康意识、低自我效能感等心理问题进一步制约了他们的健康行为。已有研究主要聚焦于大学生的饮食习惯和运动频率等表面现象，但对健康意识、心理机制，尤其是自尊和社会支持在健康生活方式中的作用研究相对较少。
本研究基于心理资本理论与社会认知理论，构建了以健康意识为前因变量，自尊和社会支持为中介变量，健康生活方式为结果变量的链式中介模型。研究通过深入分析自尊和社会支持在大学生健康生活方式形成中的作用机制，旨在揭示影响职业本科生健康生活方式的心理与社会路径。
2. 文献综述与研究假设
健康意识是指个体对自身健康状况及相关行为的认知、关注与重视程度。健康意识不仅仅体现在个体采取的健康行为上，更包括个体对健康的态度和对健康管理责任的感知。健康意识的提升，涉及通过自我健康评估、责任感的增强以及健康动机的激发，促进个体采取更加积极的健康行为。大学生群体普遍缺乏足够的健康意识，尽管处于身体健康的黄金阶段，但他们对于健康风险和健康管理的关注度相对较低。加之现代社会生活节奏的加快、外部环境变化的剧烈以及作息时间的多样化，大学生在养成健康生活方式方面面临较多挑战。
已有研究表明，个体的健康意识在其健康行为和生活方式的选择中扮演着至关重要的角色[4]。提高健康意识不仅有助于减缓生活方式相关疾病的发生，还能有效激励个体持续改善健康状况。健康意识的提升有助于大学生从内心深处认知到健康生活的重要性，从而更主动地调整饮食、作息、运动等生活习惯。因此，健康意识被认为是影响大学生健康生活方式的重要预测因子。因此，我们提出假设1：健康意识会积极影响大学生的健康生活方式(H1)。
尽管已有研究证实了健康意识与健康生活方式之间的相关性，但很少有研究深入探讨二者之间潜在的心理机制。本研究旨在填补这一空白，探索健康意识如何通过自尊和社会支持等心理因素，间接促进大学生健康生活方式的形成。
社会认知理论认为，个体的行为、认知和环境之间存在相互影响和反馈的作用关系。在这一理论框架下，个体的健康意识作为一种内在认知驱动因素，能够引导其采取健康的生活方式。具体而言，健康意识的增强促使个体更关注自身健康，从而更倾向于采取健康行为。此外，健康行为的关注能够提升个体的自尊感，而高自尊的个体更可能坚持并执行健康行为。自尊与健康生活方式之间的正相关关系已被多个研究证实。自尊高的个体更容易保持良好的饮食习惯和规律的锻炼，并能有效管理和控制不健康的生活方式。因此，我们提出假设2：健康意识通过自尊的中介效应，积极影响大学生的健康生活方式(H2)。
社会支持是一种重要的心理资源，指个体在生活中从家庭、朋友、同事及社区中获得的情感支持、信息支持和物质支持等。研究表明，社会支持与个体的健康行为存在显著的正相关关系。特别是在青少年和大学生群体中，家庭、朋友和同伴的支持对健康行为起到了积极的促进作用。健康意识的提高可以增强个体在社会支持网络中的互动，从而促进健康行为的实施。例如，获得来自父母和朋友的支持，有助于大学生维持健康的饮食和锻炼习惯。因此，我们提出假设3：健康意识通过社会支持的中介效应，间接促进健康生活方式的形成(H3)。
已有研究表明，自尊和社会支持是影响健康生活方式的两个重要因素。自尊较高的个体往往更关注自身的身体健康，并更愿意采取积极的健康行为，如合理饮食和定期运动。同时，社会支持在增强个体自尊方面也起着重要作用，尤其是来自家庭和朋友的情感支持。这表明，自尊和社会支持不仅是健康行为的直接影响因素，且在健康生活方式形成过程中可能发挥联动作用。因此，我们提出假设4：健康意识会通过自尊和社会支持的链式中介效应，影响大学生的健康生活方式(H4)。
3. 研究设计与方法
3.1. 研究对象与程序
本研究采用便利抽样法，从广东工商职业技术大学的在校本科大学生中招募参与者。招募活动自2024年3月23日开始，至2024年4月12日结束。所有参与者均为自愿参与，并通过在线问卷的形式提交了调查数据。最终，研究共收到1297份问卷。对所收集的数据进行了严格的筛查与处理，筛选标准包括：(1) 排除填写时间过短、不完整或信息不一致的问卷；(2) 排除答题模式单一、所有问题选择相同选项的问卷。经过筛选后，最终纳入1169名有效参与者(男性554名，女性615名)。参与者的平均年龄为20.56岁(标准差 = 1.730；年龄范围：18至23岁)。在研究开始前，所有参与者均签署了详细的知情同意书，确保他们充分理解研究的目的、流程以及可能的影响，并在明确同意的基础上参与本研究。
3.2. 测量工具
为了确保量表在中文语境中的适用性与有效性，本研究采用了严格的双向翻译程序对所有原版英文量表进行本土化处理。具体步骤如下：首先，由一名具有心理学背景的研究人员将原始英文量表翻译为中文；随后，另一名熟悉中英文的双语译者在未接触初译文本的情况下，将翻译后的中文量表回译为英文。研究团队在对比原始英文版本与回译结果后，仔细审查了语言与语义的一致性，并根据需要对量表中的文化特定表达进行了适当的调整，以确保量表在语言表达和文化适配方面的等效性。最终，研究团队确认了适用于中文语境的正式中文版量表，并用于本研究的数据收集。
3.2.1. 健康意识
健康意识是指个体对自身健康状态及其相关行为的认知与关注程度。本研究使用了健康意识量表(Health Awareness Scale, HAS)来测量参与者的健康意识[5]。该量表包含6个条目，采用7点李克特量表评分(1 = 非常不同意，7 = 非常同意)。量表得分越高，表明个体的健康意识越强。该量表的克隆巴赫系数为0.991，表明具有良好的内部一致性。
3.2.2. 健康生活方式
健康生活方式指个体在饮食、运动、休息等方面的行为表现。本研究使用饮食与健康生活方式量表(Diet and Healthy Lifestyle Scale, DEVS)来测量大学生的健康生活方式[6]。该量表由14个条目组成，每个条目的回答选项为3个(1 = 最小感知摄入量，3 = 最大感知摄入量)。量表总分越高，表示个体健康生活方式的水平越高。该量表的克隆巴赫系数为0.932，具有较高的信度。
3.2.3. 自尊
自尊指个体对自我价值的整体评估。本研究使用了罗森伯格自尊量表(Rosenberg Self-Esteem Scale, RSES)来测量参与者的自尊水平[7]。该量表包含10个条目，采用4点李克特量表评分(1 = 非常不符合，4 = 非常符合)。量表总分越高，表示个体的自尊水平越高。本研究中的克隆巴赫系数为0.996，表明量表具有良好的内部一致性。
3.2.4. 社会支持
社会支持是指个体从家庭、朋友、同事等人际关系网络中获得的情感、信息和物质帮助。本研究使用社会支持量表(Oslo Social Support Scale, OSSS-3)来衡量社会支持水平[8]。该量表由3个条目组成，其中第一个条目使用4点李克特量表评分，其余两个条目使用5点李克特量表评分。量表得分越高，表示个体获得的社会支持水平越高。该量表的克隆巴赫系数为0.981，具有较高的信度。
3.4. 数据分析策略
本研究使用SPSS 27.0软件及其附加的PROCESS宏插件对数据进行了统计分析。为了排除潜在的共同方法偏差，本研究首先进行了哈曼单因素检验。通过探索性因子分析检查数据的潜在因素结构，若第一个公共因子解释的方差低于40%，则表明数据中未存在显著的共同方法偏差。
本研究采用描述性统计和皮尔森相关分析，初步检验各主要变量之间的相关性，为后续的中介效应分析提供基础信息。为验证链式中介模型的显著性，研究使用了PROCESS宏中的模型6，该模型适用于检验一个自变量通过两个中介变量依次作用于因变量的路径结构。
在中介效应检验过程中，我们使用Bootstrap自助法进行显著性检验，设定重复抽样次数为5000次，置信区间为95%。若Bootstrap生成的置信区间不包含零，则表明中介效应达到了统计显著性。此外，为避免多重共线性对结果产生干扰，所有相关变量在分析前进行了标准化处理，以确保回归分析的稳定性与准确性。
4. 研究结果
4.1. 共同方法偏差检验
为了检验本研究中可能存在的共同方法偏差，我们进行了哈曼单因素检验。该检验旨在评估因使用相同数据来源或同一测量工具而导致的潜在偏差。哈曼单因素检验的结果表明，提取出的4个因子中，只有第一个因子的特征值大于1，且其解释的方差为38.106%，低于通常设定的40%阈值。因此，可以认为本研究中的共同方法偏差并未对数据分析结果产生显著影响，研究中变量之间的关系可被视为具有较高的信度和效度。
4.2. 描述统计与相关分析
描述性统计和相关分析结果详见表1。各变量的均值、标准差以及变量间的相关系数表明，健康意识、健康生活方式、自尊和社会支持之间均存在显著的正相关关系。健康意识与健康生活方式之间的相关系数为0.208 (p < 0.001)，自尊与健康生活方式的相关系数为0.384 (p < 0.001)，社会支持与健康生活方式的相关系数为0.405 (p < 0.001)，健康意识与自尊的相关系数为0.101 (p < 0.01)，健康意识与社会支持的相关系数为0.122 (p < 0.001)，自尊与社会支持的相关系数为0.124 (p < 0.001)。
Table 1. Means, standard deviations, and correlation matrix of each variable (N = 1169)
表1. 各变量均值、标准差及相关矩阵(N = 1169)
|
平均值 |
标准差 |
1 |
2 |
3 |
4 |
1. 健康意识 |
20.200 |
7.713 |
1 |
|
|
|
2. 健康生活方式 |
22.847 |
7.007 |
0.208*** |
1 |
|
|
3. 自尊 |
24.502 |
11.001 |
0.101** |
0.384*** |
1 |
|
4. 社会支持 |
6.824 |
3.813 |
0.122*** |
0.405*** |
0.124*** |
1 |
**p < 0.01, ***p < 0.001.
4.3. 链式中介模型检验
链式中介分析结果如图1所示，回归分析结果见表2。健康意识显著正向预测健康生活方式(β = 0.120, p < 0.001)、自尊(β = 0.145, p < 0.001)和社会支持(β = 0.055, p < 0.001)。此外，自尊显著正向预测健康生活方式(β = 0.208, p < 0.001)和社会支持(β = 0.039, p < 0.001)，社会支持显著正向预测健康生活方式(β = 0.641, p < 0.001)。
中介效应分析结果见表3。首先，健康意识对健康生活方式具有显著的直接效应(β = 0.120, 95% CI [0.076, 0.165])，验证了假设1(H1)：健康意识显著正向预测健康生活方式。接下来，三条中介路径的间接
Figure 1. Results of the chain mediation model (***p < 0.001)
图1. 链式中介模型结果(***p < 0.001)
Table 2. Regression analysis results among variables (N = 1169)
表2. 各变量间的回归分析结果(N = 1169)
因变量 |
自变量 |
R |
R2 |
F |
β |
t |
95%置信区间 |
健康生活方式 |
|
0.54 |
0.29 |
161.97*** |
|
|
|
|
健康意识 |
|
|
|
0.120 |
5.32*** |
[0.076, 0.164] |
|
自尊 |
|
|
|
0.208 |
13.14*** |
[0.177, 0.240] |
|
社会支持 |
|
|
|
0.641 |
13.97*** |
[0.551, 0.731] |
社会支持 |
|
0.17 |
0.03 |
16.44*** |
|
|
|
|
健康意识 |
|
|
|
0.055 |
3.81*** |
[0.027, 0.083] |
|
自尊 |
|
|
|
0.039 |
3.88*** |
[0.019, 0.059] |
自尊 |
|
0.10 |
0.01 |
12.12*** |
|
|
|
|
健康意识 |
|
|
|
0.145 |
3.48*** |
[0.063, 0.226] |
***p < 0.001.
Table 3. Indirect effects of each path (N = 1169)
表3. 各路径的间接效应(N = 1169)
|
效应值 |
标准误 |
95%置信区间 |
下限 |
上限 |
健康意识→自尊→健康生活方式 |
0.030 |
0.009 |
0.013 |
0.049 |
健康意识→社会支持→健康生活方式 |
0.035 |
0.010 |
0.017 |
0.055 |
健康意识→自尊→社会支持→健康生活方式 |
0.004 |
0.002 |
0.001 |
0.007 |
直接效应：健康意识→健康生活方式 |
0.120 |
0.023 |
0.076 |
0.165 |
总间接效应 |
0.069 |
0.014 |
0.041 |
0.097 |
总效应 |
0.189 |
0.026 |
0.138 |
0.240 |
效应均显著，进一步验证了健康意识通过心理机制影响健康生活方式。健康意识→自尊→健康生活方式(β = 0.030, 95% CI [0.013, 0.049])支持假设2 (H2)，即健康意识通过自尊对健康生活方式产生间接影响；健康意识→社会支持→健康生活方式(β = 0.035, 95% CI [0.017, 0.055])支持假设3 (H3)，即健康意识通过社会支持对健康生活方式产生间接影响；健康意识→自尊→社会支持→健康生活方式(β = 0.004, 95% CI [0.001, 0.007])验证了假设4 (H4)，即健康意识通过自尊和社会支持的链式中介路径对健康生活方式产生间接影响。
5. 讨论
本研究基于职业本科生群体，构建了一个链式中介模型，探索了健康意识、健康生活方式、自尊与社会支持之间的关系及其相互作用路径。研究结果表明，健康意识不仅直接影响大学生的健康生活方式，还通过自尊和社会支持的中介效应，进一步促进健康生活方式的形成。以下将围绕研究假设进行深入讨论。
5.1. 健康意识的直接效应
本研究发现，健康意识显著正向预测大学生的健康生活方式，验证了假设1 (H1)。这一结果表明，健康意识是促进健康生活方式的重要因素。具体而言，大学生对健康的关注能够直接促使他们采取更加积极的健康行为，如合理饮食、定期运动等。此前的研究也指出，健康意识能够显著影响个体的健康行为决策。本研究的结果进一步证实了这一理论，并且扩展了健康意识对健康生活方式的广泛影响，表明提高健康意识能够有效促使大学生形成健康的生活习惯，并且提升他们的整体健康水平。
5.2. 自尊的中介效应
在健康意识与健康生活方式之间，自尊起到了显著的中介作用，验证了假设2 (H2)。健康意识的提高能够增强个体的自尊感，而自尊感强的个体更容易采纳健康的生活方式。这一结果与心理学理论一致，自尊作为个体对自我的评价和认知，影响着其行为选择。具有高自尊的大学生更倾向于进行自我照顾，参与健康的饮食和运动行为，且能够更好地应对压力和挫折。因此，自尊在健康意识对健康生活方式的影响过程中起到了桥梁作用，是促进健康行为的心理基础。
5.3. 社会支持的中介效应
研究还发现，社会支持在健康意识与健康生活方式之间起到了重要的中介作用，验证了假设3 (H3)。个体在感知到来自家庭、朋友和社会的支持时，更容易在健康行为上取得积极进展。社会支持通过提供情感支持、信息支持以及实际帮助，增强了个体的健康行为执行力。尤其是在健康意识较强的个体中，社会支持能够进一步提升他们的行为动机，并为其提供实际的支持资源，从而帮助他们维持健康的生活方式。因此，社会支持不仅是促进健康行为的外部资源，也通过增强个体的自我效能感，提升其健康行为的持久性。
5.4. 健康意识通过自尊和社会支持的链式中介效应
此外，本研究揭示了健康意识通过自尊和社会支持的链式中介效应，进一步影响健康生活方式，验证了假设4 (H4)。这一结果表明，健康意识不仅通过自尊激发个体的健康行为，还通过社会支持增强个体的健康行为实施能力。换言之，健康意识通过两条心理路径(自尊与社会支持)间接作用于健康生活方式，构成了一个复杂的心理–行为–社会支持的协同系统。这一发现丰富了我们对健康行为形成机制的理解，也为未来的健康教育干预提供了新的思路：通过多层次的心理和社会支持体系，促进大学生形成和维持健康的生活方式。
5.5. 研究局限与未来展望
尽管本研究在理论构建与实证验证方面具有一定创新性，但仍存在一些局限。首先，本研究的样本来自于单一高校，且研究采用横断面设计，未能揭示变量之间的时间动态与因果关系。未来研究可以扩展样本来源，纳入不同地区、不同类型高校的大学生群体，采用纵向研究设计，进一步探讨健康意识、健康生活方式、自尊与社会支持之间的因果关系及其变化过程。其次，本研究未控制可能影响健康生活方式的其他因素，如个体的身体状况、健康教育经历等。未来研究可以考虑更多的控制变量，以提高研究结果的严谨性和可靠性。
6. 结论与启示
6.1. 结论
本研究认为健康意识不仅直接影响大学生的健康生活方式，还通过自尊和社会支持的中介效应，进一步促进健康生活方式的形成，本研究的结果为健康行为的心理机制研究提供了重要的实证支持。通过链式中介模型，我们揭示了健康意识如何通过自尊和社会支持的双重路径，促进大学生健康生活方式的形成，为理论提供了新的视角和方法。健康意识不仅仅是个体健康行为的直接驱动力，更通过心理和社会支持机制影响其健康行为的持续性和适应性。
6.2. 启示
6.2.1. 健康教育与心理支持
高校应注重综合性健康教育的开展，结合课堂教学、生活辅导和课外活动，通过健康意识提升课程、讲座、健康主题活动、班主任与辅导员协同谈心谈话等多种形式，促进学生对健康的认知转变。同时，心理辅导也是促进学生健康生活方式的重要途径。提供专业的心理健康支持，帮助学生建立积极的自我认知，增强自尊心，将有效改善他们的健康行为。
6.2.2. 社会支持系统
高校应积极搭建多层次的社会支持网络，确保学生在生活、学习和情感上的需求能够得到充分的关注与满足。除了家庭和朋友的支持外，学校应加强与社会组织、社区、企业和医院等单位的合作，建立社会支持平台，为学生提供情感支持、健康咨询以及资源共享等服务。这不仅能增强学生的社会归属感，也能在实际生活中促进健康行为的持续和改善。
6.2.3. 政策层面
政策出台应关注社会支持体系的公平性，尤其是在不同社会经济背景的学生群体之间。建立更具包容性的社会支持网络，确保所有学生能够平等享有心理健康资源和社会支持。相关政策应鼓励学校与社区、医院等单位联合开展健康促进项目，为大学生提供系统的健康教育和支持，营造更加健康和积极的社会环境。
6.2.4. 健康生活方式的长效机制
为确保学生能够在大学期间养成长期有效的健康生活习惯，学校应将健康生活方式作为学生综合素质评价的一部分。将健康行为的管理纳入学校的长期规划，不仅有助于大学生的个人发展，还能为社会培养更健康的未来人才。通过将健康教育与学校文化建设、社会支持体系的融合，能够有效推动学生健康行为的长期持续性。
基金项目
2025年度肇庆市哲学社会科学规划项目“生态文明建设背景下肇庆绿色生活方式数字推广策略研究”(25GJ-240)；2025年度肇庆市哲学社会科学规划项目“生态文明建设背景下肇庆绿色生活方式数字推广策略研究”(25GJ-242)；2024年广东工商职业技术大学本科层次职业教育试点改革理论与实践研究规划项目“家庭资本对职业本科大学生积极心理品质的影响：自我效能感的中介作用研究”(GDGSGY2024042)；2024年广东工商职业技术大学本科层次职业教育试点改革理论与实践研究规划项目“社会支持在职业本科高校大学生心理资本与创业意愿关系中的中介作用研究”(GDGSGY2024012)。