随着身心健康理念的深入普及，我国高校如何促进大学生形成体育锻炼习惯，已成为运动心理学与健康行为研究领域的核心议题[1]。《“健康中国2030”规划纲要》中将健康教育纳入国民教育体系[2]。《关于全面加强和改进新时代学校体育工作的意见》进一步强调，高等教育阶段学校要将体育纳入人才培养方案，学生体质健康达标、修满体育学分方可毕业[3]，这些政府文件为高校体育工作与通过体育锻炼促进大学生健康的研究明确了方向。
大学阶段是大学生健康行为习惯养成的关键时期[4]，深入探究其体育锻炼行为的心理动因与调控机制，对实施健康中国战略、提升大学生健康素养具有不可忽视的现实意义。近年来的研究表明，体育锻炼不仅在身体方面具有显著的健康促进效益，也在情绪调节、自我效能提升等方面发挥着健康促进作用[5-6]，但是当大学生普遍面临学业任务繁重与就业压力加剧时，其健康行为的动机调节机制便会受到多种因素的影响[7]。
在此背景下，体育锻炼坚持性作为个体维持体育锻炼行为的核心心理指标，日益成为健康行为干预研究的焦点[8]。以往研究虽然已关注动机、执行意向、意志力、健康信念等因素对体育锻炼坚持性的影响[9]，但是多数聚焦于某些变量之间的线性关系，缺乏整合多个变量、体现动态交互关系的系统性视角，难以全面揭示个体在复杂压力下坚持体育锻炼的内在规律。例如，有研究者认为，学业压力是影响大学生体育参与行为的关键外部负荷，经常通过抑制动机、消耗心理资源而影响体育锻炼行为的持续[10-11]。还有研究表明，心理韧性、时间管理能力等积极心理因素既可能作为中介变量传导压力效应，又可能在个体应对外部压力时发挥关键调节作用，并且可以消解其对体育锻炼行为产生的负面影响[12-13]。其中：心理韧性体现的是个体在面对挑战时的情绪弹性与自我恢复能力；时间管理能力则体现的是个体在多任务情况下的高效调节认知与行为的能力[12-13]。然而，当前的研究对学业压力、心理韧性与时间管理能力这3个关键变量如何共同作用于体育锻炼坚持性的复杂因果关系仍未得出明确的结论。现有研究大多局限于检验单一中介效应或调节效应，对压力影响下可能存在的差异化作用、潜在的交互效应缺乏系统性的量化分析。同样，体育锻炼行为对这些心理控制源的反作用机制也未得到充分研究，且大多依赖线性模型进行分析，难以把握人的认知系统内部的非线性动态特征。特别是大学生的体育锻炼行为的动态变化呈现出典型的心理与行为互动的特征，说明需要超越单向因果模型，构建能够反映交互效应的系统动力学模型。
模糊认知图（FCM）作为一种系统动态模拟工具，因其结构灵活、可视化强、能够整合专家知识与实证数据等优点，近年来在心理研究领域与行为科学研究领域受到关注[14]。特别是，本研究使用的增强型模糊认知图（Enhanced FCM）方法，相比传统的模糊认知图更能准确分析变量之间的非线性关系，在传统的模糊认知图上，允许显式定义变量之间的调节路径和反作用路径，使其尤为适合模拟本研究关注的心理控制源调节效应以及心理与行为之间的闭环反作用机制，并且能有效克服传统模型的局限性，更准确地体现行为与认知系统内部非线性的动态交互结构特征[15]。
为了系统地探究大学生体育锻炼坚持性与心理控制源的交互作用机制，本研究基于资源保存（COR）理论的整合性视角，构建包含学业压力、心理控制源、体育锻炼行为坚持性及其反作用机制的动态模型。该模型旨在解决以下核心问题：1）在心理-行为闭环框架下，学业压力、心理韧性、时间管理能力与体育锻炼坚持性之间存在怎样的动态因果关系与反馈关系网络；2）心理韧性与时间管理能力在消解学业压力对体育锻炼坚持性的负面影响时，各自的调控作用强度是否存在差异，两者之间是否存在交互效应；3）体育锻炼行为对心理韧性和时间管理能力的反作用（行为反哺心理）在整个人体系统动力机制中的作用的重要性如何，与心理控制源的调节作用相比，其作用程度如何。
根据上述问题，本研究构建了整合理论建模与实证数据的研究路径，以增强型模糊认知图方法为技术载体，构建学业压力-心理韧性-时间管理-体育锻炼坚持性的因果关系路径网络，旨在深入分析大学生在学业压力下坚持体育锻炼的内在机制与关键心理控制源。鉴于本研究重点关注心理-行为动态交互机制，所以选取对体育运动有一定参与度的大学生作为研究对象，以确保能有效分析相关心理变量对体育锻炼坚持性产生的复杂作用。
本研究的创新之处在于显式构建并量化比较了心理控制源的调节路径与体育锻炼行为对心理控制源的反作用路径，以期精准识别影响大学生体育锻炼坚持性的关键心理控制源。这不仅有助于深化对体育锻炼行为坚持机制的理论认识，也可以为高校制定更有效的体育锻炼干预策略、促进大学生心理建设提供科学依据和实用的建模工具，以辅助高校体育教师针对不同学业压力水平的大学生提供差异化的心理支持与时间管理指导，从而助力体育强国、教育强国、健康中国建设目标的实现。
1 理论基础与研究假设
1.1 理论依据：资源保存理论
依据上述理论：学业压力（A）可被视为一种典型的资源威胁或资源损耗情况，会消耗大学生的认知资源与情感资源；心理韧性（P）和时间管理能力（T）则是个人特质资源，有助于个体应对压力和保护现有心理资源；体育锻炼坚持性（E）不仅是心理资源消耗的结果，其本身也可被视为一种心理资源积累行为，持续的体育锻炼能产生新的个人特质心理资源收益（如积极情绪、自我效能感），形成“资源增益螺旋”[18]。
因此，资源保存理论为本研究构建包含压力、心理资源缓冲与行为反作用的心理-行为闭环模型提供了理论依据。
1.2 研究假设
基于上述理论，本研究提出以下假设。
2）关于心理控制源的直接影响、中介作用与缓冲作用。以往研究发现，心理韧性、时间管理能力等积极心理控制源与个体的健康行为正相关[23]。心理韧性作为个人心理特质资源，有利于个人在逆境中形成积极心态。时间管理能力则通过优化任务安排，为体育锻炼行为创造可能性。以上2种心理资源都能直接促进体育锻炼行为。更重要的是，依据资源保存理论，拥有丰富心理资源的个体更能抵御压力导致的心理资源损耗。这种现象在压力与应对研究中被称为“缓冲效应”[24]。即个人能通过自身的心理资源调节压力源与负面结果之间的关系，这一观点也得到了资源保存理论后续研究的支持[25]。因此，心理韧性强和时间管理能力强能缓冲学业压力的负面冲击。由此，提出以下假设。
H2：心理韧性对体育锻炼坚持性具有显著的正向影响。
H3：心理韧性在学业压力影响体育锻炼坚持性时产生了一部分中介作用。
H4：心理韧性在学业压力影响体育锻炼坚持性时产生了调节作用，能消解学业压力的负面影响。
H5：时间管理能力显著正向影响体育锻炼坚持性。
H6：时间管理能力在学业压力影响体育锻炼坚持性时产生了一部分中介作用。
H7：时间管理能力在学业压力影响体育锻炼坚持性时产生了调节作用，能消解学业压力的负面影响。
3）关于体育锻炼行为的反作用路径（闭环的形成）。本研究的核心创新在于探析行为对心理的反作用机制。与传统的单向模型不同，一部分学者开始关注行为对心理的反向塑造作用，积极的行为能促进心理控制源的增加[26]。
H8：体育锻炼坚持性对心理韧性具有显著的正向反作用。
H9：体育锻炼坚持性对时间管理能力具有显著的正向反作用。
4）关于体育锻炼行为对学业压力的反作用。体育锻炼行为除了对心理控制源具有正向反作用，还有可能对压力源产生调节作用。相关研究表明，规律的体育锻炼能通过改善睡眠质量、提高情绪调节能力降低个体对学业任务的压力感知[29]。这种行为→压力的负向反作用机制可以促进人体行为系统形成闭环。由此，提出以下假设。
H10：体育锻炼坚持性对学业压力具有负向反作用。
5）关于人体系统的动态稳定性。基于动态系统理论，心理状态和行为方式具有时间惯性特征[30]。这种心理状态持久性可以确保人体系统在短期内形成稳定状态。在增强型模糊认知图建模时，能通过设置自循环路径表征这种惯性。因此，本研究为4个核心变量均设定了0.20的自循环权重（A→A的权重值为0.20、P→P的权重值为0.20、T→T的权重值为0.20、E→E的权重值为0.20），将此作为该模型技术层面的设定，而非理论假设。
综上所述，H1反映的是学业压力对体育锻炼坚持性的抑制作用，H2和H5体现的是心理控制源的直接促进作用，H3和H6揭示的是心理控制源的中介传导机制，H4和H7体现的是心理控制源的调节作用，H8和H9体现的是体育锻炼坚持性对心理控制源的正向反作用，H10体现的是体育锻炼坚持性对学业压力的负向反作用。上述假设共同体现了心理与行为相互作用的动态闭环机制，为后续的增强型模糊认知图建模奠定了基础。
2 研究对象
本研究以目的性抽样方式于2024年3—4月从浙江省5所高校招募具有一定体育运动参与度的大学生作为研究对象，所有参与者均知情同意，并且本研究已通过伦理审查。5所高校包括4所综合性普通高校和1所警察学院，主要通过体育社团、运动队等渠道招募本研究参与者，以确保样本能有效反映本研究所关注的心理与行为相互作用的动态机制。
本研究共收回调查问卷395份，剔除21份无效问卷后，获得374份有效问卷，有效率为94.7%。样本数满足模糊认知图建模对样本量的要求[31]。在有效样本中：男生为299人（占比为79.95%），女生为75人（占比为20.05%）；低年级（大学一年级、大学二年级）大学生为218人（占比为58.3%），高年级（大学三年级、大学四年级）大学生为156人（占比为41.7%）；普通高校学生为296人（占比为79.14%），警察学院学生为78人（占比为20.86%）。
需要说明的是，由于本研究重点面向有体育锻炼经验的大学生，并且样本中男生占多数，这在一定程度上对研究结果的推广有制约。为了检验样本的性别构成存在的潜在影响，本研究进行了多重稳健性检验：1）男生样本（n=299）的模型预测效度为r=0.472（p<0.001），与全样本模型预测结果（r=0.469，p<0.001）的显著性高度一致；2）警察学院样本（n=78）的模型预测效度为r=0.403（p<0.001），虽然该数值小于全样本模型预测效度，但显著性仍保持一致；3）普通高校样本（n=296）的模型预测效度为r=0.465（p<0.001），与全样本模型预测效度显著性也一致。上述结果表明，研究结论不受性别构成和学校类型的影响，并具有稳健性。
3 量表选取与研究过程
本研究使用模糊认知图方法构建心理控制源变量之间的因果关系。通过文献研究法与专家访谈法将学业压力、心理韧性、时间管理能力与体育锻炼坚持性确定为模型节点变量。上述变量的量化均选用在国内外广泛使用且在中国大学生中具有良好信效度检验的成熟量表。
3.1 《大学生学业压力源量表》
3.2 《心理韧性量表（简版）》中文版
本研究使用了相关研究者修订的中国本土化的《心理韧性量表（简版）》（CD-RISC-10）中文版[34]。该量表包含10个条目，主要评估个体在感到有学业压力时的情绪弹性与恢复能力，采用了利克特量表评分方法（分为5级，1~5级依次分别表示非常不同意、不同意、中立、同意、非常同意），得分越高说明心理韧性越强。该量表在本研究中的克龙巴赫α系数为0.950，说明具有内部一致性。验证性因子分析结果表明模型拟合优度良好（χ2/df=1.30，CFI=0.991，TLI=0.971，RMSEA=0.052），说明量表具有良好的结构效度。
3.3 《青少年时间管理倾向量表》15项简化版
3.4 《体育锻炼坚持性量表》
本研究使用了刘微娜等学者研究中的《青少年户外运动坚持性量表》[37]，并参考适应性修订版[38]进行了完善，最终形成了本研究使用的《体育锻炼坚持性量表》。该量表基于自我决定理论与运动承诺理论构建，结合相关文献、运动项目和影响因素研制而成，属于单因子结构，共有6个条目。该量表采用了利克特量表评分方法（分为5级，1~5级依次分别表示非常不同意、不同意、中立、同意、非常同意），得分越高说明体育锻炼坚持性越好。该量表在本研究中的克龙巴赫α系数为0.929，说明具有内部一致性。验证性因子分析结果表明模型拟合优度良好（χ2/df = 1.34，CFI=0.989，TLI=0.969，RMSEA=0.052），说明该量表测评的变量适合作为大学生体育锻炼持续性评估的结果变量。
3.5 数据处理与分析
使用常用体育统计软件进行描述性统计、信度分析和相关分析。通过验证性因子分析检验量表结构效度。增强型模糊认知图模型的构建、仿真及分析通过软件编程实现，该模型构建过程结合了理论推导、专家评估与实证检验。为了全面评估该模型的性能与变量之间的关系，后续进行了一系列分析，包括：模型预测效度检验（实际值与预测值相关性、交叉验证）、变量敏感性分析、关键路径消融实验（检验调节路径与反作用路径的重要性）以及心理韧性与时间管理能力的交互效应分析。
3.6 增强型模糊认知图建模原理与调节路径设计
本研究构建增强型模糊认知图模型遵循理论推导、专家评估与实证数据分析相结合的三阶段策略。1）基于相关理论及文献，初步界定了学业压力、心理韧性、时间管理能力和体育锻炼坚持性4个核心变量及其潜在因果关系。2）为了确保模型结构的专业性与初始权重的合理性，邀请了3位运动心理学或健康行为促进领域的资深专家（职称为教授或副教授）进行评估。上述专家的遴选主要依据其对模糊认知图方法的熟悉程度以及对大学生体育锻炼行为心理机制的理解。初始权重的确定使用了半结构式专家评分法：专家在知晓变量定义与研究框架后，独立完成各路径权重的初始评分；随后，对评分差异较大的路径通过一次专家线上讨论决定；最终，依据专家研究背景与路径的匹配度，对评分进行加权平均，厘清初始因果关系，完整的增强型模糊认知图模型的路径权重赋值见表1和表2，路径见图1。此过程旨在确保初始权重既有理论依据，又结合了实践。3）在基于专家判断初步构建增强型模糊认知图模型后，使用本研究的问卷数据对该模型进行实证检验。
本研究构建的增强型模糊认知图模型包含3条关键路径（见图1）。1）直接影响路径：分析变量之间的直接因果关系，如心理韧性对体育锻炼坚持性的直接促进作用（P→E）、时间管理能力对体育锻炼坚持性的直接促进作用（T→E）。2）调节路径：分析某个变量对其他2个相关变量的调节作用，如P→（A→E）和T→（A→E），主要分析心理韧性和时间管理能力在学业压力影响体育锻炼坚持性时产生的调节效应。3）反作用路径：分析体育锻炼坚持性对心理控制源的反作用，如E→P和E→T，由此形成心理与行为相互作用的动态闭环。
此外，各个变量还设有自循环路径（如A→A，P→P，T→T，E→E），用以体现心理状态的惯性特征。同时，为了进一步探讨心理韧性和时间管理能力的协同作用，本研究将在4.8部分进行心理韧性与时间管理能力（P×T）交互分组分析，以检验两者的不同组合对学业压力影响体育锻炼坚持性的调节差异。
3.7 增强型模糊认知图模型实现与仿真方法
本研究构建的增强型模糊认知图模型的数学公式使用软件编程完成。该模型的变量均使用S型函数进行归一化处理，以确保变量取值范围在[0,1]之间。通过编程软件系统迭代更新所有变量，直至收敛（收敛阈值为ε=0.001），最大迭代次数为100次。为了确保增强型模糊认知图模型的仿真精度与差异识别能力，路径系数与响应值统一为小数点后保留3位有效数字。增强型模糊认知图模型计算公式如下。
$ x_{i(t+1)}=f\left(\sum_{j=1}^{n} w_{i j} x_{j_{(t)}}+\sum_{j, k} w_{i j k} x_{j(t)} x_{k_{(t)}}\right)$
式中：xi(t+1) 表示变量i在t + 1 时的状态值；wij表示变量j对变量i的直接影响权重；wijk表示变量j对路径（k→i）的调节权重，即本研究中特有的增强型调节路径；f (x) 表示S型函数，用以模拟心理资源变量的非线性变化特征。其中：t表示迭代时间；i表示目标变量；j表示影响变量；k表示被调节路径中的源变量。
在本研究构建的增强型模糊认知图模型中，将体育锻炼坚持性作为核心变量，该变量的计算公式如下。
$ \begin{aligned}E_{(t+1)}=f\left(A \cdot w_{\mathrm{A} \rightarrow \mathrm{E}}+P \cdot w_{\mathrm{P} \rightarrow \mathrm{E}}+T \cdot w_{\mathrm{T} \rightarrow \mathrm{E}}+P \cdot\left|w_{\mathrm{A} \rightarrow \mathrm{E}}\right| \cdot A \cdot w_{P \rightarrow(\mathrm{~A} \rightarrow \mathrm{E})}+\right. \\\left.T \cdot\left|w_{\mathrm{A} \rightarrow \mathrm{E}}\right| \cdot A \cdot w_{\mathrm{T} \rightarrow(\mathrm{~A} \rightarrow \mathrm{E})}\right)\end{aligned}$
式中：E(t+1) 表示体育锻炼坚持性在t+1 时的状态值；A表示学业压力；P表示心理韧性；T表示时间管理能力；wA→E表示学业压力对体育锻炼坚持性的直接影响路径权重值；wP→E表示心理韧性对体育锻炼坚持性的直接影响路径权重值；wT→E表示时间管理能力对体育锻炼坚持性的直接影响路径权重值；wP→(A→E)表示心理韧性对学业压力影响体育锻炼坚持性时的调节路径权重值；wT→(A→E)表示时间管理能力对学业压力影响体育锻炼坚持性时的调节路径权重值。式中前3项表示变量的直接影响路径，后2项表示心理韧性与时间管理能力的调节路径，其调节路径权重由专家评估，设定为P→（A→E）=0.25与T→（A→E）=0.25，这些权重赋值将在后续模型仿真阶段通过实证数据进行验证。此外，本研究设置了反作用路径，用以分析体育锻炼坚持性对心理控制源的反作用机制：心理韧性的数据（含反作用路径）由公式（3）计算得出；时间管理能力的数据（含反作用路径）由公式（4）计算得出。
$ P_{(t+1)}=f\left(A \cdot w_{\mathrm{A} \rightarrow \mathrm{P}}+T \cdot \mathrm{w}_{\mathrm{T} \rightarrow \mathrm{P}}+E \cdot w_{\mathrm{E} \rightarrow \mathrm{P}}\right)$
$ T_{(t+1)}=f\left(A \cdot w_{\mathrm{A} \rightarrow \mathrm{~T}}+P \cdot w_{\mathrm{P} \rightarrow \mathrm{~T}}+E \cdot w_{\mathrm{E} \rightarrow \mathrm{~T}}\right)$
式中： P（t+1）表示心理韧性在 t+1 时的状态值；T(t+1) 表示时间管理能力在t+1 时的状态值；wA→P表示学业压力影响心理韧性路径的权重值；wT→P表示时间管理能力影响心理韧性路径的权重值；wE→P表示体育锻炼坚持性反作用于心理韧性路径的权重值；wA→T表示学业压力影响时间管理能力路径的权重值；wP→T表示心理韧性影响时间管理能力路径的权重值；wE→T表示体育锻炼坚持性反作用于时间管理能力路径的权重值。其中的反作用路径权重由专家评估设定，E→P的权重值设定为0.40、E→T的权重值设定为0.25，以上反作用路径权重同样在模型验证阶段进行检验。
专家在评估权重时考虑了变量的持续变化特征，通过为各个变量设置自循环路径（A→A的权重值为0.20，P→P的权重值为0.20，T→T的权重值为0.20，E→E的权重值为0.20）以体现心理状态与行为倾向的稳定性特征，同时结合文献和实践观察，对心理控制源直接影响体育锻炼坚持性的路径赋予较大权重（P→E的权重值为0.80；T→E的权重值为0.60），以体现其在被试坚持体育锻炼时的关键作用。
为了增强模型的适用性与解释力，本研究在分析不同学业压力情况下体育锻炼坚持性的被影响特征时，设置了3种典型的学业压力仿真情况：学业压力大时（A的权重值为4.5，P和T设定为中等水平）；干预心理韧性时（P的权重值为4.0，高水平心理韧性干预）；干预时间管理能力时（T的权重值为4.0，培养较强的时间管理能力）。每种情况均分别以模糊认知图模型与增强型模糊认知图模型进行仿真，以便对比分析反作用路径与调节机制嵌入前后的人体系统表现差异。同时，为了进一步分析心理韧性与时间管理能力的协同效应，本研究进行了心理韧性与时间管理能力（P×T）分组交互分析，组别分别为：HH组（心理韧性强、时间管理能力强的被试）、HL组（心理韧性强、时间管理能力弱的被试）、LH组（心理韧性弱、时间管理能力强的被试）和LL组（心理韧性弱、时间管理能力弱的被试），通过仿真比较各组被试在学业压力影响体育锻炼坚持性（A→E）时的影响差异，以明确心理控制源最佳分配机制。
4 研究结果
通过实证数据对增强型模糊认知图（Enhanced FCM）模型进行了验证。首先进行数据质量检验和描述性分析，随后通过模型验证、路径权重赋值、敏感性分析、路径消融实验等方法，系统评估模型的预测能力和各路径的相对重要性，最后通过反作用路径分析、心理韧性与时间管理能力的交互分析揭示变量之间的协同作用机制。
4.1 共同方法变异偏差检验
4.2 描述性统计结果与相关分析结果
本研究所用量表均为5级评分（1~5分），理论中值为3.0。所有量表的克龙巴赫α系数均大于0.88，合成信度（CR）均大于0.90，平均方差抽取量（AVE）均大于0.55，说明满足信效度要求。
由表3可知：1）学业压力均值为2.602（SD=0.860），可界定为中等偏低水平；2）心理韧性均值为3.849（SD=0.660），可界定为中等偏上水平；3）时间管理能力均值为3.781（SD=0.654），可界定为中等偏上水平；4）体育锻炼坚持性均值为4.284（SD=0.628），可界定为较高水平。
表3 4个核心变量的均值、标准差与信度指标统计结果 |
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表4显示：1）学业压力与心理韧性（r=-0.569）、时间管理能力（r=-0.486）及体育锻炼坚持性（r=-0.315）均显著负相关；2）心理韧性与时间管理能力（r=0.750）、体育锻炼坚持性（r=0.597）均显著正相关；3）时间管理能力与心理韧性（r=0.750）、体育锻炼坚持性（r=0.556）也均显著正相关。上述结果是后续构建变量之间的因果关系路径模型的依据，并且为研究假设提供了初步支撑。具体包括以下2点：1）学业压力与体育锻炼坚持性显著负相关（r = -0.315，p<0.01），验证了研究假设H1；2）心理韧性与体育锻炼坚持性（r = 0.597，p<0.01）、时间管理能力与体育锻炼坚持性（r=0.556，p<0.01）均显著正相关，支撑了假设H2与假设H5。后续将通过增强型模糊认知图仿真模型进一步验证中介效应（H3和H6）、调节效应（H4和H7）和反作用路径（H8、H9和H10）。
4.3 模型效度检验
本研究将374名被试的数据输入模糊认知图模型（即学业压力、心理韧性、时间管理能力的实测得分），通过增强型模糊认知图模型计算得出体育锻炼坚持性的预测值，并与体育锻炼坚持性实测值进行相关性检验。检验结果显示，预测值与实测值显著正相关（r=0.469，p<0.000），表明本研究构建的增强型模糊认知图模型具有良好的预测效力。如图2所示，预测值与实测值明显线性相关。进一步使用5折交叉验证对模型稳健性进行评估，5组样本的预测值与实测值相关系数平均值为0.465，说明模型具有较好的泛化能力和稳健性。在对调节路径权重进行调整后，模型效度为r=0.468（p<0.000），进一步说明所构建模型的整体稳健性。
4.4 调节路径权重分析
为了确定调节路径的实际作用强度，使用高低分组比较法计算心理韧性与时间管理能力的调节路径权重值，具体计算结果为：心理韧性调节路径权重值为0.169；时间管理能力调节路径权重值为0.098。该结果表明，心理韧性在学业压力影响体育锻炼坚持性时产生的调节作用大于时间管理能力，说明心理韧性在缓解学业压力、促进体育锻炼方面可能具有更强的调节作用。
4.5 敏感性分析
表5 心理控制源变量影响体育锻炼坚持性的敏感性系数统计结果 |
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4.6 路径消融实验结果
为了进一步评估调节路径与反作用路径在增强型模糊认知图模型中的重要性，本研究进行了路径消融实验，主要分析消除不同影响路径后体育锻炼坚持性发生的变化。结果显示，在学业压力大的情况下（A的权重值为4.5，P和T为样本均值水平），完整增强型模糊认知图模型计算得出的体育锻炼坚持性预测值为3.898。路径消融后的变化情况显示（见表6）：1）消除心理韧性在学业压力影响体育锻炼坚持性时的调节路径后，体育锻炼坚持性的预测值减小至3.873（降幅为0.025）；2）消除时间管理能力在学业压力影响体育锻炼坚持性时的调节路径后，体育锻炼坚持性的预测值减小至3.874（降幅为0.023）；3）消除体育锻炼坚持性反作用于心理韧性的路径后，体育锻炼坚持性的预测值减小至3.837（降幅为0.061）；4）消除体育锻炼坚持性反作用于时间管理能力的路径后，体育锻炼坚持性的预测值减少至3.853（降幅为0.045）。上述结果表明，在模型中的体育锻炼坚持性的反作用效应明显大于心理韧性和时间管理能力的调节作用。其中，体育锻炼坚持性反作用于心理韧性的路径极为重要，说明体育锻炼对心理韧性的增强作用在整个人体系统具有关键作用。
表6 路径消融对体育锻炼坚持性预测值的影响情况 |
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4.7 分析反作用路径前后的仿真模型分析结果
反作用路径（E→P与E→T）的分析是本研究的重要创新之一，通过仿真模型分析反作用路径对模型稳定性的影响。仿真模型分析结果显示：完整模型（含反作用路径）计算得出的体育锻炼坚持性预测值在不同学业压力情况下均显著于无反作用路径模型的计算结果。如图3所示：1）在学业压力小的情况下，有反作用路径模型计算得出的体育锻炼坚持性预测值为3.905，无反作用路径模型计算得出的体育锻炼坚持性预测值减小至3.808（降幅为0.097）；2）在学业压力中等的情况下，有反作用路径模型计算得出的体育锻炼坚持性预测值为3.891，无反作用路径模型计算得出的体育锻炼坚持性预测值减小至3.822（降幅为0.069）；3）在学业压力大的情况下，有反作用路径模型计算得出的体育锻炼坚持性预测值为3.898，无反作用路径模型计算得出的体育锻炼坚持性预测值减小至3.797（降幅为0.101）。这些结果为“大学生进行体育锻炼时通过增强其心理控制源可形成良性循环”的观点提供了支撑，同时也表明，这种反作用机制对大学生在不同学业压力水平下进行体育锻炼均能产生积极效应。
4.8 心理韧性与时间管理能力交互分析结果（P×T分组）
本研究还对心理韧性与时间管理能力的协同效应进行了进一步分析，通过将被试分为4个组别进行交互分析发现（如图4所示）：1）心理韧性强、时间管理能力强的被试（HH组）的学业压力与体育锻炼坚持性的相关系数为-0.090（p=0.450，n=73）；2）心理韧性强、时间管理能力弱的被试（HL组）的学业压力与体育锻炼坚持性的相关系数为0.536（p=0.012，n=21）；3）心理韧性弱、时间管理能力强的被试（LH组）的学业压力与体育锻炼坚持性相关系数为-0.148（p=0.124，n=110）；4）心理韧性弱、时间管理能力弱的被试（LL组）的学业压力与体育锻炼坚持性的相关系数为-0.209（p=0.006，n=170）。图4的交互分析结果揭示了不同水平的心理韧性与时间管理能力的被试的体育锻炼坚持性存在差异。特别值得注意的是HL组的学业压力与体育锻炼坚持性显著正相关，表明心理韧性较强的被试即使在时间管理能力不足的情况下，也能将学业压力转化为坚持体育锻炼的动力。相较而言，LL组的学业压力与体育锻炼坚持性显著负相关，说明被试在心理韧性和时间管理能力均弱的情况下会因学业压力对体育锻炼坚持性产生抑制作用。
综上所述，本研究提出的10个假设均得到不同程度的实证支撑。其中：学业压力对体育锻炼坚持性的直接负向影响（H1）得到实证支撑；心理韧性和时间管理能力对体育锻炼坚持性的直接正向影响（H2、H5）、中介作用（H3、H6）及调节效应（H4、H7）均得到实证支撑；体育锻炼坚持性对心理韧性和时间管理能力的正向反作用（H8、H9）得到实证支撑；体育锻炼坚持性对学业压力的负向反作用（H10）得到部分实证支撑，表明心理-行为闭环机制在本研究中得到初步验证。
5 讨论与分析
5.1 学业压力对体育锻炼坚持性的抑制机制
5.2 控制源对体育锻炼坚持性的差异化调节作用
本研究的模型权重分析结果显示，在学业压力对心理韧性和时间管理能力产生影响不变的情况下，心理韧性（A→P的权重值为-0.30，P→E的权重值为0.80）和时间管理能力（A→T的权重值为-0.30，T→E的权重值为0.60）对体育锻炼坚持性产生的影响有差异。而在解释学业压力与体育锻炼坚持性的相互关系时，本研究分析了心理韧性与时间管理能力产生调节作用的路径。增强型模糊认知图仿真模型分析结果显示：在学业压力大的情况下，完整增强型模糊认知图模型计算得出的体育锻炼坚持性预测值达到3.898；而分别消除心理韧性和时间管理能力产生调节作用的路径后，该数值依次减小为3.873和3.874，说明心理韧性和时间管理能力在学业压力影响体育锻炼坚持性时产生的效应有削弱作用。上述仿真结果也得到相关研究者提出的“多重缓冲模型”[46]和“多重心理控制源共存优势”观点的支撑[47]。
敏感性分析和调节路径权重检验进一步验证了心理韧性（敏感性系数为0.020，调节路径权重值为0.169）与时间管理能力（敏感性系数为0.021，调节路径权重值为0.098）在影响体育锻炼坚持性时具有的重要作用。以上2种方法的分析结果存在差异：敏感性分析结果显示，时间管理能力的影响略大；而调节路径权重检验则表明心理韧性的影响更大。这是由于2种方法分析维度不同——敏感性分析反映变量通过所有相关路径产生的累积效应，而调节路径权重检验侧重于量化评估心理控制源对学业压力的影响。进一步来说，心理韧性强不仅有助于维持个体在学业压力下的积极情绪与行为，还能提高其在复杂压力下的认知重建能力。例如，有研究者通过链式中介模型分析发现，心理韧性强的个体更易形成体育锻炼习惯，并且不受外界干扰，从而在面对学业压力时仍能坚持体育锻炼[48]。而时间管理能力强则更利于个体优化任务优先级，有助于其在有限时间内加强体育锻炼。有研究者就发现，时间管理能力在自我决定动机与体育锻炼习惯之间产生了显著的中介作用，促进了体育锻炼意图向行为的有效转化，尤其在时间紧张的情况下更为显著[49]。有外国学者也发现，时间管理能力是实现体育锻炼意图向行为转化的核心中介因素[50]。
此外，更值得注意的是，本研究构建的增强型模糊认知图模型实现了预测效度的显著提升（r=0.469，p<0.0001），这在行为科学领域具有实质性意义，表明模型能分析出大约22%的体育锻炼坚持性变异，大于一般性的心理行为预测的典型研究的效度。
5.3 反向补偿效应的理论解释
交互效应分析结果进一步揭示了不同水平的心理韧性与时间管理能力变量进行组合时被试表现出的差异。结果表明，HH组的学业压力与体育锻炼坚持性虽然负相关（r=-0.090，p=0.450），但是相关性并不是非常显著，说明心理控制源调节能力强的被试在学业压力影响体育锻炼坚持性时表现出具有较强的调节能力。
本研究的独特发现在于，HL组产生了“反向补偿效应”（r=0.536，p=0.012）。这一发现拓展了传统的线性心理控制源观，揭示了心理控制源与体育锻炼行为之间的复杂非线性关系。该结果表明，当心理韧性足够强时，时间管理能力不足反而可能激发被试形成动机补偿机制，促使其通过体育锻炼调节学业压力。具体而言，对于HL组被试，学业压力的增大反而成为体育锻炼的“触发器”，压力越大，越会通过体育锻炼调节心理控制源。这种学业压力与体育锻炼的正相关反映了心理韧性强的被试独特的学业压力转化能力，即不是被动地被学业压力消耗心理资源，而是主动地将学业压力转化为体育锻炼动机。这种看似悖论的行为策略可以通过压力应对理论的挑战性评价机制加以解释。根据外国某学者提出的认知评价理论，心理韧性强的个体倾向于将压力评价为挑战，而非威胁，从而形成问题聚焦型应对策略[51]。相关研究进一步证实，心理韧性与积极应对策略显著正相关（r=0.62，p<0.001），且这种相关性在压力水平较大时更为显著[52]。体育锻炼作为典型的问题聚焦型应对方式，不仅能直接缓解人体生理紧张，还能通过成就感的获得增强个体的心理控制感与自我效能感。因此，当心理韧性强的个体面临学业压力且缺乏有效的时间管理策略时，可能会将体育锻炼作为调节学业压力的替代性资源，形成独特的补偿性适应模式。这一发现与应对资源补偿的经典理论高度一致，即当个体的某种心理控制源不足时，会主动调动其他可用心理控制源维持心理适应性功能[53]。近期的研究将此现象进一步阐释为“心理控制源替代假说”，即一种心理控制源的缺失会自动激活其他可用心理控制源来弥补功能上的欠缺[54]。在本研究中，心理韧性强的个体会体现出这种心理控制源补偿的灵活性——在时间管理能力不足的情况下，更倾向于通过体育锻炼应对学业压力，从而实现了心理控制源的功能性替代。此外，神经科学方面的一些研究也支撑了本研究的这一发现。例如：有研究表明，心理韧性强的个体在面对压力时表现出更强的认知控制和情绪调节能力，这会促使其主动采用积极的应对策略[55]；还有研究显示，规律的体育锻炼能通过调节应激反应系统，产生交叉压力适应效应，这又能解释为什么心理韧性强的个体更倾向于选择体育运动作为应对方式[56]。
心理韧性弱、时间管理能力强的被试的学业压力与体育锻炼坚持性非显著负相关（r=-0.148，p=0.124），而心理韧性弱、时间管理能力弱的被试的学业压力与体育锻炼坚持性则显著负相关（r=-0.209，p=0.006），表明在心理韧性和时间管理能力均弱的情况下，学业压力对体育锻炼坚持性的抑制作用最为显著，同时也说明时间管理能力在心理控制源缺乏情况下确实产生了一定的替代性缓解作用，郭玉江在运动员群体中发现的时间管理替代效应[57]就与该结果相似。这种差异化行为方式为高校体育教师干预大学生体育锻炼提供了精准依据，即对于心理韧性强但时间管理能力弱的大学生，应强调体育锻炼的心理调节功能；而对于心理韧性和时间管理能力均弱的大学生，则需要同时提升2种心理控制源的水平，以改变学业压力大与体育锻炼少的恶性循环。
5.4 心理-行为闭环机制的发现
本研究在理论建构上的重要创新在于分析了体育锻炼坚持性对心理控制源的反作用路径，从中发现了心理-行为-心理的闭环机制。这一机制与正向行为激发心理成长的观点高度一致[58]，即正向行为不仅是心理控制源的正向表现，更是自主性、自我效能感等心理控制源的重要来源。有外国学者提出的双向互动理论同样强调，体育锻炼行为与心理控制源之间存在动态的交互作用，而非单向的因果关系[59]。该研究表明，体育锻炼通过提升心理韧性、情绪调节能力和时间管理技能，能间接提高个体应对压力的能力。本研究通过增强型模糊认知图模型的动态仿真尝试对这一机制进行定量分析与演化模拟，将理论假设体现在一个可检验的数学模型中，分析结果显示，在不同学业压力下，包含反作用路径的模型均计算出较大的体育锻炼坚持性预测值，无反作用路径的模型计算得出的体育锻炼坚持性预测值则分别减小了0.097（压力小）、0.069（压力中等）和0.101（压力大），这为“体育锻炼行为对心理状态具有反作用”的观点提供了初步支撑。此外，本研究还探索性地分析了体育锻炼坚持性对学业压力的反作用路径（E→A），虽然在理论上具有逻辑合理性，但是仿真模型分析结果未显示显著效应。原因可能是该机制具有延时性以及其中的中介变量具有复杂性，如睡眠质量、注意力水平等间接因素[60]。未来的研究可进一步使用纵向设计与动态路径追踪方法，深入探讨体育锻炼行为在调节学业压力时的时间变化机制。
特别值得注意的是，路径消融实验表明，反作用路径的影响效应大于调节路径。反作用路径的影响效应分析结果显示：消除体育锻炼坚持性作用于心理韧性的路径后，体育锻炼坚持性预测值减小了0.061；消除体育锻炼坚持性反作用于时间管理能力的路径后，体育锻炼坚持性预测值减小了0.045。调节路径的分析结果显示：消除心理韧性产生调节作用的路径后，体育锻炼坚持性预测值减小了0.025；消除时间管理能力产生调节作用的路径后，体育锻炼坚持性预测值减小了0.023。上述结果说明，体育锻炼坚持性对心理控制源的反作用可能比心理控制源对体育锻炼坚持性的促进作用更为关键，这对传统单向干预模式提供了新的思路。
6 结论与启示
6.1 研究结论
1）体育锻炼坚持性对心理控制源的反作用路径对人体系统产生的作用显著于心理控制源对体育锻炼坚持性的调节作用，表明体育锻炼坚持性不仅是心理控制源的外显结果，更是心理控制源自洽的重要来源。
2）心理控制源组合呈现出非线性交互效应，特别是心理韧性强、时间管理能力弱的被试出现了反向补偿效应，说明在调节心理控制源的情况下，学业压力可能会转化为坚持体育锻炼的动力。
3）增强型模糊认知图模型可以有效分析出心理-行为的复杂动态特征，实现了对非线性关系的量化分析（模型预测效度为r=0.469，p<0.001）。
6.2 实践启示
本研究通过构建基于增强型模糊认知图模型，探究了大学生在不同学业压力下坚持体育锻炼的内在机制；在理论层面构建了包含心理和行为的作用与反作用、调节机制的动态变化模型，丰富了运动心理学的理论框架；在实践层面为高校体育教师制定差异化体育锻炼干预策略提供了科学依据；在方法层面体现了增强型模糊认知图在复杂心理—行为动态交互关系建模时的适用性。本研究对促进大学生身心健康具有重要启示意义。基于研究结果，以下提出精准干预大学生体育锻炼的3个建议。
1）高校应通过制度建设确保大学生的体育锻炼时间，并将体育工作融入人才培养过程。这也与中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于全面加强和改进新时代学校体育工作的意见》中提出的把体育工作及其效果作为高校办学评价的重要指标的要求相符。该文件提出的这一要求体现了单一地强调体育教育过程向教学过程与教学效果并重的转变。
2）根据心理韧性与时间管理能力的交互作用分析结果，实施精准分类干预：对于心理韧性强、时间管理能力弱的大学生，强调体育锻炼坚持性对学业压力的调节作用；对于心理韧性弱、时间管理能力弱的大学生，同时加强心理韧性教育和时间管理训练；对于心理韧性弱、时间管理能力强的大学生，重点强化挫折教育与心理疏导。这一差异化策略体现的是精准干预运动心理的理念[61]，强调识别个体心理控制源结构特点，实施靶向式干预。
3）基于反作用路径的关键作用，应设计循环式的强化干预措施，将体育锻炼本身视为调节心理控制源的重要手段，而非仅作为干预终点。具体措施为：建立体育锻炼反思日志系统、普及体育锻炼对心理健康促进作用的科学知识、制定阶段性体育锻炼计划，帮助大学生有效感知体育锻炼成效，增强其体育锻炼行为坚持意愿。上述路径与教育部等17部门于2023年联合发布的《全面加强和改进新时代学生心理健康工作专项行动计划（2023—2025年）》所倡导的“以体强心”的主要任务完成路径高度契合，充分体现了体育锻炼行为在调节情绪与增强心理韧性方面的独特作用[62]。
6.3 研究局限与展望
本研究构建的模型达到了统计学意义上的显著性（r=0.469，p<0.0001），对体育锻炼坚持性的变异的解释可达到22%。这表明体育锻炼坚持性的影响因素比本研究所构建模型涵盖的因素更为复杂。这一解释水平既反映了体育锻炼坚持性预测具有的挑战性，也为本研究在理论构建和变量选择上明确了进一步深化的方向。
本研究的局限性体现为：1）未进行纵向设计，虽然可以初步建构变量之间的关系，但是对反作用路径的因果推断仍缺乏时间序列支持；2)样本从人口学特征角度存在数量上的不均衡，且研究的重点人群是具有一定体育运动参与度的大学生，可能在一定程度上制约了本研究结论的校外适用性；3）增强型模糊认知图模型未列入睡眠质量、自我决定感等潜在中介变量，未来可结合纵向设计增加样本类型与变量，还可以基于该模型开发个性化干预决策系统，为高校体育工作提供更具操作性的技术支持。
