摘要
目的：人口老龄化加速已成为制约中老年人生活质量提高的主要瓶颈。提升主观幸福感是克服这一限制和应对这一发展挑战的关键切入点。缺乏体育锻炼与中老年人的主观幸福感及身体健康状况有关。本研究旨在探讨体育锻炼对中老年人主观幸福感的影响，并考察自尊和心理韧性在其中的链式中介作用。
方法：共有601名中老年人参与了调查，使用了体育锻炼量表、自尊量表、心理韧性量表和主观幸福感量表。数据通过可靠性分析、验证性因素分析、共同方法偏差检验、相关性分析、结构方程模型和Bootstrap方法进行了分析，以检验中介效应。
结果：体育锻炼与中老年人的主观幸福感之间存在显著的正相关（β = 0.229，p < 0.001）。自尊（β = 0.505，p < 0.001，95%CI = [0.099, 0.238]）和心理韧性（β = 0.271，p < 0.001，95%CI = [0.020, 0.093]）在这一效应中发挥了独立的中介作用。自尊和心理韧性（β = 0.531，p < 0.001，95%CI = [0.042, 0.118]）在体育锻炼对中老年人主观幸福感的影响中发挥了链式中介作用。
结论：通过链式中介模型，本研究探讨了体育锻炼与中老年人主观幸福感之间的关系，以及自尊和心理韧性的中介作用。结果表明，体育锻炼与中老年人的主观幸福感之间存在显著的正相关，且自尊和心理韧性在这一关系中发挥了重要的链式中介作用。本研究不仅证实了体育锻炼在提升主观幸福感方面的作用，还深入了解了其背后的机制，为促进中老年人的身心健康提供了理论基础。
1. 引言
随着社会代际转型的加速，长期以来作为国家发展支柱的中老年人群体逐渐步入老年阶段。他们的身体功能下降，自我照顾能力减弱，家庭照顾减少以及家庭成员的去世等因素都大大降低了中老年人的生活质量和主观幸福感（1）。他们的身体和心理健康状况也在恶化。作为个人健康生活的主要指标之一，较低的主观幸福感可能导致中老年人情绪低落、自尊心下降以及社交回避，从而引发孤独、焦虑、抑郁等负面情绪，这些情绪对个人的身体和心理健康产生显著负面影响（2）。为了实现健康老龄化，必须改善中老年人的健康状况，鼓励他们参与体育活动，并充分发挥体育锻炼在促进身心健康发展方面的作用（3）。因此，体育锻炼对中老年人的影响已成为学术界的研究热点。
体育锻炼是提升老年人幸福感、帮助他们实现健康生活方式的关键选择（4）。定期和适度的体育锻炼可以有效改善中老年人身体内部的稳定状态，也有利于提高他们的生活质量和主观幸福感（5）。体育活动是一种有益的锻炼行为，而主观幸福感源于多种因素，尤其是在老年人群体中（6）。体育锻炼使中老年人能够积极应对生活挑战，保持积极的心态，提高生活质量，从而增强生活满意度和主观幸福感，这对他们的心理健康具有显著积极影响（7, 8）。相关研究中主要探讨了体育锻炼与主观幸福感之间的单一中介关系，而关于体育锻炼与中老年人主观幸福感之间链式中介机制的研究相对较少。因此，本研究旨在探讨体育锻炼与中老年人主观幸福感之间的关系，并分析涉及自尊和心理韧性的链式中介机制，以丰富中老年人主观幸福感关系的理论内容，为人口老龄化背景下改善中老年人心理健康提供参考。
2. 文献综述与研究假设
2.1 体育锻炼对主观幸福感的影响
体育锻炼是一种利用运动量和运动负荷来增强身体素质、健康、身心发展和身体功能的体育活动（9）。主观幸福感是个体根据自身标准对生活质量及情感体验的总体评价（10, 11）。系统分析休闲体育活动参与与积极情绪、消极情绪和生活满意度之间的关系发现，参与体育活动与积极情绪呈正相关，有利于提升幸福感。经常参加体育活动的人往往表现出积极的心态，幸福感较高，能感受到生命的意义（12）。体育锻炼可以改善中老年人的心理健康，从而提升他们的幸福感（13）。中老年人从参与休闲体育活动中获得的满足感反映了他们对活动过程、结果和体验的总体评价。当他们在体育锻炼中进入“心流状态”时，满意度会显著提高，这可能进一步促进主观幸福感。具体而言，与运动相关的满足感可以转化为持久的积极情绪，从而增强自信和自我价值感；社会满足感可以减少孤独感，巩固幸福感的社会基础；身体满足感可以改善健康信念，间接提高生活满意度，最终促进主观幸福感（14）。加强对健康的重视、更深入地参与社会资本、改善公共体育设施的供给可以有效鼓励个人积极参与体育锻炼，从而促进主观幸福感的实现（15）。有氧运动（如太极）可以缓解中老年人的焦虑和抑郁，有利于他们的身体和心理健康发展及主观幸福感的提升（16）。
2.2 自尊的中介作用
自尊是个体对自己价值和能力的总体判断和态度，本质上是自我概念的主观感知（17）。它通常包括两个层面：一是个体对自己的积极或消极倾向，即自我接纳或自我厌恶的程度；二是对自身能力、特质和成就的总体评价，这往往受到社会环境、文化背景、生活经历和人际交往等因素的影响。从社会认同理论的角度来看，构建和维持积极的社会认同可以提升自尊，增强个体的自我价值感。在体育锻炼的背景下，这一过程可能体现在积极参与体育团体、对运动团队的归属感增强、参与团队活动、维护集体荣誉以及与其他群体的积极社会比较等方面，这些都有助于提升自尊（18）。根据社会测量理论，高自尊对缓解压力具有积极作用（19）。自尊是个体对自我价值的内部感知，其强度取决于个体实际成就与其潜在能力之间的动态平衡；经典的自尊公式为：自尊 = 成功 / 努力（20）。自尊是个体对自己实际状态与理想状态之间差异的感知反应。换句话说，个体的自尊取决于他们对自己与理想状态之间差距的感知及由此产生的反应（21）。体育锻炼有助于女性运动员提升自信心和自尊，产生积极的心理效应，从而促进她们的训练和表现（22）。体育锻炼还可以通过减轻孤独感来提升老年人的整体自尊，有利于他们参与体育锻炼和社交幸福感的提升（23）。长期参加冬季游泳锻炼的中老年人的自尊和情绪状态显著改善，这对他们的心理健康也有积极影响（24）。研究表明，参与体育锻炼可以提升整体自尊较低的老年人的心理幸福感水平，表明体育锻炼在老年人整体自尊与心理幸福感之间起着调节作用（25）。自尊在缓解压力、帮助个体产生积极心理效应、增强参与体育锻炼的信心和热情、减少孤独感以及提升主观幸福感方面至关重要（26）。
2.3 心理韧性的中介作用
心理韧性是个体在面对压力或逆境时适应和维持或恢复心理健康的能力，外在表现为坚韧的态度（26）。具有高心理韧性的人往往有积极的情绪体验，能够主动解决问题，并采取积极的生活方式来应对困难（27）。心理韧性在中老年人的生活中起着极其重要的作用，对提升他们的生活质量和维护心理健康具有重要意义（28）。体育活动被认为是影响心理韧性的重要因素。定期参加体育锻炼有助于减轻身体和心理压力，改善个体的心理状态，促进心理韧性和主观幸福感的提升（29）。面对生活困难时，具有高心理韧性的中老年人可以利用积极的情绪体验来解决问题，他们的生活满意度和心理健康状况优于普通中老年人（30）。心理韧性对中老年人的生活质量有重要影响：它有助于缓解抑郁、改善睡眠质量和整体幸福感（31）。体育锻炼可以缓解学业压力，增强心理韧性和生活意义感，促进大学生的心理健康（32）。高心理韧性有助于个体的心理状态，帮助他们参与体育锻炼，缓解抑郁和焦虑，提升生活意义感和主观幸福感（33）。
2.4 自尊和心理韧性的链式中介作用
自尊被定义为个体对自我价值的总体评价，通常被视为相对稳定的核心人格资源，而心理韧性则指个体适应压力情境的动态过程。从这个角度来看，自尊可以被视为心理韧性的前提。研究表明，自尊不仅增强了个体的环境适应性，还是心理韧性的关键内在组成部分（33）。自尊显著且积极地预测了心理韧性，部分原因是它通过影响应对方式来实现的。自尊较高的人更倾向于将压力情境视为挑战而非威胁，从而激活更多的适应策略，培养出更强的韧性（34）。作为核心心理资源，自尊通过资源保护理论和自我系统理论的影响机制，影响个体在压力情境下的认知评价和应对策略。具有高自尊的人更可能形成积极的自我认知，采取适应性情绪调节策略，运用问题导向的应对机制，从而有效提升心理韧性——这是一种关键的调节能力。增强的心理韧性进一步减少了个体的社交回避倾向，最终促进社会适应性和行为表现的提升（35）。高自尊可以缓解由困难或挫折引起的负面情绪，帮助恢复心理平衡，增强心理韧性。特别是在面对压力事件时，具有高自尊和强心理韧性的人更可能以积极的态度面对问题（36）。高自尊与良好的社会支持呈正相关；具有高自尊的人在应对压力事件时往往采取积极的应对方式，从而提升他们的心理韧性（36）。体育锻炼主要通过改善身体形象、自我效能感和成就感来提升自尊心，从而促进更积极的自我评价和更强的自我价值感（37）。同时，锻炼还能增强自我效能感和控制感，进一步巩固自尊心的基础。随着自尊心的提高，个体可能更能适应挫折并在压力下优化认知评估，加强控制感，并采用更积极的应对策略。这些过程可以增强心理韧性，支持更好的社会适应和决策能力（38）。根据资源保护理论，个体倾向于获取和保持关键的心理资源，而这些资源通常通过“资源获取螺旋”动态积累。在这个框架下，自尊心和心理韧性可以被视为相互强化的核心心理资源：一方面，自尊心帮助个体采用更有效的应对策略，从而增强心理韧性；另一方面，成功的适应和恢复经历反过来又能加强个体的自我评价。因此，这两个概念之间可能存在双向关系（39）。还应该注意的是，自尊心和心理韧性之间的关系并不一定是稳定的单向路径，它可能受到发展阶段、情境压力和个人资源可用性等因素的影响。最近的研究表明，这些心理结构往往表现出非线性和情境依赖的动态特征（40, 41）。随着45岁及以上人口的增长，中年人的健康问题受到了越来越多的关注。随着身体功能的逐渐下降，这一群体更容易患上高血压和糖尿病等慢性疾病，这些疾病往往持续时间较长且复杂，会显著降低生活质量和个人幸福感。因此，应更加关注中年人的身心健康（42）。对于那些生活环境塑造其福祉的中年和老年人来说，增强自尊心和心理韧性尤为重要。通过体育锻炼，他们的自信心和积极自我评价可以得到提升，自尊心可以得到提高，生活质量可以得到优化，应对压力的积极情绪和稳定性可以得到改善，从而促进心理韧性的发展，最终促进主观幸福感（43）。自尊心高的人能够肯定自己的价值，具备应对和解决问题的能力，能够迅速调整心态和行动，并持续学习和进步，最终发展出强大的心理韧性。在体育锻炼中，个体可以通过获得成就感和满足感来提升自尊心。坚实的自尊心使个体能够承受压力并有效应对问题，帮助提高他们的心理韧性。在这个过程中，个体不断成长，最终带来持久而稳定的主观幸福感。
基于上述分析，研究体育锻炼与主观幸福感之间关系中自尊心和心理韧性作为链式中介的作用仍然有限。阐明体育锻炼如何影响中年人和老年人的主观幸福感的机制具有重要意义，因为这可能为未来旨在改善这一群体心理健康的调查和干预提供有价值的启示。因此，本研究探讨了体育锻炼与中年人和老年人主观幸福感之间的关系，特别关注自尊心和心理韧性的链式中介作用。在此基础上，构建了一个链式中介模型，并提出了四个假设来建立研究的理论框架（图1）。
图1 研究假设模型示意图。
假设1：体育锻炼对中年人和老年人的主观幸福感有积极预测作用。
假设2：自尊心在体育锻炼与中年人和老年人的主观幸福感之间起中介作用。
假设3：心理韧性在体育锻炼与中年人和老年人的主观幸福感之间起中介作用。
假设4：自尊心和心理韧性在体育锻炼与中年人和老年人的主观幸福感之间具有链式中介效应。
3 方法
3.1 参与者
本研究采用方便抽样方法。为了提高样本的代表性并确保覆盖不同年龄组，参与者来自中国的多个省份的中年和老年人。问卷分发到了25个省、自治区和直辖市，包括山西、陕西、河南、河北、山东、北京、黑龙江、吉林、辽宁、浙江、江苏和重庆等。招募信息通过微信传播，问卷二维码也通过同一平台发送给老年人。参与者使用Wenjuanxing在线调查平台独立完成问卷。如果老年人使用手机有困难，他们的孩子可以大声朗读问题，而参与者口头回答，孩子协助数据录入。数据收集时间为2025年7月至2025年9月。纳入标准如下：（1）45岁及以上的中年人和60岁及以上的老年人；（2）意识清晰、沟通能力正常且能够回答问卷；（3）在了解研究目的后自愿参与。排除标准如下：（1）听力或视力障碍；（2）严重的精神疾病或其他急性加重性疾病；（3）涉及心脏、肾脏或其他器官的严重疾病。问卷包括五个部分：人口统计信息、体育锻炼量表（PARS-3）、自尊量表（SES）、心理韧性量表（CD-RISC）和主观幸福感量表（MUNSH）。完成问卷大约需要20分钟。研究遵循知情同意、标准化施测、匿名完成和隐私保护的原则，以确保参与者的积极体验和有效的数据收集。共发放并收回了650份问卷。无效问卷根据矛盾回答、重复回答模式、极端回答以及粗心或敷衍的完成情况被识别出来（44）。排除49份无效问卷后，保留了601份有效问卷，有效回收率为92.5%。本研究符合1964年《赫尔辛基宣言》及其后续修订版中的伦理标准，并得到了苏州大学伦理委员会的批准（批准编号：SUDA20250609H19）。所有参与者都被告知研究的目的和性质，自愿参与，并保证他们的问卷回答将保密。
3.2 测量工具
3.2.1 人口统计信息问卷
本研究使用的人口统计信息问卷包括性别、年龄、教育水平、婚姻状况、居住安排、收入或养老金、子女数量、当前健康状况以及定期进行的体育活动类型等项目。没有将任何人口统计变量作为结构方程模型中的协变量。
3.2.2 体育锻炼量表
本研究使用的体育活动测量工具最初由日本学者Hashimoto Kimio开发（45），后来由Liang改编成中文的“体育活动评分量表”（46）。该量表在中国人群的研究中得到了广泛应用（47）。该量表包含三个问题，用于测量体育活动的强度、频率和持续时间。体育活动水平计算为强度×持续时间×频率。每个问题的得分范围是5分（1-5分），强度和频率越高，得分越高；持续时间为1（0分）到5（4分）。体育活动量表的总分范围是0到100分。根据评分标准，体育活动水平分为低（<=19分）、中等（20-42分）和高（>=43分）。
3.2.3 自尊量表
本研究使用了Rosenberg在1965年开发的自尊量表（21），并对第8项进行了修改（48），这是评估中年人和老年人自尊水平最常用的工具之一。先前的研究表明，该量表在中国中年人和老年人中也得到了广泛应用（49）。该量表包含10个问题，分为两个维度：自我肯定和自我否定。每个问题的得分范围是4分（1=“非常不同意”，4=“非常同意”）。该量表的理论得分范围是10分到40分，高分表示高自尊水平。本研究中该量表的Cronbach α值为0.899。KMO值为0.919。验证性因素分析支持了量表的结构：χ2/df为1.540，GFI为0.983，AGFI为0.973，SRMR为0.018，RMSEA为0.030，NFI为0.983，TLI为0.992，CFI为0.994，表明具有良好的有效性。
3.2.4 心理韧性量表
本研究使用了Connor和Davidson在2003年编制的心理韧性量表（50），由国内学者Yu和Zhang在2007年进行了翻译和修订（51, 52）。该量表适用于评估中国人群的心理韧性（53）。它包含25个问题，涵盖三个维度：韧性、自我提升和乐观主义。每个问题的得分范围是5分（从“从不”到“总是”），高分表示高心理韧性。本研究中该量表的Cronbach α值为0.965。KMO值为0.981。验证性因素分析支持了量表的结构，χ2/df为1.123，GFI为0.962，AGFI为0.954，SRMR为0.019，RMSEA为0.014，NFI为0.972，TLI为0.997，CFI为0.997，表明具有良好的有效性。
3.2.5 主观幸福感量表
本研究使用了Kozma和Stones编制的纽芬兰纪念大学幸福感量表（54）。该量表在中国中年人和老年人中已被验证为评估主观幸福感的合适且全面的工具，并已在许多国家用于测量中年人和老年人的主观幸福感和心理健康（55）。该量表包含24个问题，分为四个维度：积极情感（PA）、消极情感（NA）、积极性体验（PE）和消极性体验（NE）。每个问题使用3分Likert量表评分，回答“是”得2分，“不知道”得1分，“否”得0分。总主观幸福感得分计算为PA-NA+PE-NE，得分范围是-24到+24。为了计算者的方便，通常加上一个常数24，得分范围是0到48。高分表示高主观幸福感。得分36分及以上表示高主观幸福感，12分及以下表示低主观幸福感，12-36分表示中等主观幸福感。本研究中该量表的Cronbach α值为0.963。KMO值为0.967。验证性因素分析支持了量表的结构，χ2/df为2.172，GFI为0.930，AGFI为0.915，SRMR为0.021，RMSEA为0.044，NFI为0.958，TLI为0.974，CFI为0.977，表明具有良好的有效性。
3.3 统计方法
使用SPSS26.0软件进行统计数据分析，使用AMOS26.0软件构建结构方程模型（SEM）并测试中介效应。首先使用SPSS26.0进行初步分析，采用共同方法偏差测试通过描述性分析了解样本的基本情况。随后进行皮尔逊相关性分析，以检查变量之间的关系及其关联强度。最后，使用AMOS26.0软件构建SEM以测试中介效应并探索体育锻炼对主观幸福感的影响。在模型拟合过程中，检查了模型的拟合指标（如χ2/df、GFI、AGFI、SRMR、RMSEA、NFI、TLI和CFI）。根据拟合结果调整模型结构以提高合理性，并通过结构方程路径分析和中介测试研究变量之间的内在关系。使用偏差校正的Bootstrap程序测试中介效应的显著性，从而为研究假设提供实证支持。
4 结果
4.1 描述性统计
本调查对参与者的性别、年龄、教育水平、婚姻状况、居住安排、居住地点、收入或养老金、子女数量、当前健康状况以及定期进行的体育活动类型等人口统计特征进行了描述性分析。详细信息见表1。
表1
变量 类别 频率 百分比
性别 男性 288 47.9 女性 313 52.1
年龄 45–59岁 150 25 60–69岁 277 46.1 70–79岁 120 20 80岁及以上 54 9
教育水平 小学及以下 86 14.3 初中 242 40.3 技术中学/高中 165 27.5 大学/本科 86 14.3 本科以上 22 3.7
婚姻状况 未婚 148 24.6 已婚 453 75.4
居住类型 独居 91 15.1 与伴侣同住 324 53.9 与子女同住 186 30.9
居住地 城市 340 56.6 农村 261 43.4
收入或养老金 3,000元以下 127 21.1 3,000–5,000元 310 51.6 5,000元以上 164 27.3
子女数量 无子女 20 3.0 孤儿 195 32.4 多子女 404 67.2
当前健康状况 健康 272 45.3 较健康 178 29.6 一般 103 17.1 虚弱且经常生病 48 8
样本人口统计的描述性分析：
如表1所示，性别分布相对平衡，女性略多于男性（男性：n=288，47.9%；女性：n=313，52.1%）。在年龄方面，60–69岁组人数最多（n=277，46.1%），其次是45–59岁（n=150，25.0%），70–79岁（n=120，20.0%），以及80岁及以上（n=54，9.0%）。教育水平方面，初中最为普遍（n=242，40.3%），其次是技术中学/高中（n=165，27.5%），小学及以下（n=86，14.3%），大学/本科（n=86，14.3%），以及本科以上（n=22，3.7%）。大多数参与者已婚（n=453，75.4%），148人（24.6%）未婚。在居住安排上，53.9%与伴侣同住（n=324），30.9%与子女同住（n=186），15.1%独居（n=91）。城市居民（n=340，56.6%）多于农村居民（n=261，43.4%）。关于月收入/养老金，51.6%的人收入在3,000–5,000元之间（n=310），27.3%的收入在5,000元以上（n=164），21.1%的收入低于3,000元（n=127）。大多数参与者有多个子女（n=404，67.2%），32.4%有一个孩子（n=195），0.3%没有孩子（n=2）。在自我评估的健康状况方面，45.3%的人健康（n=272），29.6%的人健康状况较好（n=178），17.1%的人健康状况一般（n=103），8.0%的人虚弱且经常生病（n=48）。
4.2 常规体育活动类型
表2展示了参与者经常参与的体育活动类型。广场舞是最普遍的活动（n=356，59.2%），其次是步行/快走（n=334，55.6%）和羽毛球（n=292，48.6%）。长跑（n=249，41.4%）和乒乓球（n=243，40.4%）也很常见，而其他活动的参与度相对较低。
4.3 共同方法偏差检验
使用Harman的单因素检验来评估由于使用单一问卷而产生的共同方法偏差风险。在未旋转的解决方案中，提取了9个特征值大于1的因素，这些因素累计解释了总方差的70.297%。第一个因素解释了37.066%的方差，低于40%的临界阈值。由于没有单一因素解释了大部分总方差，因此在本研究中不认为共同方法偏差是一个严重问题。
4.4 相关性分析
根据皮尔逊相关性分析，体育锻炼、自尊、心理韧性和主观幸福感之间存在显著的正相关（表3）。体育锻炼与主观幸福感（r=0.478，p<0.01）、自尊（r=0.428，p<0.01）和心理韧性（r=0.427，p<0.01）显著正相关。自尊与心理韧性也显著正相关（自尊：r=0.474，p<0.01；心理韧性：r=0.497，p<0.01）。因此，假设H1成立。
4.5 结构方程模型
表4显示了建立的SEM的计算模型参数。结构模型的绝对适应指数χ2/df为1.298，小于3。GF和AGF分别为0.987和0.976，均大于0.8。SRMR和RMSEA分别为0.017和0.022，均小于0.08。适应指数的NFI为0.986，TLI为0.955，CFI为0.997，均大于0.9。这些结果表明结构模型的拟合效果理想。
4.6 结构方程模型的评估
表5展示了路径系数和显著性水平。体育锻炼显著且正向预测了自尊（标准化系数=0.505，p<0.001）、心理韧性（标准化系数=0.186，p<0.001）和主观幸福感（标准化系数=0.229，p<0.001）。自尊也显著且正向预测了心理韧性（标准化系数=0.531，p<0.001）和主观幸福感（标准化系数=0.318，p<0.001）。此外，心理韧性显著且正向预测了主观幸福感（标准化系数=0.271，p<0.001）。从f2效应量的角度来看（f2=0.02[小]，f2=0.15[中]，f2=0.35[大]（56）：体育锻炼对自尊的效应量为中等（f2=0.342）；体育锻炼对心理韧性的效应量为小（f2=0.059）；自尊对心理韧性的效应量为大（f2=0.483）；体育锻炼对主观幸福感的效应量为小（f2=0.098）；自尊对主观幸福感的效应量为中等（f2=0.189）；心理韧性对主观幸福感的效应量为小（f2=0.137），进一步支持了这些关系的实际相关性。
4.7 中介效应检验
使用Bootstrap程序测试了中介效应的显著性。建立了一个以体育锻炼为自变量、主观幸福感为因变量、自尊和心理韧性为中介变量的中介模型。Bootstrap分析的中介效应结果见表6和图2。在这项工作中，从原始数据（N=601）中通过重复随机抽样选取了一个Bootstrap样本，置信区间为95%。效应量的一般阈值如下：<10%表示效应量小，10–25%表示效应量中等，>25%表示效应量大（57, 58）。
图2显示，在“P1：体育锻炼→自尊→主观幸福感”路径上，95%的特定间接效应的置信区间为[0.099, 0.238]，不包括0，因此中介效应显著。直接效应的95%置信区间为[0.147, 0.303]，不包括0，因此部分中介效应显著。特定间接效应值为0.161，总效应值为0.513，中介效应比为0.161/0.513=0.3138。这表明，在P1路径上，体育锻炼对主观幸福感的部分效应是通过自尊的中介作用传递的，占总效应的31.38%（效应量较大）。因此，自尊在体育锻炼和主观幸福感之间的中介效应显著，假设H2成立。在“P2：体育锻炼→心理韧性→主观幸福感”路径上，95%的特定间接效应的置信区间为[0.020, 0.093]，不包括0，因此中介效应显著。直接效应的标准化效应显著，因此部分中介效应也显著。特定间接效应值为0.050，总效应值为0.513，中介效应比为0.050/0.513=0.0975。因此，在P2路径上，体育锻炼对主观幸福感的部分效应是通过心理韧性的中介作用传递的，占总效应的9.75%（效应量较小）。因此，心理韧性在体育锻炼和主观幸福感之间的中介效应显著，假设H3成立。
5. 讨论
本研究调查了体育锻炼与中老年人主观幸福感之间的关系，并通过中介模型考察了自尊和心理韧性的链式中介作用。结果显示，体育锻炼、自尊、心理韧性和主观幸福感之间存在显著的正相关。进一步分析表明，自尊和心理韧性不仅分别发挥了独立的中介作用，还在体育锻炼和主观幸福感之间发挥了链式中介作用。具体来说，体育锻炼与自尊呈正相关，自尊又促进了心理韧性，心理韧性有助于提升主观幸福感，从而共同影响中老年人的身心健康。
5.1 体育锻炼对中老年人主观幸福感的影响
上述结果表明，体育锻炼显著正向预测了中老年人的主观幸福感。体育锻炼水平越高，中老年人的主观幸福感越高，这与国内（14）和国外学者（59）的研究结果一致。然而，也有研究表明，体育锻炼与主观幸福感之间的关系完全由运动身份介导。换句话说，当控制运动身份后，体育锻炼与主观幸福感之间的关系消失（60）。尽管如此，大多数先前的研究结果与本研究一致。作为适合中老年人的运动形式，太极有助于提高认知功能和生活质量，并通过促进更高水平的主观幸福感来支持幸福感（61）。作为一种大众自发的运动，广场舞受场地限制较小，适合中老年人的锻炼需求。它不仅有助于老年人的身心健康和生活质量，还有助于促进人际交流并提升他们的主观幸福感（62）。体育锻炼水平与中老年人的多个维度相关，包括情绪状态、执行功能和记忆表现、脑源性神经营养因子水平、脑血流灌注、神经可塑性指标以及心肺功能和心血管健康。总体而言，它与更高水平的主观幸福感相关。从机制角度来看，这些因素的协调变化可能是体育锻炼与主观幸福感之间关系的重要生理和心理基础。进一步分析表明，经常进行体育锻炼的人通常表现出更好的认知功能、自我效能和社会参与度，同时表现出较少的负面心理特征，如与认知衰退相关的焦虑和孤独感。总之，这些变量似乎形成了一个相互关联的模式，共同有益于中老年人的身心健康和主观幸福感（63, 64）。因此，体育锻炼与中老年人主观幸福感之间的正向关系得到了进一步支持。
5.2 自尊在体育锻炼与主观幸福感之间的独立中介作用
SEM结果表明，除了显著的直接正相关外，体育锻炼还通过自尊间接且正向地与中老年人的主观幸福感相关。换句话说，自尊在这一人群中中介了体育锻炼与主观幸福感之间的关系。然而，有研究表明，尽管自尊是体育锻炼与主观幸福感关系中的重要中介变量，但其间接效应相对较弱，不如感知健康和社会支持的中介效应强（65）。尽管如此，大多数先前的研究结果与本研究一致。自尊在运动心理学中得到了广泛研究，自尊的提高可以有效预测身心健康。体育锻炼是提升自尊的重要手段。个体的身体健康状况和自尊心越高，他们的整体自信和自我价值感就越强，这可能会导致更高的主观幸福感（66）。自尊心是影响主观幸福感的核心内在因素；自尊心高的人对自己有稳定的自我认知，并且在面对挫折时能够保持积极的态度，从而避免负面情绪对幸福感的消耗（67）。更多的体育锻炼与中年和老年人的更高自尊心、更强的生活意义感以及更高的主观幸福感相关（68），这与本研究的结果一致。体育锻炼与中年和老年人的主观幸福感有直接且正相关的关系，也可能通过增强自尊心间接影响他们的主观幸福感。5.3 心理韧性在体育锻炼与中年和老年人主观幸福感之间的独立中介作用 本研究表明，体育锻炼与中年和老年人的主观幸福感有显著且正相关的关系，并且还可以通过心理韧性发挥间接的积极作用。换句话说，在这一人群中，心理韧性在体育锻炼和主观幸福感之间起到了中介作用。然而，研究表明，体育活动对主观幸福感的影响主要通过社会支持和自尊心来实现。其中，社会支持是最强的中介途径，而自尊心则起到次要且相对较弱的作用。尽管研究中包含了韧性因素，但它并未成为体育活动与主观幸福感之间关系的关键中介变量（69）。尽管如此，许多其他先前的研究也与本研究的结果一致。参与户外体育活动与感知健康和心理韧性呈正相关。值得注意的是，较高的户外体育活动参与度以及更好的感知健康状况和更强的心理韧性可以有效提升老年人的主观幸福感（70）。研究还表明，经常进行体育锻炼的人往往表现出更优的心理适应性和主观幸福感，显示出协同改善的模式。在独居的老年人中，定期进行体育锻炼的人通常报告出更高的心理韧性水平。他们的心理状态往往更加坚韧和自主，这通常与更高的主观幸福感相关（71）。体育锻炼与中年和老年人的心理韧性有显著关联。更多的体育锻炼与更强的心理适应能力、更强的生活意义感、更积极的心态以及间接地更高的主观幸福感相关（72）。总之，体育锻炼与中年和老年人的主观幸福感有直接且正相关的关系，并且也可能通过心理韧性间接影响主观幸福感。5.4 自尊心和心理韧性在体育锻炼与中年和老年人主观幸福感之间的链式中介作用 本研究的结果表明，自尊心和心理韧性在体育锻炼与中年和老年人主观幸福感之间的关系中起着链式中介作用。这一过程本质上反映了一个渐进和动态的关联链。具体来说，较高的体育锻炼水平通常伴随着更高的自尊心、更广泛的社会参与度和更强的自信心。同时，自信心与心理韧性之间存在渐进性的关联，从而形成了一个整体的良性循环。这些变量之间的相互联系最终促进了中年和老年人的主观幸福感。然而，研究表明，心理韧性可能先于自尊心出现，并能显著且积极地预测自尊心。较高的心理韧性可以有效提升个体的自尊心水平。在这种链式中介模型中，心理韧性作为前因变量，通过提高自尊心来影响幸福感，从而形成了一个连续的中介途径。这些发现表明，连接体育活动与主观幸福感的机制可能更多地依赖于社会和自我评价途径，而韧性并不是核心中介变量（69）。尽管如此，许多其他先前的研究也与本研究的结果一致。参与户外体育活动与感知健康和心理韧性呈正相关。值得注意的是，较高的户外体育活动参与度、更好的感知健康状况和更强的心理韧性可以有效提升老年人的主观幸福感（70）。研究还表明，经常进行体育锻炼的人往往表现出更优的心理适应性和主观幸福感，显示出协同改善的模式。在独居的老年人中，定期进行体育锻炼的人通常报告出更高的心理韧性水平。他们的心理状态往往更加坚韧和自主，这通常与更高的主观幸福感相关（71）。体育锻炼与中年和老年人的心理韧性有显著关联。更多的体育锻炼与更强的心理适应能力、更强的生活意义感、更积极的心态以及间接地更高的主观幸福感相关（72）。总之，体育锻炼与中年和老年人的主观幸福感有直接且正相关的关系，并且也可能通过心理韧性间接影响主观幸福感。5.4 自尊心和心理韧性在体育锻炼与中年和老年人主观幸福感之间的链式中介作用 本研究的结果表明，自尊心和心理韧性在体育锻炼与中年和老年人主观幸福感之间的关系中起着链式中介作用。这一过程本质上反映了一个渐进和动态的关联链。具体来说，较高的体育锻炼水平通常伴随着更高的自尊心、更广泛的社会参与度和更强的自信心。同时，自信心与心理韧性之间存在渐进性的关联，从而形成了一个整体的良性循环。这些变量之间的相互联系最终促进了中年和老年人的主观幸福感。然而，研究表明，心理韧性可能先于自尊心出现，并能显著且积极地预测自尊心。较高的心理韧性可以有效提升个体的自尊心水平。在这种链式中介模型中，心理韧性作为前因变量，通过提高自尊心来影响幸福感，从而形成了一个连续的中介途径。这些发现表明，心理韧性是自尊心的一个重要保护因素，两者之间存在一致且正相关的关系（73）。尽管如此，大多数先前的研究也与本研究的结果一致。个体拥有的保护因素越多，他们的心理适应能力就越强。因此，他们在面对孤独等困难时可能会受到较小的负面影响，并可能以更积极的态度面对生活，这与更高的主观幸福感相关（74）。定期进行体育锻炼与较高的运动满意度和价值认同感呈正相关；经常进行体育锻炼的中年和老年人往往报告出更强的生活意义感、更高的自尊心以及某些心理韧性的优势（75）。因此，自尊心和心理韧性在体育锻炼与中年和老年人主观幸福感之间的链式中介作用得到了进一步加强。该模型的局限性在于忽略了潜在的调节变量。在当前的分析中，没有包括社会支持和压力等重要调节变量，这可能会降低模型的解释力和稳定性。5.5 研究意义 在生理层面上，定期进行体育锻炼是维持中年和老年人身体健康的核心手段，并且与慢性疾病的风险显著负相关。它可能预测更好的身体功能、心肺功能、肌肉力量和代谢状态，从而积极促进这一人群的整体健康（76）。参与球类运动与改善手眼协调性、反应速度和平衡能力呈正相关，这可能有助于延缓认知衰退（77）。定期锻炼带来的良好身体状况还与较低的健康负担、更大的活动能力和更高的自尊心显著正相关。此外，它还与日常参与度、社会活动水平和主观幸福感呈正相关，从而为理解与主观幸福感相关的生理因素提供了横断面证据。在心理层面上，体育锻炼是中年和老年人积累心理资本和优化情感体验的重要手段。参与体育锻炼不仅直接产生积极情绪，还可能通过各种心理机制间接影响主观幸福感。一方面，个体参与体育锻炼越积极，他们对体育活动的信心就越强，体验到的积极情绪就越多，社交互动也越频繁。通过这些体验，个体可以获得成就感和自我认同感，从而提高自我评价和自尊心（78）。另一方面，体育锻炼可能积极预测个体的心理适应性，缓解无助感和焦虑感，并显著提高中年和老年人应对压力和挫折的能力，使他们能够在面对生活挑战时保持更积极和稳定的态度（79）。此外，体育锻炼与社会支持和自我效能感呈显著正相关。团体运动环境有助于加强人际联系和归属感，显著降低孤独感，并与心理健康和主观幸福感保持稳定的正相关。在实际操作中，应积极推广针对中年和老年人的体育锻炼计划，并鼓励他们采取定期锻炼的生活方式。政府和社区应推广如广场舞和快步走等团体活动，建议每周进行3-5次中等强度的锻炼。还应建立社区健身站和活动中心，实施团体锻炼计划，以增加参与度、减少孤独感并改善心理健康和幸福感。通过持续的体育锻炼，可以系统地提升中年和老年人的自尊心和心理韧性，多方面促进主观幸福感，并实现身体健康和心理健康的协调发展。6 研究局限性和未来研究展望 本研究探讨了体育锻炼对中年和老年人主观幸福感的影响机制，特别是自尊心和心理韧性在此过程中的链式中介作用。这种复杂的关系可以为未来的研究提供理论基础和实践参考。然而，本研究仍存在某些局限性，需要在未来进行改进。6.1 研究局限性 (1) 由于本研究采用了横断面设计，无法确定变量之间的因果关系，也可能存在其他未考虑的因素。(2) 本研究中的问卷数据是通过自我报告方法收集的，容易受到社会期望偏差和自我选择偏差的影响。参与者可能会高估自尊心和心理韧性等指标，从而干扰变量之间的关系并影响结果的严谨性。(3) 本研究没有充分考虑社会支持、压力水平和应对风格等潜在的调节变量，这些变量可能会影响自尊心和心理韧性之间的关系。此外，研究没有控制性别、年龄、教育水平和住房状况等人口统计变量作为协变量，这些变量可能会影响关于中年和老年人主观幸福感的结果。(4) 样本是通过微信招募的，这可能引入了抽样偏差。这种方法可能导致参与者在互联网使用、教育水平和年龄结构上的系统差异，从而限制了研究结果的代表性和普遍性。(5) 本研究是在中国文化背景下进行的。自尊心和心理韧性具有文化特异性，其结构和作用机制可能因文化而异，从而限制了结果的跨文化适用性。6.2 未来研究展望 未来的研究可以采用纵向设计或实验干预来验证体育锻炼、自尊心、心理韧性和主观幸福感之间的动态关系，从而加强因果推断。同时，可以结合外部评估的多源数据，将客观指标与主观报告相结合以减少偏差。可以基于链式中介模型构建多层次调节框架，控制人口统计协变量以提高结果的准确性。此外，结合在线和离线方法的多渠道抽样将增强样本的代表性，并进行跨区域文化比较以加强结论的普遍性。7 结论 本研究通过链式中介模型探讨了体育锻炼与中年和老年人主观幸福感之间的关系，并进一步研究了自尊心和心理韧性在此关系中的潜在中介作用。结果表明，体育锻炼与中年和老年人的主观幸福感呈正相关。此外，自尊心和心理韧性在体育锻炼与主观幸福感之间起着显著的链式中介作用。这些发现不仅肯定了体育锻炼在提升主观幸福感中的核心作用，还有助于促进中年和老年人的身心健康。此外，该研究为未来的研究提供了新的视角，丰富了现有文献，加深了对体育锻炼与主观幸福感之间内在机制的理解，并为在老年人体育和心理健康领域应用体育锻炼提供了理论基础。
