徐陸璐，董寶林

身體活動不足，會影響兒童青少年的骨骼和功能性健康（Wang et al.，2018；Zwinkels et al.，2018），還可能是肥胖癥、視力下降的誘因之一（李良等，2019；Morgan et al.，2012）。近年，我國尤為關(guān)注家庭（父母）因素在促進青少年身體活動的定位和作用，《國務院關(guān)于實施健康中國行動的意見》建議，營造良好的家庭體育運動氛圍，積極引導孩子進行戶外活動或體育鍛煉。父母對子女健康行為的支持，傳達了積極的認知線索和經(jīng)歷體驗，可能決定著青少年認知發(fā)展和行為表達（Soenens et al.，2008）。因此，探究青少年感知父母支持與身體活動的內(nèi)在聯(lián)系，既是促進青少年身心和諧發(fā)展的重要環(huán)節(jié)，亦是學校、家庭亟待共同攻關(guān)的重要議題。

近年，學術(shù)界在青少年感知父母支持與身體活動關(guān)系探討上證實了青少年的行為習慣與其感知父母支持密切相關(guān)（董寶林等，2018b）。感知父母支持，是青少年從父母教養(yǎng)方式中知覺到家長對自身行為、情緒等方面的支持與理解（Weinstein et al.，2012），為青少年的獨立成長提供了情景助力，益于激發(fā)青少年的決斷能力，促進體育鍛煉行為（王麗娟 等，2018；Soenens et al.，2010）；能在青少年主觀活力損耗時激發(fā)青少年的自我掌控力、提升成就信念和自信心，保持健康的體育行為（胡月英等，2017；Muraven et al.，2008）；有助于青少年健全人格，幫助青少年結(jié)合自身體驗制定行為標準，優(yōu)化身體活動和健康生活狀態(tài)，形成健康生活習慣（McDavid et al.，2012）。因此，青少年感知到的父母支持對其身體活動具有重要的引導和輻射作用，Deci等（2008）認為，滿足關(guān)系需求是激發(fā)自主動機的外部資源，可改善認知決策和行為表達。但有研究發(fā)現(xiàn)，中學階段青少年的主要人際關(guān)系正由血緣向?qū)W緣關(guān)系過渡，因此，在體育鍛煉方面，父母支持的重要性可能無法與同伴或教師的支持相提并論（高巖 等，2015；Herres et al.，2015；Martin et al.，2007），甚至對青少年身體活動并無直接影響（代俊等，2019）。Sanz-Arazuri等（2012）的質(zhì)性研究也證實，父母普遍認為子女不參加戶外活動并非家長不支持，而因?qū)W校疏于組織或子女意愿薄弱。

在社會認知和行為發(fā)展期，青少年感知的父母支持及其身體活動水平映射了個體對重要人際關(guān)系的知覺和理解，以及社會行為的決策、習慣等（董寶林等，2018b）。傳統(tǒng)性構(gòu)社會賦予人類不同的社會分工和性別角色認知，使不同性別青少年表現(xiàn)出迥異的人際感知和行為范式（O’Neil，2014），不同學段（初中、高中）青少年的體育鍛煉、體能水平也可能存在差異（汪曉贊等，2009）?；诖?，運用準實驗研究方案——交叉滯后研究設計，以上海市青少年為例，進行為期14周、兩階段的追蹤調(diào)查，考察青少年感知父母支持與身體活動的關(guān)系，并假設二者存在因果關(guān)系（圖1）。同時，檢驗青少年感知父母支持與身體活動的性別、學段差異，以及二者關(guān)系的性別、學段差異，旨在揭示青少年身體活動的家庭影響因素，促進青少年形成健康生活方式。

圖1 交叉滯后關(guān)系模型Figure 1. Model of Cross-Lagged Relationship

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

1.2 測量工具

1.2.1 感知父母支持量表

采用《領悟社會支持量表》（Zimet et al.，1988）中的家庭支持分量表，但根據(jù)研究旨在評估父母對子女（青少年）日常身體活動的支持程度，以及中學階段青少年的理解能力，適當調(diào)整了題項文字表述、降低量表難度系。分量表采用Likert 7點法，從極不同意（1）～極同意（7），經(jīng)反向題處理后，以總分評估個體感知到父母支持的水平。

兩次施測的各題項偏度絕對值在0.419～0.689范圍內(nèi)，峰度絕對值在0.019～0.580范圍內(nèi)，標準差最小值分別1.384和1.472，K-S正態(tài)分布檢驗皆顯著（T1：P（df=1048）＜0.05；T2：P（df=1048）＜0.05）；量表 Cronbach’s α 分別為 0.877（T1）和 0.874（T2），分半信度分別為 0.845（T1）和 0.846（T2）；對30名青少年進行間隔7天的重復測量，各題項的再測信度在0.771～0.846；采用奇偶排序法對問卷進行排序，選擇524份奇數(shù)數(shù)據(jù)進行探索性因子分析，524份偶數(shù)數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析（表1），各指標顯示，該量表的兩次測查具有可接受的內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度。

表1 探索性因子分析和驗證性因子分析指標Table 1 Indices of Exploratory Factor Analysis and Confirmatory Factor Analysis

1.2.2 身體活動量表（International Physical Activity Ques-tionnaire-Short Form，IPAQ-SF）

采用《國際身體活動量表（短卷）》（Craig et al.，2003），共7個題項，其中，6題考察身體活動情況，1題評估久坐時間。根據(jù)研究測查青少年群體的身體活動情況，修訂各強度身體活動的舉例項。量表為考察不同強度活動的周頻率和每天累計時間，將步行MET賦值為3.3，中等強度活動賦值4.0，高強度活動賦值8.0。參照相關(guān)研究進行數(shù)據(jù)清理、截斷、剔除異常值，以及身體活動水平評價和分組（樊萌語等，2014；梁崎等，2010）。其中，身體活動分組：1）高水平組滿足2條標準中的任1條（高強度身體活動在3天及以上，且周總身體活動水平≥1 500 MET-min/周；3種強度身體活動合計在7天及以上，且周總身體活動水平≥3 000 MET-min/周）；2）中等水平組滿足3條標準中的任1條（高強度身體活動≥20 min/天，且合計在3天及以上；中等強度和/或步行≥30 min/天，且合計在5天及以上；3種強度身體活動合計≥5天，且周總身體活動水平≥600 MET-min/周）；3）低水平組滿足2條標準中的任1條（未報告任何強度的身體活動；報告了這些身體活動，但尚不滿足上述中、高分組標準）。本研究以身體活動的分組變量作為身體活動評估指標（以下簡稱“身體活動”）。

兩次測量的各強度題項偏度絕對值在0.685～0.892，峰度絕對值在0.235～0.746，各強度時間的題項偏度絕對值在1.096～1.585，峰度絕對值在0.043～1.897，K-S正態(tài)分布檢驗皆不顯著（T1：P（df=1048）=0.341＞0.05；T2：P（df=1048）=0.255＞0.05）。

1.3 施測過程

研究的方法和過程經(jīng)倫理道德審查后，統(tǒng)一對各抽樣單位的測查委托人或負責人、班主任進行施測流程、要求、內(nèi)容、注意環(huán)節(jié)等方面的培訓。兩次測查程序保持完全一致，皆利用問卷星在線網(wǎng)絡問卷調(diào)查平臺（微信），以抽樣學校為單位，在保證調(diào)查對象知情并同意填答的情況下，采用集體填答和個別單獨填答相結(jié)合的形式采集數(shù)據(jù)。施測前解釋指導語、介紹身體活動概念和內(nèi)涵，告知本調(diào)查的用途及保密性，允許自愿中途放棄測試，并告知在身體活動調(diào)查中，1、3、5題是跳題邏輯，2、4、6、7題為開放題，父母支持分量表各題皆為必答單選題。填答時間范圍設定在150～300 s，網(wǎng)絡問卷收集形式為即答即交，即受試者填寫完成后點擊“提交”。在問卷測查中獲得調(diào)查對象性別（1=女，2=男）、年級、年齡等一般人口統(tǒng)計學資料。

1.4 數(shù)據(jù)采集與分析

將數(shù)據(jù)按選項文本下載，利用Excel 2016賦值各備選答案。經(jīng)篩查后，將有效數(shù)據(jù)導入SPSS 25.0統(tǒng)計分析軟件，經(jīng)過反向題、中心化、計算相關(guān)潛變量得分等二次處理后，運用描述性統(tǒng)計、可靠性分析、探索性因子分析、驗證性因子分析等方法對測量工具進行正態(tài)分布檢驗、參數(shù)檢驗、信效度檢驗等。經(jīng)有效數(shù)據(jù)標準化處理后，運用相關(guān)性分析、獨立樣本t檢驗等常規(guī)性數(shù)理統(tǒng)計方法實現(xiàn)研究所需。采用AMOS 25.0軟件構(gòu)建模型并進行交叉滯后分析，利用極大似然法檢驗模型的擬合度水平。

1.5 共同方法偏差檢驗

研究采用程序控制和Harman單因素檢驗相結(jié)合的方式，考察施測的共同方法偏差。1）程序控制：從國內(nèi)外一流期刊文獻中選用成熟且被反復證實較高信效度的測量工具；設計問卷時，在指導語中利用著重標注、加粗、斜體等方式，強調(diào)“調(diào)查只為科研使用”“數(shù)據(jù)嚴格保密”；施測前解釋指導語和相關(guān)概念。2）Harman單因素檢驗：對所有題項（除人口統(tǒng)計學變量外）進行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析，結(jié)果提取了3個特征根值大于1的因子，且第1因子變異率為35.748%（＜40%），證實施測的共同方法偏差可以接受。

2 結(jié)果

2.1 青少年感知父母支持和身體活動的描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析

描述性統(tǒng)計和控制了性別、學段的偏相關(guān)分析顯示（表2）：T1和 T2的感知父母支持（r=0.764）、T1和T2的身體活動（r=0.720）皆顯著正相關(guān)（P＜0.001）；感知父母支持T1與身體活動T1（r=0.174）、感知父母支持T2與身體活動T2（r=0.223）皆顯著相關(guān)（P＜0.001）。以上數(shù)據(jù)表明，在14周內(nèi)，青少年感知父母支持和身體活動滿足同步相關(guān)性和跨時間穩(wěn)定性，適合交叉滯后分析（孫麗萍等，2018）。

表2 各時間點的各變量描述性統(tǒng)計及偏相關(guān)性分析Table 2 Descriptive Statistics and Partial Correlation Analysis of Each Time Point Variable

對兩個時間點的各變量進行性別獨立樣本t檢驗（表3）。T1和T2中，感知父母支持Levene’s誤差方差等同性檢驗均不顯著（P＞0.05），接受原假設，身體活動Lev-ene’s誤差方差等同性檢驗均顯著（P＜0.05），拒絕原假設，采用非齊性數(shù)據(jù)。t檢驗顯示：兩次施測的感知父母支持性別差異均不顯著，兩次施測的身體活動性別差異均顯著，其中，男性T1和T2身體活動水平均高于女性，說明青少年感知父母支持具有跨性別一致性，身體活動水平具有跨時間穩(wěn)定的性別差異。

表3 各時間點各變量的性別獨立樣本t檢驗Table 3 Gender Independent t-test of Each Time Point Variable

為檢驗青少年感知父母支持及身體活動是否存在學段差異，將學段賦值（初中=1，高中2），并以感知父母支持和身體活動為因變量，進行學段的獨立樣本t檢驗（表4）：1）T1和T2中，感知父母支持Levene’s誤差方差等同性檢驗均顯著（P＜0.05），拒絕原假設，采用非齊性數(shù)據(jù)；身體活動Levene’s誤差方差等同性檢驗均不顯著（P＞0.05），接受原假設，采用齊性數(shù)據(jù)。2）t檢驗顯示：兩次施測中，感知父母支持和身體活動的學段差異均顯著，即青少年感知父母支持和身體活動水平存在跨時間穩(wěn)定的學段差異，其中，高中生感知父母支持和身體活動水平均高于初中生。

表4 各時間點各變量的學段獨立樣本t檢驗Table 4 Learning Phase Independent t-test of Each Time Point Variable

2.2 青少年感知父母支持和身體活動的交叉滯后分析

參照劉炳倫等（2006）和吳艷等（2011）研究，利用項目組合技術(shù)（item parceling），將前測（T1）與后測（T2）感知父母支持、身體活動的觀測變量按相應規(guī)則打包處理。在假設模型基礎上，檢驗青少年感知父母支持與身體活動的交叉滯后效應（圖 2）。模型擬合指標：χ2/df（31）=2.861（P=0.000，n=1 048）；擬合優(yōu)度指標：GFI=0.960，NFI=0.969，RFI=0.954，IFI=0.979，NNFI=0.970，CFI=0.979，90%CI：0.071，0.192；近似誤差均方根RMSEA=0.063，標準化殘差均方根SRMR=0.0287。說明所構(gòu)交叉滯后關(guān)系模型具有較好的擬合度和適配性。通過結(jié)構(gòu)模型的路徑系數(shù)考察青少年感知父母支持與體育活動的異步相關(guān)性：感知父母支持（T1）對身體活動（T2）的正向影響顯著（β=0.208，P＜0.001），身體活動（T1）對感知父母支持（T2）的正向影響也顯著（β=0.066，P＜0.05）。根據(jù)Kantowitz等（2010）和 Eisma等（2019）觀點，若變量 A（T1）與變量 B（T2）相關(guān)度大于變量B（T1）與變量A（T2），同時，變量A的T1與T2相關(guān)度大于變量B的T1與T2，可推斷A與B間存在因果關(guān)系，且A為原因變量、B為結(jié)果變量。由此證實，青少年感知父母支持與身體活動存在因果關(guān)系，且前者可能是引起后者變化的原因，即青少年感知父母支持可能是身體活動的原因變量。

圖2 感知父母支持與身體活動的交叉滯后關(guān)系模型Figure 2. Cross-Lagged Relationship Model of Perceived Parental Support and Physical Activity

描述性統(tǒng)計已證實，青少年感知父母支持和身體活動存在跨時間穩(wěn)定的學段差異。為深入考察此交叉滯后關(guān)系模型是否存在學段差異，以學段為分組（初中=1、高中=2）（紀林芹等，2018），構(gòu)建并比較非限制模型與限制模型卡方差異（表5）：非限制和限制模型的卡方自由度比χ2/df分別為3.078和4.354（＜5）；假設默認正確模型的卡方值自由度比改變值Δχ2/df為1.276，達顯著水平（P=0.041＜0.05）；ΔCFI=0.015，ΔNNFI=0.018，ΔRMSEA=0.012（＜0.01）；ΔSRMR=0.001 6＜0.01。以上多項指標表明，兩類模型（非限制模型與限制模型）差異顯著，即青少年感知父母支持與身體活動的交叉滯后效應存在學段差異。

表5 交叉滯后模型的學段差異檢驗Table 5 Learning Phase Difference Test of Cross-Lagged Model

3 討論

3.1 青少年感知父母支持、身體活動的群體差異

青少年的感知父母支持具有性別一致性特征，與既有研究結(jié)論基本一致（董寶林等，2018b）。盡管社會性別認知構(gòu)建了社會對男、女青少年不同性別角色期待（O’Neil，2014），男、女青少年亦在人際關(guān)系需求和獲取方式上或存差異，如女性傾向通過與父母溝通來獲得支持與理解，通過情緒內(nèi)化來避免沖突；男性傾向通過行為表達和體驗分享來獲得父母支持和認可，并通過行為表達實現(xiàn)目的（Davies et al.，2004），因此，父母對子女的身心健康、教育引導、情感關(guān)懷等方面的無差別對待，以及男、女青少年對父母支持、認可的一致性渴望，可能在身體活動方面體現(xiàn)為青少年感知到父母支持的水平具有性別一致性特征。研究還發(fā)現(xiàn)，青少年感知父母支持可能存在學段差異，與胡月英等（2017）部分觀點一致。相較于初中階段青少年，高中生的社會認知能力、社會情感、人際關(guān)系、歸因風格等趨于成熟（Rose et al.，2006），對家庭人際關(guān)系感知亦更敏感、細致；相較于義務教育范疇的初中階段，高中階段的青少年家長可能更希望子女在學習之余通過加強體育鍛煉、體育健身活動來促進體質(zhì)健康。因此，高中生感知父母對其身體活動的支持水平可能更高。

青少年的身體活動具有跨時間、穩(wěn)定的性別差異，說明與大學階段的青少年一致（馮玉娟等，2015；李俊等，2015），中學階段青少年的身體活動同樣存在性別差異。對于12～18歲青少年，性別角色觀念固化的性別角色認知使女性青少年的性格較多的表現(xiàn)為恬靜、文靜、內(nèi)斂，從個體日常生活或體育鍛煉習慣來看，女性青少年相對喜靜惡動，因此，相較于活躍好動、熱衷于競爭體驗的男性青少年，女性在日常生活和學習中更傾向從事相對安靜的、能量消耗較低的身體活動，如家務勞作、戶外散步、慢跑、非競爭性或益智類運動項目等（張歡等，2017），其日常身體活動量也普遍比男性低，且處于中低水平（T1：1.940±0.612，T2：1.960±0.658）。研究還發(fā)現(xiàn)，青少年的身體活動存在學段差異，可能由于上海市率先實踐了“小學體育興趣化、初中體育多樣化、高中體育專項化、大學體育個性化”的整體改革思路，在學校體育改革和學生體育健康促進等方面，尤其在培養(yǎng)高中生體育運動能力上效果顯著，相應地，運動能力的提高可能使高中生在運動投入上比初中生更積極、專注，活動量水平也更高（王超，2018；薛成博，2016）。該結(jié)果證實了“運動能力信念益于提升運動愉悅感、努力程度，提升運動行為表現(xiàn)”（Wang et al.，2003）這一觀點。

3.2 青少年感知父母支持和身體活動的交叉滯后關(guān)系

在證實青少年感知父母支持和身體活動具備同步相關(guān)性的前提下，運用交叉滯后分析證實了感知父母支持與身體活動具備因果關(guān)系，其中，感知父母支持是青少年身體活動的原因變量，且此交叉滯后效應具有學段差異。同時，還證實了社會生態(tài)學、社會學習理論、社會認知理論、人際關(guān)系理論等諸多理論（Bandura，2004，2010；Bronfenbrenner，1977；Piaget，1964），以及既有結(jié)論的適用性和穩(wěn)定性（Weinstein et al.，2012）。

分析證實感知父母支持是青少年身體活動的激勵因素，與代俊等（2009）部分觀點一致。父母對生活的觀點和理解能為子女的社會認知發(fā)展起到輻射和引導功效（胡月英等，2017）。數(shù)據(jù)反映了父母對子女身體活動的支持立場，為青少年傳達了一種對待生活、健康、體育鍛煉的積極態(tài)度，該態(tài)度會通過青少年的感知和理解內(nèi)化為認知線索、思維導向，正向刺激青少年形成積極、活躍的身體活動狀態(tài)，實現(xiàn)更好的自我探索與發(fā)展。從社會認知理論和發(fā)展情境論的角度理解，相關(guān)情境（父母支持）給予的知覺和體驗會不斷重構(gòu)認知決策體系，使人在情境系統(tǒng)中不斷完善自我、逐漸達到目標并生成思想、情感和行為（Bandura，1999，2004；Branstetter et al.，2013），即感知父母支持可能會反饋給青少年積極的自我評定，使之堅信能力和成就信念，激發(fā)并促進身體活動水平（董寶林 等，2018b，2018c；Baumeister et al.，2005）。正如社會支持理論主效應和緩沖模型闡釋的，青少年感知到的支持越多，越易調(diào)節(jié)消極因素對身心的負面影響，并以積極、樂觀心態(tài)改善身心健康水平（Aneshensel et al.，1982；Cohen et al.，1985；Dahlem et al.，1991）。

交叉滯后分析還證實，感知父母支持與青少年身體活動的因果關(guān)系具有學段差異，該結(jié)果證實了“父母支持對青少年身體活動的影響會因?qū)W段變化而變化”這一觀點（胡月英等，2017）。從數(shù)據(jù)上看，高中生感知父母支持對身體活動的影響大于初中生，一方面，高中生可能更期望在家人支持、認可的情景下從事身體（鍛煉）活動，因此，對于具有較高人際敏感性的高中生，感知父母支持的水平越高，可能身體活動越趨于積極、活躍；另一方面，學習和模仿是孩子天性，青少年對日常生活的理解及其行為范式往往趨于學習和模仿父母的心理和行為（Loch et al.，2015），折射出青少年的身體活動可能存在代際傳遞效應（池麗萍等，2011），即父母高水平的支持度是父輩對身體活動的價值認知、價值觀念等方面的積極理解，會通過代際關(guān)系潛移默化地傳遞、傳播、影響下一代。因此，相較與初中階段青少年，高中生感知父母對其身體活動的支持水平越高，身體活動可能越自覺主動且充滿活力。

3.3 研究不足與展望

不足之處：1）研究通過準實驗研究——交叉滯后研究設計，考察了青少年感知直系代際親屬（父母）的支持與身體活動的內(nèi)在聯(lián)系，有助于論證虛假關(guān)系、澄清現(xiàn)實問題，但并未對父親、母親兩種家庭角色分別細化考量，可能缺乏青少年身體活動之家庭因素的深層次挖掘；2）模仿是孩子的天性，盡管研究考察了父母的“言傳”（父母支持）與青少年身體活動的內(nèi)在聯(lián)系，但未對父母的“身教”，即父母身體活動情況加以考量，在家庭（父母）因素促進青少年身體活動的功能、定位可能把握不足；3）研究僅追蹤了青少年在校參加教學活動期，而未對寒、暑假期的父母支持與身體活動關(guān)系進行探討，對家庭因素與青少年身體活動關(guān)系的全面把握尚待完善；盡管交叉滯后研究能得出多變量因果結(jié)論，但卻不能證明完全因果，應結(jié)合橫斷面實證研究等手段來進一步論證。未來應開展跨年度或多年的長期、多次縱向追蹤測查，結(jié)合橫斷面研究，兼顧父母“言傳”“身教”等諸多家庭因素的綜合考量，以保障研究結(jié)論的全面性、長期性、穩(wěn)定性。

4 結(jié)論

青少年感知父母支持具有性別一致性特征，但可能存在學段差異；青少年的身體活動存在性別差異和學段差異；青少年感知父母支持與身體活動存在因果關(guān)系，其中，感知父母支持可能是原因變量，身體活動可能是結(jié)果變量，且該交叉滯后效應存在學段差異。