呂寶馨 徐立功

(華東理工大學 上海 200237)

青少年是祖國的棟梁，未來社會生產實踐的主力軍，因此與他們相關的問題歷來都受到各界的高度重視。世界衛(wèi)生組織對于健康的定義包含軀體健康、心理健康、社會適應良好和道德健康4個方面，國內外多項研究均表明，體育鍛煉不論是對外在體格康健，還是內在的心理健康，均可發(fā)揮一定程度的促進作用，青少年作為身心發(fā)育都尚未健全的群體，需要借助體育的力量來全面完善自身。國家體育總局發(fā)布的《“十四五”體育發(fā)展規(guī)劃》中，除了點明要通過未來五年的努力為體育強國建設的遠景目標添磚加瓦，還強調了促進青少年體育健康發(fā)展的必要性，在黨的二十大報告中也明確指出了要加強青少年體育工作。然而，國家國民體質監(jiān)測中心發(fā)布的《第五次國民體質監(jiān)測公報》以及種種跡象表明，當前我國國民還未充分認識到體育鍛煉的重要性，青少年的身體及心理素質的建設工作還有很大的進步空間。人類發(fā)展生態(tài)學提出，在生長發(fā)育過程中，父母對青少年的影響深遠，由是該文從父母支持出發(fā)，對青少年的鍛煉意愿進行研究，分析影響鍛煉意愿的主要因素，旨在增強青少年鍛煉意愿，使其化被動參與體育為主動參與。

1 理論基礎與研究假設

社會生態(tài)學理論強調個體的發(fā)展受制于多個生態(tài)子系統(tǒng)，且不同生態(tài)子系統(tǒng)對個體行為產生的影響各不相同［1］，隨著個體與環(huán)境關系的密切程度增加，環(huán)境對個體產生的影響也隨之增大。因此，在研究個體行為時，不能只考慮單個因素的影響。延伸到青少年體育研究領域，即父母、體育環(huán)境、鍛煉自我效能等多個因素，都會對青少年的體育參與產生影響。

1.1 父母支持與鍛煉意愿的關系

學界通常將父母支持定義為父母對青少年身體活動提供的物質支持及情感支持。青少年時期是社會化成長的關鍵時期，而家庭是青少年成長的主要環(huán)境，父母支持作為教養(yǎng)方式之一，起到了促進青少年認知與行為發(fā)展的重要作用［2］。前人大量研究已經證實，青少年的體育鍛煉習慣養(yǎng)成與家庭體育開展情況有著密不可分的關聯(lián)，在青少年時期養(yǎng)成的習慣會持續(xù)到成年，甚至伴隨一生［3］。父母支持會在一定程度上影響青少年體育觀念的形成，進而促使其產生鍛煉意愿。家庭體育行為具有代際傳遞的特點［4］，父輩體育參與率與子輩體育參與率同向增加，父母在體育方面給予孩子的支持，會在無形之中改變孩子對體育鍛煉的態(tài)度，能夠有效增強孩子的鍛煉動機?；诖?，該研究提出如下假設。

H1：父母支持對鍛煉意愿具有正向影響。

1.2 體育環(huán)境對父母支持與鍛煉意愿的中介作用

體育環(huán)境包括決定著體育開展情況的自然和社會環(huán)境。研究表明，社區(qū)健身設施、學校體育設備等體育環(huán)境因素，會對青少年的體育鍛煉行為產生一定的影響。體育環(huán)境不僅可以幫助和引導完善運動信念，還可以強化鍛煉意愿，成為促進個體進行體育鍛煉的催化劑［5］。有研究結果顯示，在環(huán)境因素影響力排名中，家庭因素位列前茅，父母支持有益于優(yōu)化體育環(huán)境，換而言之，父母支持水平越高，意味著家庭內部的體育氛圍越濃烈，青少年接觸到體育活動的機會越多，參與意愿也就越強烈。基于此，該研究提出如下假設。

H2：父母支持對體育環(huán)境具有正向影響。

H3：體育環(huán)境對鍛煉意愿具有正向影響。

H4：體育環(huán)境對父母支持與鍛煉意愿具有中介作用。

1.3 鍛煉自我效能對父母支持與鍛煉意愿的中介作用

鍛煉自我效能是指個體對于自己能否完成既定運動目標和任務的認知能力及信念，其強弱直接影響到個人行為動機。研究發(fā)現(xiàn)，自我效能與體育鍛煉行為呈正相關關系［6］，與自我效能水平低的人群相比，高自我效能人群更愿意參與體育運動。青少年的運動效能感越強，參加有規(guī)律運動的可能性就越大。學者韓旭［7］在對大學生主觀幸福感進行研究時發(fā)現(xiàn)，個體感知社會支持程度提升的同時，對應的自我效能水平也會隨之上升。父母支持能夠增強個體對完成任務的確定程度，從而提高其自我效能感。高質量的體育環(huán)境一方面有益于提高個體鍛煉意愿，另一方面有益于個體鍛煉自我效能感的提高［1］。個體的鍛煉自我效能感提高的同時，其鍛煉意愿也會隨之增強，從而促進體育鍛煉行為。該研究認為，父母的大力支持為青少年提供了良好的體育環(huán)境，良好的體育環(huán)境有助于提高個體的鍛煉自我效能，自我效能的提高能夠促進青少年鍛煉意愿的產生。

基于此，該研究提出以下假設。

H5：父母支持對鍛煉自我效能具有正向影響。

H6：鍛煉自我效能對鍛煉意愿具有正向影響。

H7：鍛煉自我效能對父母支持與鍛煉意愿具有中介作用。

H8：體育環(huán)境對鍛煉自我效能具有正向影響。

H9：體育環(huán)境、鍛煉自我效能在父母支持對鍛煉意愿具有中介作用。

通過梳理以上理論與研究假設，該研究提出父母支持對青少年鍛煉意愿影響理論模型，如圖1所示。

圖1 父母支持對青少年鍛煉意愿影響理論模型圖

2 研究設計

2.1 樣本確定與數(shù)據(jù)收集

世界衛(wèi)生組織將青少年年齡范圍限定在10～19歲，基于此，該研究以高中生為調查對象，運用隨機抽樣的方式進行問卷調查。調查采用線上線下相結合的方式同步進行，共回收問卷640份，剔除無效問卷后，實際應用于研究的問卷627 份，問卷有效回收率為98.00%。樣統(tǒng)計結果顯示，性別分布：男性323 人，占比51.51%；女性304 人，占比48.49%。年級分布：高一201 人，占比32.05%；高二217 人，占比34.61%；高三209人；占比33.34%。

2.2 變量選取

該研究參考前人成熟量表［8-9］，結合青少年鍛煉的實際語境進行適當修改。父母支持量表，借鑒劉娜［2］修訂的《父母支持量表（Parental Support Scale）》進行測量，共3 個題項。體育環(huán)境，借鑒洪婧婧等人［5］修訂的《體育環(huán)境量表》，從學校環(huán)境、家庭環(huán)境、社區(qū)環(huán)境3個維度進行測量。鍛煉自我效能，借鑒竇麗等人［10］修訂的《鍛煉自我效能量表》，共5個題項。鍛煉意愿，借鑒范卉穎［11］等人修訂的《體育鍛煉意愿量表》，共3 個題項。問卷采用李克特7級法評分。

2.3 變量測量

2.3.1 信度檢驗

該研究運用Cronbach's α 系數(shù)、組合信度CR 對量表進行信度檢驗。如表1 所示，父母支持、體育環(huán)境、鍛煉自我效能、鍛煉意愿4 個量表的Cronbach's α 系數(shù)分別為0.896、0.895、0.943、0.919，問卷整體Cronbach's α 系數(shù)為0.957，均大于0.7 的標準，說明該研究所用量表較可靠且具有內部一致性。

表1 信效度檢驗

2.3.2 效度檢驗

該研究運用KMO值和巴特球形值、平均提取方差值AVE 對量表進行效度檢驗。經過SPSS 26.0 統(tǒng)計軟件的運算，總量表KMOH 和Bartlett 球形檢驗值為0.948，高于0.7的標準，且P＜0.01，各量表的CR值均超過了0.7，AVE值在0.740～0.803之間，符合大于0.5的要求，說明收斂效度通過檢驗。

2.3.3 共同方法偏差檢驗

該研究運用Harman 單因子檢驗來檢驗數(shù)據(jù)是否存在共同方法偏差。首先采用程序控制方法，通過程序控制以盡可能消除方法偏差的來源；其次采用不記名問卷、混合排序等方法，從源頭上控制。對研究涉及的變量進行探索性因子分析，第一公共因子的解釋率為28.90%，低于40%的臨界值標準，說明該研究不存在嚴重的共同方法偏差。

3 實證研究

3.1 相關性分析

該研究變量相關系數(shù)矩陣如表2 所示，相關分析結果顯示4個變量之間顯著正向相關，具體如下：父母支持與體育環(huán)境正相關（r=0.686，P＜0.01）；父母支持與鍛煉自我效能正相關（r=0.673，P＜0.01）；父母支持與鍛煉意愿正相關（r=0.674，P＜0.01）；體育環(huán)境與鍛煉自我效能正相關（r=0.693，P＜0.01）；體育環(huán)境與鍛煉意愿正相關（r=0.799，P＜0.01）；鍛煉自我效能與鍛煉意愿正相關（r=0.663，P＜0.01）。上述結果說明變量間的關系符合原假設所述關系，為后續(xù)假設檢驗提供依據(jù)。

表2 變量相關性分析

3.2 模型擬合度檢驗

依據(jù)父母支持對青少年鍛煉意愿模型進行擬合檢驗，如表3 所示，CMIN/DF=2.824＜5，RMSEA=0.054＜0.08，GFI=0.955，AGFI=0.934，均超過了0.8，IFI=0.984，TLI=0.980，CFI=0.984，NFI=0.976，均在0.9 以上，模型各項擬合指數(shù)都達到了可接受標準，模型可以被接受，父母支持對青少年鍛煉意愿模型路徑分析圖如圖2所示，其中A 代表父母支持變量對應題項，B 代表體育環(huán)境變量對應題項，C代表鍛煉自我效能變量對應題項，D代表鍛煉意愿變量對應題項，e為觀察變量。

表3 模型擬合指數(shù)

圖2 父母支持對青少年鍛煉意愿模型路徑分析圖

3.3 假設檢驗

3.3.1 直接效應分析

如表4 結果所示，體育環(huán)境對青少年鍛煉意愿的影響程度最大，標準化路徑系數(shù)值為0.615，P＜0.001；其次是父母支持，標準化路徑系數(shù)值為0.210，P＜0.001；再次是自我效能，標準化路徑系數(shù)值為0.119，P＜0.05，原假設H1、H3、H6均成立。各變量之間的影響路徑中，父母支持對體育環(huán)境的影響程度較大，標準化路徑系數(shù)值為0.738；其次是父母支持對自我效能的影響，標準化路徑系數(shù)值為0.432；再次是體育環(huán)境對自我效能的影響，標準化路徑系數(shù)值為0.409，據(jù)此，原假設H2、H5、H8均成立。

（1）父母支持對其他變量的直接效應。該研究發(fā)現(xiàn)，父母支持對青少年鍛煉意愿具有積極影響，與前人研究相一致［12］。青少年接受到的來自于父母或情感或物質的支持，有益于他們更好地發(fā)揮主觀能動性，調動自身的積極性，在心理素質得到提升的同時，更愿意主動參與體育鍛煉。青少年得到的父母支持越多，越能促進其鍛煉意愿的產生。除此之外，父母的親身參與同樣會對孩子的鍛煉行為產生一定的影響，隨著父母鍛煉行為的增加，青少年鍛煉意愿也會隨之加大［13］。

（2）體育環(huán)境對其他變量的直接效應。體育環(huán)境對青少年鍛煉意愿的影響，既來自于體育設施、場館等有形環(huán)境，也包括運動氛圍、運動安全性等無形環(huán)境。體育環(huán)境提供的外部資源會在潛移默化中影響青少年的體育活動［2］，往往所處體育環(huán)境的舒適程度越高，青少年的鍛煉意愿也會越強。通過改善體育環(huán)境來促進青少年體育活動，是避免青少年出現(xiàn)超重、久坐時間過長等不良情況的重要手段之一。

（3）鍛煉自我效能對其他變量的直接效應。多位學者經過研究證實，鍛煉自我效能對鍛煉意愿具有積極影響，換而言之，自我效能高的人更愿意參與體育鍛煉。自我效能在個體認知過程中能發(fā)揮優(yōu)化作用，對行為的選擇性和持續(xù)性起到決定作用。自我效能高的群體，有信心在大多數(shù)情況下都能堅持運動［14］，無論看到哪種時間框架的信息，都會擁有較高的體育鍛煉意愿。

3.3.2 中介效應分析

如表5 所示，父母支持對青少年鍛煉意愿影響理論模型中，在95%的置信區(qū)間內直接效應與間接效應檢驗CI不包括0，且P＜0.001，說明間接效應成立，該模型為部分中介模型。父母支持→體育環(huán)境→鍛煉意愿、父母支持→自我效能→鍛煉意愿、父母支持→體育環(huán)境→自我效能→鍛煉意愿3條路徑在95%的置信區(qū)間內（不包括0），P值＜0.001，說明原假設H4、H7、H9均成立。

表5 中介效應檢驗結果

（1）體育環(huán)境中介效應分析。在95%的置信區(qū)間內，由中介效應顯著性檢驗結果可知，體育環(huán)境中介效應效果量占比為0.391/0.483=80.95%，P＜0.001，說明該路徑間接效應顯著存在，原假設H4成立。社會認知理論提出自身所處環(huán)境中的利好因素越豐富，越能推動個體自發(fā)進行積極的行為。父母為孩子提供的物質性支持，為孩子提供了接觸更優(yōu)異的體育環(huán)境的機會；父母提供的情感支持，一方面增強了孩子的運動觀念，另一方面會給孩子營造出良好的運動氛圍。在體育鍛煉投入前因機制中，父母支持和體育環(huán)境作為外在動力，對青少年體育行為起到了調節(jié)催化的作用［15］，父母支持為孩子提供了優(yōu)良的體育環(huán)境，良好體育環(huán)境促進了青少年參與體育活動的意愿。

（2）鍛煉自我效能中介效應分析。在95%的置信區(qū)間內，由中介效應顯著性檢驗結果可知，鍛煉自我效能中介效應效果量占比為0.051/0.483=10.56%，P＜0.001，說明該路徑間接效應存在，原假設H7 成立。鍛煉自我效能在父母支持與青少年鍛煉意愿中具有部分中介效應，父母支持水平與個體的鍛煉自我效能感呈正相關。個體感知到的支持程度越高，相應的自我效能水平也會越高，因此，當青少年感受到來自父母的體育支持時，會產生更多的自我效能感，對自己能夠完成鍛煉目標和任務的信心也會隨之增加，在體育鍛煉過程中獲得積極情感體驗的概率大大增加，進而促進其鍛煉意愿的增強。

（3）體育環(huán)境、鍛煉自我效能鏈式中介效應分析。在95%的置信區(qū)間內，由中介效應顯著性檢驗結果可知，體育環(huán)境和自我效能中介效應效果量占比為0.041/0.483=8.49%，P＜0.001，說明該路徑間接效應存在，原假設H9成立，體育環(huán)境與鍛煉自我效能對父母支持影響青少年鍛煉意愿具有鏈式中介效應。對于青少年來說，家庭是他們接觸到的第一個社會學習環(huán)境，父母是他們的社會標桿，父母支持對其鍛煉意愿有著直接影響，同時體育環(huán)境和鍛煉自我效能也是重要的中介變量。父母支持引領青少年產生體育鍛煉意愿的同時，也為其提供了良好的體育環(huán)境，有利的體育環(huán)境引導青少年樹立并增強了鍛煉自我效能感，激勵其參與到體育活動中。當青少年通過體育鍛煉獲得積極的身心體驗后，會產生更強烈的鍛煉意愿，獲得堅持鍛煉的外源性動力，久而久之，能夠養(yǎng)成于身心皆有益處的鍛煉習慣。

4 結論與建議

4.1 結論

在增強青少年鍛煉意愿的過程中，父母支持、體育環(huán)境和鍛煉自我效能均與鍛煉意愿具有較強的相關性，且均對鍛煉意愿具有積極作用。體育環(huán)境、鍛煉自我效能分別在父母支持對青少年鍛煉意愿的影響中發(fā)揮中介作用，且體育環(huán)境與自我效能在此過程中具有鏈式中介效應。

4.2 建議

青少年體育對于促進全民健身和全民健康發(fā)展至關重要，強化青少年鍛煉意愿，應從父母支持、體育環(huán)境、鍛煉自我效能三方面著手。

從父母支持的角度來說，當前父母對青少年支持的程度尚處于較低水平，且家長對孩子的支持多停留在物質層面，缺少實際的行動支持［16］。相關部門應當加大宣傳力度，讓家長正確認識青少年體育的重要性，引導父母為孩子創(chuàng)造良好的家庭體育環(huán)境，提供參與體育活動的機會，增強其鍛煉意愿，培養(yǎng)其鍛煉習慣。

從體育環(huán)境的角度來說，應當加快學校、家庭、社區(qū)體育一體化建設腳步，以滿足青少年體育鍛煉需要。就學校而言，應當鞏固學校體育主體地位，調整教學內容，適應青少年體育需要；就家庭而言，應當營造良好的家庭運動氛圍，提供運動裝備，保證孩子運動的安全性；就社區(qū)而言，提供孩子所需的體育設施，積極開展體育活動。

從鍛煉自我效能的角度來說，自我效能是一種習得性信念，家長和學校教師可以通過獎勵機制幫助青少年樹立成就感和培養(yǎng)自信心，根據(jù)個體運動水平的差異，制定不同的運動目標，讓參與鍛煉的青少年都能獲得積極的身心體驗，從而提高自我效能水平，促進其參與體育鍛煉的意愿。