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    同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣的關(guān)系:一項(xiàng)交叉滯后分析

    2020-11-26 05:34:26徐陸璐董寶林
    關(guān)鍵詞:余暇同伴主觀

    徐陸璐,董寶林

    余暇鍛煉習(xí)慣,是鍛煉自動(dòng)化、穩(wěn)定性和規(guī)律性的綜合體現(xiàn),國(guó)務(wù)院在十八屆三中全會(huì)建議“強(qiáng)化體育課和課外鍛煉,促進(jìn)青少年身心健康”[1],青少年體育司在《2019 年全國(guó)青少年體育活動(dòng)計(jì)劃》提倡“利用寒暑假、節(jié)假日及其他時(shí)間開(kāi)展青少年體育活動(dòng)”[2],旨為敦促青少年充分利用課余時(shí)間從事戶外體育鍛煉。誠(chéng)然,在余暇時(shí)間里,相當(dāng)數(shù)量初中生青少年寧愿選擇室內(nèi)玩手機(jī)、刷微博、觀看移動(dòng)社交媒體短視頻等[3],也不愿到戶外進(jìn)行益于身心的體育鍛煉活動(dòng)[4]。初中階段的青少年,正值社會(huì)認(rèn)知和自我意識(shí)發(fā)展的萌芽期,強(qiáng)化此階段青少年的鍛煉參與意識(shí),關(guān)系到其身心健康和諧發(fā)展。因此,探究初中青少年余暇鍛煉習(xí)慣及相關(guān)問(wèn)題的內(nèi)在聯(lián)系,是提升生活品質(zhì)、形成健康生活方式的需要,亦是學(xué)校體育亟待攻關(guān)的重要議題。

    認(rèn)知發(fā)展理論認(rèn)為,個(gè)體行為的發(fā)展是在人與環(huán)境不斷交互下逐漸實(shí)現(xiàn)的[5]。近年來(lái),學(xué)者在人際環(huán)境與鍛煉行為關(guān)系探討中發(fā)現(xiàn),同伴關(guān)系與青少年鍛煉行為的改善存在關(guān)聯(lián)[3]。同伴關(guān)系含“接納”和“友誼”2 個(gè)層面,前者與“拒絕”相對(duì)立,指?jìng)€(gè)體被同齡人群接受、關(guān)注的程度;后者指?jìng)€(gè)體與同齡人互動(dòng)交往中建立的情感聯(lián)系[6]。根據(jù)同伴關(guān)系理論,同伴關(guān)系折射出青少年知覺(jué)與同齡或心理發(fā)展水平相近者的關(guān)系狀態(tài)(接納、陪伴、互惠等)[7]。初中生的社會(huì)關(guān)系處于血緣向?qū)W緣的過(guò)渡期,傾向于在與同伴互動(dòng)、鼓勵(lì)下發(fā)展社會(huì)情感和認(rèn)知,建立行為范式[8]。有學(xué)者認(rèn)為,“接納”是自尊和情感的保護(hù)場(chǎng)域,當(dāng)感知不被拒絕(接納)時(shí),青少年的自我概念和鍛煉行為發(fā)展會(huì)越積極[9];“友誼”是健康行為的支持場(chǎng)域,運(yùn)動(dòng)情景中的友誼質(zhì)量越高,越易使人產(chǎn)生社會(huì)認(rèn)同和自我認(rèn)同、提升愉悅感受、激發(fā)鍛煉參與動(dòng)機(jī)[10]。足見(jiàn),同伴關(guān)系對(duì)青少年建立鍛煉習(xí)慣具有無(wú)法替代的功效。反觀之,行為效應(yīng)理論學(xué)者通過(guò)實(shí)證發(fā)現(xiàn),體育鍛煉營(yíng)造的人際平臺(tái)益于增進(jìn)交往、加深友誼,是建立和發(fā)展同伴關(guān)系的一個(gè)干預(yù)手段[11]。那么,對(duì)于初中階段青少年,在余暇鍛煉情景中,是同伴關(guān)系鞏固鍛煉習(xí)慣,還是鍛煉習(xí)慣促進(jìn)同伴關(guān)系?既有研究未能成為揭示此關(guān)聯(lián)的有力證據(jù)。

    近年來(lái),研究者在歸因青少年鍛煉行為時(shí)發(fā)現(xiàn),作為一種非理性因素,主觀鍛煉體驗(yàn)與鍛煉行為存在關(guān)聯(lián)[12]。主觀鍛煉體驗(yàn),是在既有鍛煉經(jīng)歷中獲得的感受和經(jīng)驗(yàn),它能豐富體育認(rèn)知系統(tǒng),提升鍛煉決策力,有助于青少年堅(jiān)持從事鍛煉活動(dòng)[13]。從流暢感理論視角看,積極的鍛煉體驗(yàn)會(huì)引發(fā)流暢心理狀態(tài),此狀態(tài)可使人自覺(jué)專注于鍛煉情景,在實(shí)踐中享受快樂(lè)、體驗(yàn)樂(lè)趣,排除干擾地反復(fù)從事該鍛煉活動(dòng)[14]。該觀點(diǎn)在實(shí)證研究亦得證實(shí),即積極的主觀鍛煉體驗(yàn)可為體育認(rèn)知系統(tǒng)提供有意義的記憶線索,激發(fā)個(gè)體為滿足此感受而形成反復(fù)從事鍛煉活動(dòng)的欲望[15]。值得注意的是,主觀鍛煉體驗(yàn)是在特定情境下(體育鍛煉)形成的感受或經(jīng)歷[3],是以參與鍛煉實(shí)踐為前提的主觀經(jīng)驗(yàn)、記憶。那么,在青少年余暇鍛煉情景下,是長(zhǎng)期鍛煉實(shí)踐豐富了積極鍛煉體驗(yàn),還是積極的鍛煉體驗(yàn)促成鍛煉習(xí)慣,二者是否存在互為因果的關(guān)聯(lián)?顯然,既有橫斷面研究未能準(zhǔn)確解釋這一系列問(wèn)題。

    此外,學(xué)術(shù)界在同伴關(guān)系和主觀鍛煉體驗(yàn)的因果關(guān)系探討上未得一致性結(jié)論。一方面,根據(jù)社會(huì)學(xué)習(xí)理論“人們對(duì)周圍環(huán)境的知覺(jué)會(huì)重構(gòu)體驗(yàn)和感受”[16]等觀點(diǎn),學(xué)者認(rèn)為,在社會(huì)互動(dòng)中,人際關(guān)系會(huì)成為主觀體驗(yàn)的先驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn),決定個(gè)體能否獲得積極體驗(yàn)[17]。另一方面,根據(jù)認(rèn)知-情感系統(tǒng)理論,人的行為是在體驗(yàn)基礎(chǔ)上通過(guò)個(gè)體與社會(huì)關(guān)系的互動(dòng)而生[18],其人際關(guān)系是基于“體驗(yàn)-認(rèn)知”交互動(dòng)態(tài)發(fā)展的結(jié)果[14-15],即主觀鍛煉體驗(yàn)是同伴關(guān)系的前因。那么,在青少年余暇鍛煉習(xí)慣的建立過(guò)程中,同伴關(guān)系和主觀鍛煉體驗(yàn)扮演何種角色?二者存在何種關(guān)聯(lián)?這些問(wèn)題至今未得充分論證?;诖?,采用交叉滯后研究,以初中生青少年為調(diào)查群體,進(jìn)行為期12周、2個(gè)階段縱向追蹤調(diào)查,考察同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣的因果關(guān)聯(lián)及其性別差異(見(jiàn)圖1),并假設(shè)三者存在因果關(guān)系,旨為厘清同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)在青少年建立余暇鍛煉習(xí)慣中的定位和功能,亦為制定青少年健康促進(jìn)方案提供實(shí)踐參考。

    圖1 觀念構(gòu)架模型Figure1 Model of Conceptual Framework

    1 研究對(duì)象與方法

    1.1 被 試

    依據(jù)方便取樣原則,以上海市為例,選取8 所初中,每所初中各年級(jí)隨機(jī)抽取1 個(gè)班級(jí)為被試,進(jìn)行為期12 周、2 階段追蹤調(diào)研。第1 次調(diào)查(T1)在2018 年9 月中旬,共采集1 271 份數(shù)據(jù),經(jīng)“規(guī)律性填答判斷”等篩查,保留1 223份有效數(shù)據(jù);第2次調(diào)查(T2)在2018 年12 月初施測(cè),部分被試因病、離校等其他非主觀原因未完成問(wèn)卷填答,共收集1 244 分問(wèn)卷,采用第1 次施測(cè)相同篩查步驟,保留1 216 份有效數(shù)據(jù)。根據(jù)學(xué)號(hào)編碼對(duì)應(yīng)2次施測(cè)數(shù)據(jù),并以全部完成2次測(cè)查的1 201份數(shù)據(jù)為最終分析樣本。其中,年齡(13.98±1.871)歲;男633人,女568人。

    1.2 測(cè)量工具

    1.2.1 青少年同伴關(guān)系量表 在兒童青少年時(shí)期,同伴關(guān)系包含接納、友誼2部分,其中,接納是與拒絕相對(duì)立的概念,它可滿足青少年群體歸屬感和認(rèn)同感等訴求,而友誼可滿足青少年與周圍人際間交互凝結(jié)的情感和親密感等訴求[19]。因此,從接納和友誼2個(gè)方面考察被試同伴關(guān)系水平。

    考慮到評(píng)估個(gè)體知覺(jué)到的社會(huì)人際狀態(tài)應(yīng)從主體出發(fā),并采用自我評(píng)估的方式來(lái)測(cè)評(píng),因此,遵循前人觀點(diǎn),將接納與拒絕對(duì)應(yīng)考量[20]。采用張登浩[21]《中文版青少年社會(huì)排斥量表》的拒絕分量表(共6 題)。結(jié)合題意設(shè)定情景,加入“余暇時(shí)間”或“余暇鍛煉”等主題詞匯,如余暇時(shí)間里,同伴經(jīng)常會(huì)邀請(qǐng)我一起參加體育鍛煉。采用Likert5 點(diǎn)法,從沒(méi)未有過(guò)(1)~總是如此(5),總分表示被試在余暇鍛煉情境中的同伴接納水平。

    采用韓桂鳳等[22]的《青少年運(yùn)動(dòng)友誼質(zhì)量量表》,含共同活動(dòng)、運(yùn)動(dòng)愉悅、自尊增強(qiáng)、人際吸引、幫助與指導(dǎo)、信任與親密、沖突與沖突解決、交友觀等8 個(gè)維度(共37 題)。結(jié)合題意,修訂主題詞匯“訓(xùn)練”為“余暇時(shí)間”或“余暇鍛煉”,如余暇時(shí)間里,我喜歡和同伴一起參加體育鍛煉。采用Likert5 級(jí)法,以完全不符合(1)~完全符合(5)。經(jīng)反向題處理后,以總分表述被試在余暇鍛煉情境中的同伴友誼質(zhì)量。

    2 次測(cè)查各題項(xiàng)K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)皆有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[T1:P(df=1201)<0.05;T2:P(df=1201)<0.05],總量表Cronbach's α 為0.964(T1)和0.955(T2),分半信度為0.932(T1)和0.913(T2);對(duì)45名青少年進(jìn)行間隔15天的重復(fù)測(cè)量,各題項(xiàng)的再測(cè)信度在0.672~0.843。

    1.2.2 主觀鍛煉體驗(yàn)量表 采用E.MCAULEY[23]《主觀鍛煉體驗(yàn)量表》的“積極幸福感”和“心理困擾”2個(gè)分量表(各含4題,共8 題)。為使問(wèn)題表述易于被試?yán)斫?,設(shè)定情景并加入核心詞匯“余暇時(shí)間”或“余暇鍛煉”,如余暇時(shí)間參加體育鍛煉,使我感覺(jué)非常棒。采用Likert5 點(diǎn)法,從一點(diǎn)也不(1)~的確如此(5)。考慮到積極幸福感和心理困擾是描述被試既有鍛煉中積極和消極2 種截然相反的體驗(yàn),遵循已有研究經(jīng)驗(yàn)[3],將心理困擾各題項(xiàng)視為反向題,并經(jīng)反向題處理后,與積極幸福感各題項(xiàng)得分之和評(píng)估被試余暇鍛煉的主觀體驗(yàn)水平。

    2 次測(cè)查各題項(xiàng)K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)皆有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[T1:P(df=1201)<0.05;T2:P(df=1201)<0.05],總量表Cronbach'sα為0.872(T1)和0.879(T2),分半信度為0.838(T1)和0.826(T2),間隔15天的各題項(xiàng)再測(cè)信度在0.784~0.896。

    1.2.3 青少年余暇鍛煉習(xí)慣量表 習(xí)慣是個(gè)體行為穩(wěn)定性、自動(dòng)化、規(guī)律性的綜合詮釋[24],因而,應(yīng)從余暇鍛煉行為的穩(wěn)定性、自動(dòng)化、規(guī)律性來(lái)評(píng)估青少年余暇鍛煉習(xí)慣。

    修訂王坤[24]《大學(xué)生體育鍛煉習(xí)慣量表》的鍛煉行為和思維模式2 個(gè)分量表。2 個(gè)分量表原為大學(xué)生群體自我評(píng)估體育鍛煉中的行為穩(wěn)定性(7題)和行為自動(dòng)化(11題)程度。結(jié)合題意設(shè)定情景,加入核心詞匯“余暇時(shí)間”“余暇鍛煉”,同時(shí),修訂題項(xiàng)表述為使問(wèn)題表述易于被試?yán)斫?。此外,利用重測(cè)數(shù)據(jù)對(duì)量表進(jìn)行項(xiàng)目分析,排除CR值不顯著(P>0.05)的3 個(gè)題項(xiàng),刪除相關(guān)過(guò)低(r<0.30)的3個(gè)題項(xiàng)和相關(guān)不顯著(P>0.05)的4個(gè)題項(xiàng),最終保留各維度各5 題(共10 題),題總相關(guān)在0.679~0.811(P<0.01),題項(xiàng)難度系數(shù)在0.55~0.64。采用Likert5 點(diǎn)法從完全不同意(1)~完全同意(5)。各分量表總分表示被試余暇鍛煉行為穩(wěn)定性或自動(dòng)化水平。

    采用董寶林等[25]《體育鍛煉行為規(guī)律量表》,量表從規(guī)律鍛煉的周期長(zhǎng)度、每周規(guī)律的鍛煉頻率、每次規(guī)律的鍛煉持續(xù)時(shí)間評(píng)定被試鍛煉規(guī)律性。結(jié)合題意設(shè)定情景,加入核心詞匯“余暇時(shí)間”“余暇鍛煉”等。采用Likert5 點(diǎn)法,其中,周期從小于1 個(gè)月(1)~大于等于4 個(gè)月(5),頻率從小于等于1 次/月(1)~大于等于3次/周(5),持時(shí)從小于15 min(1)~大于60 min(5),以3個(gè)題項(xiàng)得分之和評(píng)估被試余暇鍛煉的規(guī)律性。

    2 次測(cè)查各題項(xiàng)K-S 正態(tài)分布檢驗(yàn)皆有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義[T1:P(df=1201)<0.05;T2:P(df=1201)<0.05],總量表Cronbach'sα為0.947(T1)和0.948(T2),分半信度為0.920(T1)和0.922(T2),間隔15天的各題項(xiàng)再測(cè)信度在0.718~0.798。

    此外,各量表2 次測(cè)量的探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析指標(biāo)見(jiàn)表1。

    表1 探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析指標(biāo)Table1 Indices of Exploratory Factor Analysis and Confirmatory Factor Analysis

    1.3 施測(cè)過(guò)程

    統(tǒng)一對(duì)施測(cè)負(fù)責(zé)的班主任進(jìn)行調(diào)查流程、關(guān)鍵環(huán)節(jié)等方面的專門培訓(xùn)。2 次測(cè)查程序和過(guò)程保持完全一致,均采用紙筆法,利用集體施測(cè)的方式采集數(shù)據(jù)。每次施測(cè)前,均向被試解釋測(cè)試目的、用途、指導(dǎo)語(yǔ)等,強(qiáng)調(diào)調(diào)查的自愿性,并允許被試根據(jù)自身意愿可在中途隨時(shí)放棄測(cè)試,同時(shí),告知數(shù)據(jù)保存方法、途徑、保密性承諾等保密措施。2 次測(cè)查均獲得被試性別(1=女,2=男)、年齡、年級(jí)等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料。

    1.4 數(shù)據(jù)采集與分析

    將有效數(shù)據(jù)導(dǎo)入統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS25.0。數(shù)據(jù)經(jīng)反向題、中心化、潛變量分值計(jì)算等處理后,采用描述性統(tǒng)計(jì)分析、可靠性分析等對(duì)測(cè)量工具進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)、非參數(shù)檢驗(yàn)、信效度檢驗(yàn)等。對(duì)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理后,運(yùn)用相關(guān)性分析、獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)等考察各變量間的內(nèi)在聯(lián)系,以及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)差異等。采用AMOS26.0軟件對(duì)假設(shè)模型進(jìn)行交叉滯后分析和檢驗(yàn),利用極大似然法檢驗(yàn)?zāi)P蛿M合度,同時(shí),考察交叉滯后關(guān)系的性別差異。

    1.5 共同方法偏差檢驗(yàn)

    采用Harman單因素檢驗(yàn)法考察施測(cè)或存的共同方法偏差:除一般人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量(性別、年齡、年級(jí)),對(duì)其他所有題項(xiàng)進(jìn)行單因素未旋轉(zhuǎn)探索性因子分析,共提取14 個(gè)特征根>1 的因子,且第1因子變異率為19.763%(<40%)。證實(shí)施測(cè)的共同方法偏差可接受。

    2 結(jié) 果

    2.1 青少年同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

    控制性別的偏相關(guān)分析顯示(見(jiàn)表2):接納T1-接納T2(r=0.817)、友誼T1-友誼T2(r=0.766)、同伴關(guān)系T1-同伴關(guān)系T2(r=0.808)、主觀鍛煉體驗(yàn)T1-主觀鍛煉體驗(yàn)T2(r=0.801)、余暇鍛煉習(xí)慣T1-余暇鍛煉習(xí)慣T2(r=0.756)皆顯著正相關(guān)(P<0.001);接納T1與主觀鍛煉體驗(yàn)T1(r=0.417)、余暇鍛煉習(xí)慣T1(r=0.619),友誼T1與主觀鍛煉體驗(yàn)T1(r=0.530)、余暇鍛煉習(xí)慣T1(r=0.516),同伴關(guān)系T1與主觀鍛煉體驗(yàn)T1(r=0.518)、余暇鍛煉習(xí)慣T1(r=0.629)皆顯著正相關(guān)(P<0.001),另外,主觀鍛煉體驗(yàn)T1與余暇鍛煉習(xí)慣T1(r=0.481)顯著正相關(guān)(P<0.001);接納T2與主觀鍛煉體驗(yàn)T2(r=0.414)、余暇鍛煉習(xí)慣T2(r=0.623),友誼T2與主觀鍛煉體驗(yàn)T2(r=0.529)、余暇鍛煉習(xí)慣T2(r=0.519),同伴關(guān)系T2與主觀鍛煉體驗(yàn)T2(r=0.516)、余暇鍛煉習(xí)慣T2(r=0.633)皆顯著正相關(guān)(P<0.001),而且,主觀鍛煉體驗(yàn)T2與余暇鍛煉習(xí)慣T2(r=0.492)顯著正相關(guān)(P<0.001)。說(shuō)明,在12周內(nèi),青少年的同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)、余暇鍛煉習(xí)慣滿足同步相關(guān)性和跨時(shí)間穩(wěn)定性。

    性別獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)顯示(見(jiàn)表3):2 次施測(cè)的接納(T1:P<0.001,95%CI[-3.570,-1.665];T2:P<0.001,95%CI[-3.564,-1.577])、友誼(T1:P<0.05,95%CI[10.233,11.859];T2:P<0.05,95%CI[10.251,11.948])和 同 伴 關(guān) 系(T1:P<0.001,95%CI[12.035,15.293];T2:P<0.001,95%CI[12.006,15.333]),以及主觀鍛煉體驗(yàn)(T1:P<0.001,95%CI[0.832,3.118];T2:P<0.001,95%CI[0.861,3.162])、余 暇 鍛 煉 習(xí) 慣(T1:P<0.001,95%CI[8.746,12.870];T2:P<0.001,95%CI[8.752,13.081])的性別差異皆有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。均值比較發(fā)現(xiàn),女性除“接納”得分高于男性外,友誼、同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣得分皆低于男性。

    表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)及偏相關(guān)性分析(M±SD)Table2 Descriptive Statistics and Partial Correlation Analysis of Each Variable

    表3 各變量前測(cè)(T1)、后測(cè)(T2)的性別獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)Table3 Gender Independent T-test of Time1 and Time2 about Each Variable

    2.2 青少年同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣的交叉滯后分析

    對(duì)2次施測(cè)的同伴關(guān)系和余暇鍛煉習(xí)慣,按潛變量計(jì)算方式和相應(yīng)規(guī)則進(jìn)行打包處理,檢驗(yàn)同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣的交叉滯后效應(yīng)。交叉滯后效應(yīng)模型擬合指標(biāo)顯示:x2/df=3.140(df=2,P=0.004,n=1 201);擬合優(yōu)度指標(biāo):GFI=0.987,NFI=0.987,IFI=0.982,NNFI=0.970,CFI=0.981;近似誤差均方根RMSEA=0.054,90%CI[0.168,0.375],標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SRMR=0.0296。通過(guò)結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)考察變量間的異步相關(guān)性:同伴關(guān)系T1對(duì)主觀鍛煉體驗(yàn)T2(β=0.482)和余暇鍛煉習(xí)慣T2(β=0.417)影響皆有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.001);主觀鍛煉體驗(yàn)T1對(duì)余暇鍛煉習(xí)慣T2影響顯著(β=0.333,P<0.001),而對(duì)同伴關(guān)系T2影響不顯著(β=0.052,P>0.05);余暇鍛煉習(xí)慣T1對(duì)同伴關(guān)系T2(β=0.087,P<0.05)和主觀鍛煉體驗(yàn)T2(β=0.314,P<0.001)影響顯著(見(jiàn)圖2)。簡(jiǎn)言之,在交叉滯后效應(yīng)中,同伴關(guān)系能單向預(yù)測(cè)主觀鍛煉體驗(yàn),且對(duì)余暇鍛煉習(xí)慣的預(yù)測(cè)系數(shù)遠(yuǎn)高于余暇鍛煉習(xí)慣的反向預(yù)測(cè)系數(shù),而主觀鍛煉體驗(yàn)對(duì)余暇鍛煉習(xí)慣的預(yù)測(cè)系數(shù)與余暇鍛煉習(xí)慣的反向預(yù)測(cè)系數(shù)相差較小。遵循M.C.EISMA等[26]觀點(diǎn),結(jié)合以上數(shù)據(jù)分析,說(shuō)明同伴關(guān)系是青少年主觀鍛煉體驗(yàn)、余暇鍛煉習(xí)慣的原因變量,主觀鍛煉體驗(yàn)與余暇鍛煉習(xí)慣存在互為因果關(guān)系,并且,在主觀鍛煉體驗(yàn)與余暇鍛煉習(xí)慣的互為因果關(guān)系中,同伴關(guān)系可能具備調(diào)節(jié)效應(yīng)。

    以性別為分組變量,考察此交叉滯后關(guān)系模型是否具備性別差異,構(gòu)建和比較非限制模型與限制模型的卡方差異:限制模型與非限制模型的卡方自由度比x2/df皆小于5(P<0.01);假設(shè)默認(rèn)正確模型的卡方值自由度比改變值為Δx2/df=0.017(P=0.007<0.05);比較擬合指標(biāo)改變值ΔCFI=0.014(P>0.01),修正擬合指標(biāo)改變值ΔNNFI=0.013(P>0.01),近似誤差均方根改變值ΔRMSEA=0.017(P>0.01);標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根改變值ΔSRMR=0.006 3<0.01(見(jiàn)表4)。說(shuō)明,非限制模型與限制模型的差異顯著,即同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣的交叉滯后效應(yīng)存在性別差異。

    表4 交叉滯后模型的性別差異檢驗(yàn)Table4 Gender Difference Test of Cross-Lagged Model

    3 討 論

    3.1 青少年同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣的性別差異

    獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)證實(shí)青少年同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣具有跨時(shí)間、穩(wěn)定的性別差異。其中,女性除同伴關(guān)系的“接納”得分高于男性,其他各指標(biāo)得分皆低于男性。

    從社會(huì)性別理論和價(jià)值期望理論的角度看,傳統(tǒng)社會(huì)性別規(guī)范會(huì)賦予男女不同的性別角色期待,引導(dǎo)并影響個(gè)體行為體驗(yàn)和范式朝著符合社會(huì)期許的方向發(fā)展[27-28]。性別角色觀念會(huì)在社會(huì)對(duì)兩性的期望下影響個(gè)體感受、態(tài)度和行為。數(shù)據(jù)表明:對(duì)于初中生,一貫的社會(huì)性別角色期待可能使其人際關(guān)系敏感性以及對(duì)關(guān)系期望存在性別差異,相較而言,男性傾向于通過(guò)人際互動(dòng)中的外化作用來(lái)獲得友誼支持、建立情感聯(lián)結(jié),并報(bào)告出較高的同伴關(guān)系,而女性則傾向于通過(guò)自我知覺(jué)中的內(nèi)化作用來(lái)獲得他人接納[29];另外,受鍛煉認(rèn)知、動(dòng)機(jī)等影響,青少年對(duì)鍛煉行為的體驗(yàn)、選擇與表達(dá)具有性別非均衡化特征,相較而言,男性因鍛煉動(dòng)機(jī)和欲望較強(qiáng),較易將身心投入于余暇鍛煉而獲得豐富的愉悅、快樂(lè)、滿足等正性鍛煉體驗(yàn),在余暇時(shí)間里亦會(huì)保持相對(duì)自主、穩(wěn)定且具有規(guī)律性的鍛煉習(xí)慣[30]。

    從人格特質(zhì)理論理解,不同類型的人格特質(zhì)會(huì)使青少年表現(xiàn)出迥異的人際氛圍感知、行為體驗(yàn)和習(xí)慣傾向等[31]。一般而言,男性青少年的外向性和開(kāi)放性人格相對(duì)突出,往往具有活躍開(kāi)朗、好動(dòng)爭(zhēng)勝等特征,傾向于在頻繁鍛煉人際互動(dòng)中提升友誼質(zhì)量,而女性青少年的宜人性和嚴(yán)謹(jǐn)性人格相對(duì)突出,通常具有羞怯內(nèi)斂、喜靜惡動(dòng)等性格特征,并對(duì)人際關(guān)系具有高度的敏感性[32],傾向于通過(guò)知覺(jué)同伴接納程度來(lái)評(píng)估人際關(guān)系。而且,在人格傾向和性格特質(zhì)的影響下,男性青少年余暇鍛煉的決策力和參與動(dòng)機(jī)更強(qiáng),其活潑、合群的性格使其更易在鍛煉人際互動(dòng)中獲得快樂(lè)、愉悅等體驗(yàn),行為亦更會(huì)具有堅(jiān)持性、自主性和規(guī)律性[33]。

    綜上,可能受社會(huì)性別觀念、自我價(jià)值期望、人格特質(zhì)、性格特征等影響,男性初中生的同伴關(guān)系水平高于女性,更易在余暇鍛煉中獲得正性鍛煉體驗(yàn),余暇鍛煉習(xí)慣亦比女性初中生更穩(wěn)定、持久且具規(guī)律性,該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致[15]。

    3.2 青少年同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣的關(guān)系

    研究運(yùn)用交叉滯后研究設(shè)計(jì),證實(shí)了三者存在因果關(guān)系。其中,同伴關(guān)系是青少年主觀鍛煉體驗(yàn)、余暇鍛煉習(xí)慣的原因變量,主觀鍛煉體驗(yàn)與余暇鍛煉習(xí)慣存在互為因果關(guān)聯(lián),同伴關(guān)系可能是主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣因果關(guān)系上的一個(gè)調(diào)節(jié)變量,而且,此交叉滯后效應(yīng)具有性別差異。

    首先,同伴關(guān)系是豐富青少年主觀鍛煉體驗(yàn),建立余暇鍛煉習(xí)慣的一個(gè)重要激勵(lì)因素。(1)根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論和環(huán)境知覺(jué)理論相關(guān)觀點(diǎn),人們對(duì)所處環(huán)境的知覺(jué)和理解(同伴關(guān)系)會(huì)內(nèi)化成對(duì)行為環(huán)境的辨別信息,從而刺激情緒體驗(yàn)并指導(dǎo)行為實(shí)踐[34-35]。數(shù)據(jù)表明,良好的同伴關(guān)系可成為青少年情感體驗(yàn)、行為執(zhí)行的支持場(chǎng)域,有助于個(gè)體在頻繁互動(dòng)聯(lián)系中提升自尊和能力信念,豐富余暇鍛煉體驗(yàn);有助于在同齡人包容、理解中建立行為期望、動(dòng)機(jī),使青少年更愿意投入到鍛煉情景而形成鍛煉習(xí)慣。(2)從社會(huì)發(fā)展模型理論和需求層次理論的角度看,余暇鍛煉情景下,當(dāng)感受到同伴接納和友誼聯(lián)結(jié),青少年會(huì)表現(xiàn)出積極、合群等狀態(tài),并較易獲得愉悅、快樂(lè)等體驗(yàn),傾向于通過(guò)反復(fù)參與鍛煉來(lái)獲得幸福體驗(yàn),滿足社交需求、尊重需求,形成鍛煉習(xí)慣[36]。正如發(fā)展情境理論闡釋的:人類發(fā)展(無(wú)論是情感還是行為)是在個(gè)體與外界環(huán)境的動(dòng)態(tài)交互聯(lián)系中逐漸形成的[37]。

    其次,主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣存在互為因果的關(guān)系,該結(jié)果對(duì)已有相關(guān)研究做出了有益補(bǔ)充和結(jié)合[11]。體驗(yàn)哲學(xué)認(rèn)為,人們的社會(huì)活動(dòng)是實(shí)踐體驗(yàn)形成的心智活動(dòng)與客觀世界不斷互動(dòng)和協(xié)調(diào)的產(chǎn)物[38]。也就是說(shuō),作為一種客觀環(huán)境,余暇鍛煉為青少年提供了體驗(yàn)體育鍛煉獨(dú)特吸引力的平臺(tái)和條件,這種源于個(gè)體外在現(xiàn)實(shí)的非理性心理(體驗(yàn))會(huì)調(diào)動(dòng)理性思維(推理、演繹、記憶等),豐富鍛煉認(rèn)知,并為鍛煉行為提供決策依據(jù)。換言之,青少年在余暇鍛煉中不斷與外界(自然環(huán)境、人際環(huán)境)交互形成的正性體驗(yàn)?zāi)芗ぐl(fā)鍛煉參與動(dòng)機(jī)和欲望,使之熱衷于在余暇時(shí)間從事體育活動(dòng)。正如認(rèn)知發(fā)展理論闡釋的:特定情境的體驗(yàn)會(huì)成為主體決定該情境行為的實(shí)踐依據(jù)[39]。值得一提的是,既有研究多單向關(guān)注主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年鍛煉習(xí)慣的因果關(guān)系,誠(chéng)然,習(xí)慣是個(gè)體在長(zhǎng)期實(shí)踐和體驗(yàn)中積久養(yǎng)成的生活方式,理應(yīng)考慮“行為-體驗(yàn)”動(dòng)態(tài)的因果轉(zhuǎn)化過(guò)程??梢?jiàn),余暇時(shí)間里,注重體驗(yàn)與行為的交互作用,即鼓勵(lì)學(xué)生積極參加鍛煉實(shí)踐來(lái)提升參與體驗(yàn),并通過(guò)體驗(yàn)促進(jìn)參與意愿,是幫助青少年建立體育鍛煉習(xí)慣的一個(gè)有效策略。

    再次,在主觀鍛煉體驗(yàn)與青少年余暇鍛煉習(xí)慣的因果關(guān)系上,同伴關(guān)系可能具備調(diào)節(jié)效應(yīng)。發(fā)展情境理論曾強(qiáng)調(diào),個(gè)體發(fā)展離不開(kāi)復(fù)雜環(huán)境與個(gè)體內(nèi)在交互的系統(tǒng)性影響[38]。該觀點(diǎn)在“促進(jìn)假說(shuō)”保護(hù)因子模型亦得到論證,即主體外界的某種資源會(huì)增強(qiáng)另一種資源的有利影響[40]。分析表明,余暇鍛煉情景中,良好的同伴關(guān)系不僅能使個(gè)體在已有經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上增強(qiáng)人際互動(dòng)、快樂(lè)共享等體驗(yàn),還能促進(jìn)青少年鍛煉外部動(dòng)機(jī)的內(nèi)化與整合,提高鍛煉堅(jiān)持性、建立鍛煉習(xí)慣,增強(qiáng)體驗(yàn)與行為習(xí)慣的交互共促功效;反之,當(dāng)知覺(jué)不被接納或友誼缺失時(shí),青少年可能會(huì)擴(kuò)大鍛煉經(jīng)歷的負(fù)性體驗(yàn)、降低鍛煉欲望,還會(huì)阻滯有規(guī)律的鍛煉行為,使體驗(yàn)與行為習(xí)慣的交互影響向消極一面轉(zhuǎn)化。正如“情境-過(guò)程-結(jié)果”理論和“人-情境”交互理論闡釋的:社會(huì)情境因素(同伴關(guān)系)會(huì)調(diào)節(jié)青少年內(nèi)在心理(體驗(yàn))對(duì)社會(huì)行為(余暇鍛煉習(xí)慣)的影響[41-42]。

    最后,同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和青少年余暇鍛煉習(xí)慣的交叉滯后效應(yīng)存在性別差異。究其原因:(1)從個(gè)體性格特征和行為范式的角度理解,男性初中生的性格相對(duì)開(kāi)朗、外向,行為相對(duì)活躍、好動(dòng),更愿意在余暇鍛煉中加強(qiáng)人際互動(dòng)、促進(jìn)交友、展示自我,并在相對(duì)穩(wěn)定的鍛煉實(shí)踐中獲得愉悅體驗(yàn);(2)從個(gè)體選擇的鍛煉內(nèi)容來(lái)看,女性初中生通常會(huì)選擇簡(jiǎn)單易行、低強(qiáng)度的鍛煉活動(dòng)(散步、跳繩等)作為余暇鍛煉內(nèi)容,而男生往往會(huì)選擇籃球、足球等集體性運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目。相較之下,男生較易在鍛煉中建立穩(wěn)定而廣泛的鍛煉群體和同伴關(guān)系,提升人際互動(dòng)體驗(yàn)并形成相對(duì)積極、持久的余暇鍛煉習(xí)慣。正如從眾心理學(xué)者闡釋的:兒童青少年對(duì)社會(huì)行為的選擇與表達(dá)往往呈現(xiàn)出與群內(nèi)成員的趨同化特征[43]。

    4 結(jié) 論

    青少年的同伴關(guān)系、主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣存在性別差異;同伴關(guān)系是主觀鍛煉體驗(yàn)和余暇鍛煉習(xí)慣的原因變量,主觀鍛煉體驗(yàn)與余暇鍛煉習(xí)慣存在互為因果關(guān)系,同伴關(guān)系是主觀鍛煉體驗(yàn)與余暇鍛煉習(xí)慣關(guān)系中的一個(gè)調(diào)節(jié)變量,該交叉滯后效應(yīng)存在性別差異。

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