曾 輝 李要南△ 張 雙 簡(jiǎn)輝輝 張正祎

①天津體育學(xué)院 511300 ②武漢商學(xué)院 △通信作者 E-mail:lyn20150426@126.com

青少年時(shí)期是培養(yǎng)青少年體育鍛煉意識(shí)、塑造健康生活方式的關(guān)鍵時(shí)期[1]。近年來(lái),人類社會(huì)掀起一股數(shù)字改革的熱潮,推動(dòng)著居民生活方式的數(shù)字化轉(zhuǎn)變,催生出大量的數(shù)字運(yùn)動(dòng)場(chǎng)景與產(chǎn)品[2]。在為青少年參與體育鍛煉提供了先進(jìn)、有趣的數(shù)字輔助設(shè)備時(shí),也引發(fā)出數(shù)字成癮的病態(tài)現(xiàn)象,致使許多青少年沉迷游戲娛樂(lè)板塊,而規(guī)避了體育運(yùn)動(dòng)的自我發(fā)展板塊[3]。據(jù)此,有研究發(fā)現(xiàn),若父母偏愛(ài)網(wǎng)絡(luò)游戲,那么青少年會(huì)傾向于將數(shù)字設(shè)備應(yīng)用在網(wǎng)絡(luò)游戲上,而不是在體育鍛煉上。若父母喜好體育鍛煉,家庭內(nèi)部有著濃厚的運(yùn)動(dòng)氛圍,青少年便會(huì)更愿意使用數(shù)字體育設(shè)備或app,并表現(xiàn)出較強(qiáng)的鍛煉意愿[4-6]。探究體育鍛煉意愿在父母與子女間的代際傳遞效應(yīng),揭示其內(nèi)部作用機(jī)制,是營(yíng)造活躍的家庭體育氛圍,幫助青少年建立良好的生活習(xí)性,促進(jìn)其身心健康的必要環(huán)節(jié)。

溢出假設(shè)理論認(rèn)為,家庭成員的情感態(tài)度、思維認(rèn)知與行為方式會(huì)在互動(dòng)中影響到其他成員[7]。這意味著,父母參與體育鍛煉的積極性,會(huì)激發(fā)青少年的模仿、學(xué)習(xí)行為,使青少年也產(chǎn)生相似的生活方式和行為習(xí)慣。在數(shù)字時(shí)代下,若父母喜好體育鍛煉,并鼓勵(lì)、協(xié)同青少年參與體育運(yùn)動(dòng),青少年可能會(huì)基于自身的行為模仿和自我發(fā)展特性而在生活中自發(fā)地使用數(shù)字體育設(shè)備,并由數(shù)字體育設(shè)備的趣味性、多樣性以及父母的模范效應(yīng)而產(chǎn)生強(qiáng)烈的鍛煉意愿[8-9]。這表明,父母體育鍛煉意愿的代際傳遞效應(yīng)可能會(huì)通過(guò)數(shù)字化生活方式的中介而影響青少年的鍛煉意愿。當(dāng)前對(duì)該觀點(diǎn)的論證卻是暫付闕如。

目前,國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究主要集中在數(shù)字成癮與青少年生活方式的關(guān)系[10]、智能App與可穿戴設(shè)備對(duì)青少年體育鍛煉意愿的影響[11]、家長(zhǎng)鍛煉意愿對(duì)青少年鍛煉意愿的影響[12]以及青少年體育鍛煉行為的家庭代際傳遞效應(yīng)[13]。諸多研究已證實(shí)了青少年的體育鍛煉意愿存在家庭代際傳遞效應(yīng),且智能體育設(shè)備、產(chǎn)品會(huì)提高青少年的鍛煉意愿。然而,目前學(xué)界在青少年體育鍛煉的代際傳遞效應(yīng)的正負(fù)性[14-15]以及性別差異[16-17]結(jié)果各不相同,部分學(xué)者僅討論了數(shù)字化生活方式作為前因變量的健身意愿影響機(jī)制[18],而未曾涉及數(shù)字化生活方式的中介機(jī)制。研究以此為契機(jī),在已有觀點(diǎn)的基礎(chǔ)上,探討青少年體育鍛煉意愿的代際傳遞效應(yīng)以及數(shù)字化生活方式在其中的中介效應(yīng),以期為青少年塑造健康的數(shù)字生活方式,提高鍛煉意愿,保持體質(zhì)健康提供重要依據(jù)。

家庭系統(tǒng)理論認(rèn)為,青少年會(huì)從家庭互動(dòng)中潛移默化地習(xí)得與父母相同的技能,形成相似的認(rèn)知和行為[19]。父母是青少年社會(huì)化發(fā)展的榜樣與模范,為了使自己符合成年人的社會(huì)特征,青少年會(huì)通過(guò)觀察、模仿父母的行事風(fēng)格與習(xí)慣,形成相似的社會(huì)規(guī)范、價(jià)值和行為。若父母自身具備規(guī)范的生活方式,正確使用數(shù)字設(shè)備,向青少年直觀地表露出強(qiáng)烈的體育鍛煉意愿和行動(dòng),或直接與青少年一起進(jìn)行體育鍛煉,那么在日常生活或鍛煉過(guò)程中就會(huì)激發(fā)青少年的模仿和學(xué)習(xí)行為,進(jìn)而形成相似的生活方式,并借此提高自身的鍛煉意愿[20]。由此可知,青少年生活方式的偏好、鍛煉意愿的強(qiáng)弱實(shí)際上是他們?yōu)榱藵M足自身的社會(huì)化發(fā)展而模仿或?qū)W習(xí)父母行為的結(jié)果。故本研究基于家庭系統(tǒng)理論,以青少年在社會(huì)化過(guò)程中模仿、學(xué)習(xí)父母的行為方式為切入點(diǎn),考察青少年體育鍛煉意愿的家庭代際傳遞效應(yīng),以及數(shù)字化生活方式的中介作用。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

依據(jù)便利抽樣原則,以湖北省、山東省和天津市獨(dú)生子女的雙親家庭為施測(cè)對(duì)象。依據(jù)臨床醫(yī)學(xué)對(duì)青少年年齡的范圍界定[21],不對(duì)子女年齡在10～19歲外的家庭發(fā)放問(wèn)卷?？偣蚕?00個(gè)家庭發(fā)放問(wèn)卷,剔除填答不全、同一選擇和信息缺失的問(wèn)卷后,青少年的有效樣本量為532人(88.67%),父親有效樣本為487個(gè)(81.17%),母親有效樣本為499個(gè)(83.17%)。以有效樣本量最低的父親樣本為基準(zhǔn),剔除其中青少年和母親填答不規(guī)范的問(wèn)卷后,最終青少年、父親和母親樣本量均達(dá)到445人,最終有效樣本回收率為74.17%。青少年的平均年齡為14.19±2.387歲,男生234人,女生211人。父親平均年齡為36.90±4.915歲,母親平均年齡為30.61±4.062歲。

1.2 方法

1.2.1 體育鍛煉意愿量表 采用Prins等(2010)編制的體育鍛煉參與意愿(TPB)量表測(cè)量父母與青少年的體育鍛煉意愿[22]。首先采用直譯法形成初步的中文版量表,然后邀請(qǐng)翻譯專業(yè)領(lǐng)域的副教授1名以及具備體育學(xué)、心理學(xué)和社會(huì)學(xué)學(xué)科交叉背景的教授和副教授各1名,分別針對(duì)每個(gè)條目的語(yǔ)法、語(yǔ)義和表述等問(wèn)題進(jìn)行兩輪修改,形成最終的中文版體育鍛煉意愿量表。該量表包括鍛煉態(tài)度、感知能力、控制能力和鍛煉能力4個(gè)維度,共5個(gè)條目,由青少年與其父母分別作答。采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分法計(jì)算青少年與父母的體育鍛煉意愿得分,由“非常不認(rèn)同”到“非常認(rèn)同”正向計(jì)分。青少年、父親和母親模型的Cronbach's α系數(shù)分別為0.901、0.884和0.885,KMO值分別為0.828、0.825和0.831,每個(gè)條目的因子載荷值均大于0.5。模型擬合指標(biāo)結(jié)果分別為χ2/df=1.901、1.278和2.843,CFI=0.997、0.999和0.996,RFI=0.987、0.992和0.983,TLI=0.997、0.998和0.989,RMSEA=0.045、0.035和0.064。青少年與其父母體育鍛煉意愿量表的信、效度結(jié)果均在理想范圍內(nèi),可進(jìn)一步開(kāi)展路徑分析。

1.2.2 數(shù)字化生活方式量表 采用閻妍(2012)編制的網(wǎng)絡(luò)生活方式分量表測(cè)量青少年的數(shù)字化生活方式[23],包括情感寄托、快樂(lè)成就、休閑生活和信息前沿4個(gè)維度,共29個(gè)條目。采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分法計(jì)算樣本得分,由“非常不符合”到“非常符合”正向計(jì)分。該量表Cronbach's α系數(shù)為0.841,KMO值為0.812,每個(gè)條目的因子載荷值均大于0.5。模型擬合指標(biāo)結(jié)果:χ2/df=2.835,CFI=0.995,RFI=0.975,TLI=0.984,RMSEA=0.064。青少年數(shù)字化生活方式量表的信、效度結(jié)果良好,可進(jìn)行路徑分析。

1.2.3 施測(cè)過(guò)程 以班級(jí)為單位,邀請(qǐng)班主任協(xié)助主試,在正式調(diào)研前向家長(zhǎng)和青少年發(fā)放問(wèn)卷調(diào)查同意書(shū),征得施測(cè)對(duì)象的知情與同意。青少年的施測(cè)工作采用紙質(zhì)問(wèn)卷的方式進(jìn)行,包括基本信息、體育鍛煉意愿量表和數(shù)字化生活方式量表。每份問(wèn)卷從“1”開(kāi)始賦予編號(hào),填答結(jié)束后由主試編制“編號(hào)及青少年姓名一覽表”,并在父母施測(cè)環(huán)節(jié)前向其公示。父母的施測(cè)工作借助問(wèn)卷星調(diào)研平臺(tái),由班主任在WeChat家長(zhǎng)群里發(fā)放網(wǎng)絡(luò)調(diào)查問(wèn)卷,包括基本信息和體育鍛煉意愿量表。此外,父母的調(diào)研問(wèn)卷新增“青少年的問(wèn)卷編號(hào)及姓名”兩題,便于后期歸納、整理同一家庭的調(diào)研數(shù)據(jù)。

1.3 統(tǒng)計(jì)處理

運(yùn)用SPSS 26.0和Amos 24.0軟件分析數(shù)據(jù)。首先,構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型,檢驗(yàn)青少年體育鍛煉意愿的家庭代際傳遞效應(yīng)和中介效應(yīng)。然后,采用多群組分析構(gòu)建父母與兒子和女兒的體育鍛煉意愿代際傳遞模型,檢驗(yàn)不同性別青少年的模型差異性。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差

采用Harman單因素法檢驗(yàn)共同方法偏差,共提取出4個(gè)公因子,首個(gè)公因子的變異解釋量為19.327%(低于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)),這意味著本研究不存在明顯的共同方法偏差。

2.2 父母、青少年的體育鍛煉意愿與數(shù)字化生活方式的相關(guān)關(guān)系

采用Pearson相關(guān)性分析檢驗(yàn)父母體育鍛煉意愿、數(shù)字化生活方式和青少年體育鍛煉意愿的相關(guān)性。由表1可知,父親體育鍛煉意愿、母親體育鍛煉意愿、數(shù)字化生活方式和青少年體育鍛煉意愿兩兩間呈正相關(guān)關(guān)系。

表1 變量的相關(guān)性分析(r)

2.3 體育鍛煉意愿的代際傳遞與數(shù)字化生活方式的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

運(yùn)用Amos 24.0軟件構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型,將父母雙方的體育鍛煉意愿作為自變量,數(shù)字化生活方式為中介變量,青少年體育鍛煉意愿為因變量,構(gòu)建體育鍛煉意愿的家庭代際傳遞模型。如圖1所示,父親(β=0.225,P<0.001)與母親(β=0.123,P<0.01)的體育鍛煉意愿顯著正向預(yù)測(cè)青少年的體育鍛煉意愿,同時(shí)顯著正向預(yù)測(cè)數(shù)字化生活方式(β=0.386,0.228,P<0.001),數(shù)字化生活方式顯著正向預(yù)測(cè)青少年體育鍛煉意愿(β=0.517,P<0.001)。

圖1 青少年體育鍛煉意愿的代際傳遞模型

表2表明,青少年體育鍛煉意愿的家庭代際傳遞模型總效應(yīng)值為0.665,直接效應(yīng)值為0.348,間接效應(yīng)值為0.317,分別占總效應(yīng)的52.33%和47.67%。數(shù)字化生活方式不僅在父親與青少年的體育鍛煉意愿中產(chǎn)生了中介作用(Effect size=0.199,95%CI:[0.137,0.272]),也在母親與青少年的體育鍛煉意愿中產(chǎn)生了中介效應(yīng)(Effect size=0.118,95%CI:[0.058,0.183]),95%置信區(qū)間內(nèi)均不包括0,效應(yīng)占比分別為29.92%和17.74%。

表2 青少年體育鍛煉意愿代際傳遞模型的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

綜上所述,父親和母親的體育鍛煉意愿顯著正向預(yù)測(cè)青少年體育鍛煉意愿,數(shù)字化生活方式在其中產(chǎn)生了部分中介作用。

2.4 兒子和女兒體育鍛煉意愿的代際傳遞差異性

本研究依據(jù)溫忠麟[24]建議的多群組路徑分析操作步驟考察模型中兒子與女兒的路徑系數(shù),構(gòu)建父母與兒子、女兒的體育鍛煉意愿代際傳遞模型(見(jiàn)圖2、圖3)。在兒子模型中,各擬合指標(biāo)情況為:χ2/df=1.349,RMSEA=0.039,CFI=0.983,GFI=0.935,IFI=0.984,NFI=0.939。在女兒模型中,χ2/df=1.397,RMSEA=0.043,CFI=0.983,GFI=0.929,IFI=0.983,NFI=0.943。這表明,兒子與女兒模型的擬合指標(biāo)均在理想范圍內(nèi),表明可進(jìn)一步開(kāi)展多群組路徑分析。

圖2 父母與兒子體育鍛煉意愿的代際傳遞模型

圖3 父母與女兒體育鍛煉意愿的代際傳遞模型

構(gòu)建多個(gè)限定模型,檢驗(yàn)兒子、女兒模型的恒等性。結(jié)果顯示,當(dāng)限定了載荷與路徑系數(shù)相等時(shí),本研究?jī)鹤?、女兒模型的△?/△df=2.017,P<0.05。雖然P<0.05,但各擬合指標(biāo)的變化量同樣小于0.05,見(jiàn)表3,符合吳明隆[25]建議的多群組分析模型恒等性檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)。因此,兒子與女兒模型均具有恒等性。

表3 兒子、女兒模型的恒等性擬合指標(biāo)

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn),在兒子模型中(見(jiàn)圖2),父親體育鍛煉意愿能夠直接預(yù)測(cè)兒子體育鍛煉意愿(β=0.240,P<0.01),但母親體育鍛煉意愿對(duì)兒子體育鍛煉意愿的預(yù)測(cè)作用不顯著。在女兒模型中(見(jiàn)圖3),母親體育鍛煉意愿對(duì)數(shù)字化生活方式的預(yù)測(cè)作用不顯著。父親(β=0.212,P<0.01)和母親體育鍛煉意愿(β=0.181,P<0.01)都能夠直接預(yù)測(cè)女兒體育鍛煉意愿。此外,比較兩模型的中介效應(yīng)發(fā)現(xiàn),兒子和女兒的模型總效應(yīng)值分別為0.664、0.569,父親體育鍛煉意愿在兒子、女兒模型中的效應(yīng)值分別為0.449、0.388,占比分別為67.62%、68.19%,而母親體育鍛煉意愿的效應(yīng)值分別為0.215、0.181,占比分別為32.38%、31.81%。

由此可知,數(shù)字化生活方式在父親與兒子、女兒體育鍛煉意愿的代際傳遞效應(yīng)中分別產(chǎn)生了部分中介效應(yīng),在母親與兒子體育鍛煉意愿的代際傳遞效應(yīng)中產(chǎn)生了完全中介效應(yīng),在母親與女兒體育鍛煉意愿的代際傳遞效應(yīng)中不存在中介效應(yīng)。此外,由效應(yīng)值之比可得,在數(shù)字化生活方式的介導(dǎo)下,父親體育鍛煉意愿的代際傳遞效應(yīng)高于母親,父母體育鍛煉意愿的代際傳遞效應(yīng)對(duì)兒子的影響更大,父親對(duì)兒子體育鍛煉意愿的代際傳遞效應(yīng)高于女兒。

3 討 論

3.1 青少年體育鍛煉意愿的家庭代際傳遞效應(yīng)

研究通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建證明了,父親和母親的體育鍛煉意愿對(duì)青少年的體育鍛煉意愿具有正向預(yù)測(cè)作用,即青少年的體育鍛煉意愿存在積極的家庭代際傳遞效應(yīng),這一結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[26]。生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為,家庭的文化氛圍直接或間接地影響子女的技能掌握、知識(shí)學(xué)習(xí)和經(jīng)驗(yàn)積累,父母作為子女社會(huì)化發(fā)展的影響者,其自身行為、態(tài)度和主觀規(guī)范等會(huì)引起子女的模仿和學(xué)習(xí),影響著子女的行為態(tài)度與規(guī)范的生成。例如,父母的運(yùn)動(dòng)經(jīng)歷越豐富、體育鍛煉的參與意愿越高,以及積極鼓勵(lì)子女參與體育鍛煉等,都會(huì)提高子女的鍛煉意愿[27]。因此,青少年的體育鍛煉意愿存在積極的家庭代際傳遞效應(yīng)。

3.2 數(shù)字化生活方式的中介效應(yīng)

中介效應(yīng)分析結(jié)果表明,數(shù)字化生活方式在青少年體育鍛煉意愿的家庭代際傳遞效應(yīng)中產(chǎn)生了中介效應(yīng),這一結(jié)果拓寬了前人將數(shù)字化生活方式作為前因變量的鍛煉意愿影響機(jī)制研究[18]。自我決定理論認(rèn)為,個(gè)體生來(lái)便具有自主性、能力感和關(guān)聯(lián)性的需求滿足傾向,不同的需求都會(huì)影響著動(dòng)機(jī)的傾向。當(dāng)父母具備較強(qiáng)的鍛煉意愿,鼓勵(lì)青少年踴躍參與體育鍛煉,并為青少年提供了先進(jìn)、有趣的數(shù)字體育鍛煉器械或環(huán)境時(shí),能夠提高青少年體育鍛煉的自主性,增強(qiáng)自身的鍛煉能力。同時(shí),青少年的鍛煉機(jī)會(huì)越多,越能加強(qiáng)他們與父母、同伴之間的聯(lián)系[28]。因此,父母所產(chǎn)生的模范作用,以及為青少年提供的數(shù)字體育環(huán)境,能夠同時(shí)滿足青少年的自主性、能力感和關(guān)聯(lián)性三大需求,由需求的滿足引導(dǎo)青少年主動(dòng)地參與體育鍛煉。

3.3 體育鍛煉意愿家庭代際傳遞的性別差異

多群組路徑分析結(jié)果表明,在數(shù)字化生活方式的介導(dǎo)下,父親體育鍛煉意愿的代際傳遞效應(yīng)高于母親。其中,父母的代際傳遞效應(yīng)對(duì)兒子的影響更大,尤其是父親。這一觀點(diǎn)拓寬了前人研究的視野,如王麗娟等認(rèn)為,父母體育鍛煉的代際傳遞效應(yīng)對(duì)兒子具有更大的影響作用[17]。本研究在此基礎(chǔ)上還證明了在數(shù)字化生活方式的中介下,父親體育鍛煉意愿的代際傳遞效應(yīng)大于母親,并且父親對(duì)兒子體育鍛煉意愿的代際傳遞效應(yīng)更大。

社會(huì)性別理論認(rèn)為,傳統(tǒng)性別觀念將分別引導(dǎo)男性和女性朝著社會(huì)期望的方向產(chǎn)生非均衡發(fā)展,使男、女性的行為產(chǎn)生差異[29]。在傳統(tǒng)家庭中,父親通常扮演著一家之主的角色,且體育運(yùn)動(dòng)的競(jìng)技性更符合社會(huì)對(duì)男性特征的期望,在青少年的潛意識(shí)里會(huì)認(rèn)為父親的數(shù)字生活能力和運(yùn)動(dòng)能力可能會(huì)更好。因此,在日常生活中,青少年會(huì)更愿意模仿父親的行為方式或習(xí)慣,比如使用數(shù)字產(chǎn)品,參與體育鍛煉[30]。

社會(huì)角色理論認(rèn)為,社會(huì)生活中的性別差異現(xiàn)象受到社會(huì)制定的性別勞動(dòng)分工的影響,男性可能更符合社會(huì)對(duì)家庭生存、體育運(yùn)動(dòng)的角色期望,女性則更符合社會(huì)對(duì)掌握“琴棋書(shū)畫(huà)”、照料家庭的角色期望[31]。同時(shí),符號(hào)互動(dòng)理論認(rèn)為,兒童青少年會(huì)偏愛(ài)與他們性別相同的父母,更加注重于觀察、模仿同一性別的父母的行為方式[32]。因此,為了提高自身的數(shù)字生活能力和運(yùn)動(dòng)能力,兒子可能更傾向于模仿、學(xué)習(xí)父母,尤其是父親的生活方式和習(xí)慣,比如積極地使用數(shù)字設(shè)備進(jìn)行體育鍛煉[33]。

總之,本研究構(gòu)建了青少年體育鍛煉意愿的家庭代際傳遞模型,發(fā)現(xiàn)青少年體育鍛煉意愿存在積極的家庭代際傳遞效應(yīng),數(shù)字化生活方式在其中產(chǎn)生了部分中介效應(yīng),即父母體育鍛煉意愿的強(qiáng)弱不僅會(huì)正面影響青少年的體育鍛煉意愿,還會(huì)通過(guò)正向影響其數(shù)字化生活方式,進(jìn)而積極地作用于他們的體育鍛煉意愿。同時(shí),在不同性別青少年的代際傳遞模型中,本研究在已有觀點(diǎn)的基礎(chǔ)上,證明了在數(shù)字時(shí)代下,父親體育鍛煉意愿對(duì)青少年的影響作用比母親更大。其中,兒子更容易受到父母體育鍛煉意愿強(qiáng)弱的影響,尤其受到父親的影響最大。

本研究首次探討了數(shù)字化生活方式與青少年體育鍛煉意愿家庭代際傳遞效應(yīng)的關(guān)系,雖然證明了這一代際傳遞效應(yīng)的積極性和數(shù)字化生活方式的中介效應(yīng),但后續(xù)需要經(jīng)過(guò)反復(fù)調(diào)研與論證,提高上述結(jié)果的科學(xué)性與完整性。同時(shí),研究?jī)H討論了青少年體育鍛煉意愿的相關(guān)作用機(jī)制,在意愿轉(zhuǎn)化為行動(dòng),甚至到最終效益的過(guò)程中可能會(huì)受到其他因素的影響而產(chǎn)生不同結(jié)果。因此,后續(xù)研究將反復(fù)開(kāi)展縱向追蹤調(diào)研,探討數(shù)字化生活方式與青少年體育鍛煉行為或體質(zhì)健康的作用機(jī)制。