研究目的:家庭体育不仅是全民健康促进的重要基石与依托,也是学校体育的延伸,影响着青少年终身体育意识的形成,对青少年身心健康也起着至关重要的作用。青少年在青春期身心快速发展,伴随着个体社会化的发展以及对父母依赖程度的降低,心理容易受到外界环境因素的影响,从而可能产生心理健康问题。《2009年和2020年青少年心理健康状况的年际演变》显示,十余年间青少年心理健康状况稳中有降,抑郁的检出率接近四分之一。亲子体育运动作为家庭体育的一种行为表现,是个体进行情绪自我调节的有效手段,尤其是在新冠疫情常态化背景下,居家隔离期间家庭体育对促进亲子沟通,缓解压力、抑郁及焦虑等心理问题发挥了不可替代的作用。家庭体育这一社会活动形式在青少年身心健康发展中的积极作用,引起了国内学者的广泛关注,并且针对我国家庭体育发展影响因素以及国外家庭体育发展经验等方面进行了理论层面的研究,为家庭体育的发展奠定了基础。但由于受到调查区域和样本的限制,使得我国家庭体育的发展缺乏实证研究的支撑。因此,本研究在家庭体育视角下,选取具有全国代表性且大样本量的2013-2014年中国教育追踪调查数据（CEPS）,探讨亲子体育运动对青少年心理健康的影响机制,旨为家庭体育的发展以及青少年心理健康水平的提高提供理论依据与数据支撑。研究方法:本研究采用具有全国代表性且大样本量的2013-2014年中国教育追踪调查数据（CEPS）。该调查由中国人民大学中国调查与数据中心设计并实施,其中调查采用多阶段概率与规模成比例的抽样方法,以七年级、九年级的学生为目标调查人群,对全国范围内112所学校的438个班级的19487名初中生进行抽样调查。本研究基于以往研究,并结合CEPS调查数据,筛选出四个研究变量,其中除自变量亲子体育运动与因变量青少年心理健康外,本研究还纳入亲子关系和主观学业负担作为中介变量。根据研究需求,删除研究变量的缺失数据后,共得到18248个有效样本,有效样本率为93.64%。采用SPSS 23.0和AMOS 24.0软件进行数据的整理与分析。包括信效度检验、描述性统计、相关分析以及中介效应检验。研究结果:（1）亲子体育运动与亲子关系（r=0.28,P<0.01）、心理健康（r=0.18,P<0.01）均呈显著正相关,亲子关系与心理健康呈显著正相关（r=0.27,P<0.01）。主观学业负担与亲子体育运动（r=-0.21,P<0.01）、亲子关系（r=-0.17,P<0.01）和心理健康（r=-0.23,P<0.01）均呈显著负相关。（2）亲子体育运动可以对心理健康产生显著的直接正向影响（β=0.04,P<0.01）,占总效应的21.05%;"亲子体育运动→亲子关系"（β=0.34,P<0.01）和"亲子关系→心理健康"（β=0.27,P<0.01）的路径系数均显著,并且亲子关系在亲子体育运动与心理健康间的中介效应值为（β=0.09,P<0.01）,占总效应的47.37%;"亲子体育运动→主观学业负担"（β=-0.20,P<0.01）和"主观学业负担→心理健康"（β=-0.22,P<0.01）的路径系数均显著,并且主观学业负担在亲子体育运动与心理健康间的中介效应值为（β=0.04,P<0.01）,占总效应的21.05%;"亲子体育运动→亲子关系"（β=0.34,P<0.01）、"亲子关系→主观学业负担"（β=-0.20,P<0.01）以及"主观学业负担→心理健康"（β=-0.22,P<0.01）的路径系数均显著,并且亲子关系和主观学业负担在亲子体育运动与心理健康间的链式中介效应值为（β=0.02,P<0.01）,占总效应的10.53%。（3）根据研究假设构建结构方程模型,其拟合指标为:χ~2/df=30.306,CFI=0.979,TLI=0.970,IFI=0.979,GFI=0.988,NFI=0.978,SRMR=0.023,RMSEA=0.040,由于χ~2/df的大小与样本量密切相关,本研究样本量较大,容易导致χ~2/df膨胀,所以不能单凭χ~2/df去判断模型的拟合程度,因此,除χ~2/df外,CFI、TLI、NFI、IFI、GFI均在0.90以上,并且SRMR、RMSEA均小于0.08,表明模型拟合度较好。研究结论:（1）亲子体育运动总体上显著正向预测青少年心理健康,也能显著正向预测亲子关系及显著负向预测主观学业负担,亲子关系可以显著正向预测青少年心理健康,而主观学业负担显著负向预测青少年心理健康。（2）亲子体育运动可以直接影响青少年心理健康,也可以通过以下三条路径影响青少年心理健康:亲子关系的中介作用,主观学业负担的中介作用,亲子关系和主观学业负担的链式中介作用。