認知重評、人際關系困擾與青少年體育鍛煉：一項跨學年的縱向研究數(shù)據(jù)

劉漢平

加強體育鍛煉，益于青少年增強體質、提升社會適應性（Brouwer et al.，2018）?！秶鴦赵恨k公廳關于強化學校體育促進學生身心健康全面發(fā)展的意見》等政策中強調(diào)，營造良好校園體育氛圍，培養(yǎng)青少年鍛煉習慣。然而，受環(huán)境、學習任務及個體心理等綜合影響，當代青少年身體活動普遍未達推薦量標準，鍛煉參與次數(shù)亦隨學業(yè)水平升高而逐漸減少（陸雯 等，2020；陽家鵬 等，2019；張磊，2019）。毋庸諱言，體育鍛煉不僅可以使人獲得快樂、愉悅和滿足感，還可能在挑戰(zhàn)與放棄、合作與競爭、成功與失敗等沖突中陷入壓力與應激情境（董寶林等，2018；劉訓，2019）。因此，青少年能否堅持鍛煉，不僅取決于社會環(huán)境支持及其積極心理特質（董寶林等，2020；李佳薇等，2020；顏軍等，2020），在某種程度上還取決于個體在應激情境下如何調(diào)節(jié)情緒反應（杜建軍等，2017；王琬等，2018；張靜等，2017）。情緒調(diào)節(jié)是為適應環(huán)境、保持目標行為而采取的情緒調(diào)控策略，常見的策略有認知重評和表達抑制（陳維 等，2020；Karatzias et al.，2018）?？v觀學術界有關情緒調(diào)節(jié)策略，尤其是認知重評與少兒社會行為的關系探討碩果頗豐（Gullone et al.，2010），但鮮見在體育鍛煉領域的類似研究。初中階段青少年正值社會認知和情緒管理能力發(fā)展初期，情緒波動大且易受相關事件干擾，若長期陷入負性情緒且不能合理調(diào)控，會導致社交敏感性障礙，影響心理健康和幸福感，干擾正常學習生活（Luong et al.，2014；Meeus et al.，2012）。因此，探究此階段青少年認知重評策略與體育鍛煉內(nèi)在聯(lián)系，是提升社會適應性、培養(yǎng)鍛煉習慣的需要，亦是學校體育亟待攻關的重要議題。

認知重評（cognitive reappraisal）是通過重新解釋刺激環(huán)境或應激情境的意義來改變情緒體驗的調(diào)節(jié)策略，屬于一種基于前因導向、先行關注的積極策略（王艷梅等，2016；Goldin et al.，2008；Gross et al.，2003）。目標進展理論認為，積極的情緒調(diào)控益于主體在優(yōu)化認知體系的基礎上激發(fā)主動反芻，并實現(xiàn)自我完善（Martin et al.，2008）。對于高學段青少年（如大學生），認知重評策略是鍛煉動機、運動認知控制和決策力的前因（付穎穎等，2016；王琬等，2018；朱從慶等，2016），當處于應激情境或不利條件下，認知重評能決定并指導認知行為，并且其運用率能夠映射個體的體驗與認知（程利 等，2009；杜吟 等，2014），正如自我調(diào)節(jié)執(zhí)行功能理論闡釋的——合理的情緒應對策略可使人避免長期陷入不適狀態(tài)，激發(fā)認知活動、維持意志行為（Matthews et al.，2000）。誠然，有橫斷面研究發(fā)現(xiàn)，盡管認知重評策略與幸福感和滿足感有關，并會因不同學業(yè)水平而呈現(xiàn)差異（姜媛等，2008；張靜等，2017；Lotan et al.，2004），但低學段青少年（初中生）的情緒調(diào)節(jié)能力尚未分化，因此，不論何種情緒調(diào)節(jié)策略（認知重評或表達抑制）皆不會對體育鍛煉產(chǎn)生直接影響（陳維 等，2020；張靜 等，2017；朱從慶 等，2016）；此外，一項實驗研究證實，體育運動益于提升逆商水平、改善情緒管理能力、養(yǎng)成認知重評策略的運用習慣，即有效的運動干預能夠改善認知重評運用率（聶晶晶等，2017；張藝帆等，2017）。那么，對于初中階段青少年，認知重評與體育鍛煉是否存在關聯(lián)？存在何種關聯(lián)？已有橫斷面研究未能在該類問題上獲得一致性結論。

交互決定論認為，人類的成長是在環(huán)境、個體、行為交互中形成的（Bandura，1989）。換言之，青少年能否堅持體育鍛煉還與其人際關系質量有關，而且從應激或壓力情境角度看，若鍛煉中產(chǎn)生競爭與合作、挑戰(zhàn)與放棄等矛盾沖突，青少年感受到人際關系困擾（情感虐待、被孤立、被忽視等）將成為阻滯其鍛煉參與的決定因素（張靜等，2017）。人際關系困擾（interpersonal disturbance）是個體在人際交往中形成的矛盾或沖突心理狀態(tài)（雷希等，2018）。初中階段青少年正值社會交往能力發(fā)展萌芽期，難免因自身溝通方式或社交技巧不成熟而影響人際關系和諧度，產(chǎn)生疏離感、孤獨感，進而對積極的社會活動產(chǎn)生抵觸、排斥、自我否定等心理傾向，影響社會適應性（陳英敏等，2019；Wilk et al.，2018）。有證據(jù)表明，人際關系困擾在青少年的學習生活中普遍存在（唐文清等，2018），若個體長期處于困擾狀態(tài)，會引發(fā)羞怯、低自尊、社交回避等負性心理反應（Asher et al.，2001），使學習和生活呈現(xiàn)低活躍、消極、逃避等狀態(tài)（亓圣華，2009），正如社會調(diào)適理論所揭示的——在壓力情境下，人際關系質量能夠影響主體的健康行為和幸福感（Lepore et al.，2002）。誠然，在體育鍛煉領域，青少年感知到的人際關系困擾能否阻滯其鍛煉實踐？該問題尚待在實證中解答。

另外，根據(jù)情緒調(diào)節(jié)理論相關觀點——在應激情境或憤怒情緒下，作為先行關注的情緒調(diào)節(jié)策略，認知重評有助于青少年合理調(diào)控情緒反應（程利等，2009；王琬等，2018），選擇最優(yōu)脫困方式避免尷尬與不適，緩解人際關系困擾（John et al.，2007），進而激活認知活動、保持意志行為（胡金萍 等，2019；Bosse et al.，2010；Kobak et al.，1993；Meeus et al.，2012）。簡言之，在認知重評與意志行為（體育鍛煉）間，個體感知到的人際關系困擾可能具備中介作用。研究表明，那些受同儕喜愛的學生往往會采用認知重評來調(diào)節(jié)應激情緒（李梅等，2005），而且認知重評運用率高的青少年較易保持積極、樂觀情緒狀態(tài)，傾向于與同儕在合作中共同應對任務挑戰(zhàn)，并在互動中建立廣泛的人際支持網(wǎng)絡，避免人際沖突與困擾（Gross et al.，2003），從而使意志行為更符合積極的自我（杜建軍等，2017；張靜等，2017）。足見，認知重評策略能在影響人際關系質量的基礎上促進個體社會互動行為（劉啟剛，2008），正如Marroquin（2011）所言，合理的情緒調(diào)節(jié)策略是青少年避免社交抑郁、獲得人際支持的前因，其有助于個體發(fā)展社會人格、提升社交質量、促進社會行為。誠然，有研究得出不同觀點，青少年對周圍人際關系的感知（如安全感、困擾、自立特質）水平會影響其認知重評調(diào)節(jié)策略的運用（夏凌翔等，2015；周宵等，2018），即人際關系困擾會影響認知重評。那么，對于初中階段青少年，認知重評策略、人際關系困擾和體育鍛煉三者究竟存在何種關聯(lián)？結論尚待進一步明確?；诖?，采用準實驗——交叉滯后研究方案，通過1個學年、2個階段的縱向調(diào)查，從探查認知重評策略、人際關系困擾與青少年體育鍛煉的性別差異入手，分析三者內(nèi)在關系，并假設三者存在互為因果關聯(lián)（圖1）。

圖1 交叉滯后關系的假設模型Figure 1.Hypothetical Model of Cross-Lag Effect

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

由于追蹤調(diào)查的時間跨度為1學年，考慮到初三同學即將面臨中考等因素，因此，僅選擇6～8年級中學生為被試。依據(jù)分層整群抽樣原則，以S市為例，按城區(qū)劃分為東區(qū)、南區(qū)、西區(qū)、北區(qū)，各區(qū)域選取公辦學校、民辦學校各1所，每所學校各年級抽取1個班級的青少年為被試，進行1學年、2階段的縱向追蹤調(diào)查。第1次調(diào)查（Time1，T1）于2018年9月中旬（第2教學周）施測，共采集733份問卷，根據(jù)應答率低于75%，規(guī)則性填答、反向題檢驗、問卷編碼（學號后8位或身份證后6位）漏填等篩查標準，保留701份有效數(shù)據(jù)，有效回收率95.63%；第2次調(diào)查（Time2，T2）于2019年7月初（期末考試前1周）施測，因轉學、輟學、生病等客觀原因未能獲取數(shù)據(jù)，共采集697份問卷，采用T1相同的篩查標準，保留650份有效問卷，有效回收率93.26%。以“全部完成2次測查”且“問卷編碼可準確對應”為納入標準，確定以607份數(shù)據(jù)為最終有效數(shù)據(jù)樣本。其中，男290人，女317人；2018年施測被試的年齡為12.310±1.123歲，6年級（預備班）154人，7年級（初中一年級）227人，8年級（初中二年級）226人。

1.2 研究方法

1.2.1 認知重評量表

采用Gross等（2003）情緒調(diào)節(jié)量表中的認知重評分量表。量表由6個題項構成，結合被試語言接受和理解能力，相應修改題項表述，如：當我想讓自己感受更少的壞情緒（如悲傷或憤怒）時，我會盡力改變自己的想法。各指標采用Likert 5點法，從“完全不符合（1）”到“完全符合（5）”，總分表示被試運用“認知重評”調(diào)節(jié)情緒的頻率。1）T1測得：K-S正態(tài)分布檢驗顯著（P＜0.05，df=607）；探索性因子分析KMO=0.949，Bartlett’s球體檢驗顯著（Chi-Square=328.559，df=15，P＜0.001），驗證性因子分析χ2/df（9）=3.781，GFI=0.982，NFI=0.937，IFI=0.952，NNIF=0.918，CFI=0.951，RMSEA=0.068，90%CI：0.044，0.093，SRMR=0.040 3；量表Cronbach’s α=0.913，分半信度 0.873。2）T2測得：K-S正態(tài)分布檢驗顯著（P＜0.05，df=607）；探索性因子分析KMO=0.878，Bartlett’s球體檢驗顯著（Chi-Square=765.038，df=15，P＜0.001），驗證性因子分析 χ2/df（9）=3.396，GFI=0.970，NFI=0.925，IFI=0.936，NNIF=0.933，CFI=0.936，RMSEA=0.064，90%CI：0.072，0.118，SRMR=0.046 1；量 表 Cronbach’s α系數(shù)為0.920，分半信度為 0.881，對34名被試進行間隔15天的重測，穩(wěn)定系數(shù)為0.807（P＜0.01）。

1.2.2 人際關系綜合診斷量表

采用鄭日昌（1996）人際關系診斷量表，從“交談溝通”“交際交友”“待人接物”“異性交往”等4個方面評估被試感知到的人際關系困擾。共28題（7題/維度），采用“是（1）”或“否（0）”的2分法，計算總分表示被試的人際關系困擾程度，再根據(jù)鄭日昌（1996）劃分人際關系等級的經(jīng)驗，以0～8、9～14和15～28劃分為低度困擾組（1）、中度困擾組（2）和高度困擾組（3），并以分組作為本研究“人際關系困擾”的評定指標。1）T1測得：K-S正態(tài)分布檢驗顯著（P＜0.05，df=607）；探索性因子分析KMO=0.936，Bartlett’s球體檢驗顯著（Chi-Square=6 652.229，df=378，P＜0.001），驗證性因子分析 χ2/df（344）=3.102，GFI=0.937，NFI=0.901，IFI=0.930，NNIF=0.907，CFI=0.929，RMSEA=0.062，90%CI：0.078，0.086，SRMR=0.034 1；量表 Cronbach’s α=0.925，分半信度0.893。2）T2測得：K-S正態(tài)分布檢驗顯著（P＜0.05，df=607）；探索性因子分析 KMO=0.935，Bartlett’s球體檢驗顯著（Chi-Square=6 539.403，df=378，P＜0.001），驗證 性 因 子分析 χ2/df（344）=3.056，GFI=0.941，NFI=0.918，IFI=0.949，NNIF=0.926，CFI=0.948，RMSEA=0.061，90%CI：0.077，0.087，SRMR=0.034 7；量表Cronbach’s α=0.913，分半信度0.873。間隔15天的重測穩(wěn)定性系數(shù)為0.765（P＜0.01）。

1.2.3 體育活動等級量表

采用梁德清（1994）體育活動等級量表。參照其評定標準考察被試體育鍛煉的頻率、強度、持時等（頻率和強度從1～5等級計分，持時從0～4等級計分）。沿用其公式量化體育鍛煉的活動量（活動量=強度×持續(xù)時間×頻率）。以≤19為小活動量，20～42為中等活動量，≥43為大活動量進行等級分類，并以活動量等級為體育鍛煉的評定指標。兩次測查的K-S正態(tài)分布檢驗顯P＜0.05，df=607）；量表 Cronbach’s α 分別為 0.728（T1）和 0.772（T2）；間隔15天的重測穩(wěn)定性系數(shù)為0.701（P＜0.01）。

1.3 施測過程

統(tǒng)一對調(diào)查負責人及被試的班主任進行流程、內(nèi)容、要點等施測監(jiān)控的培訓。兩次測查的程序保持完全一致，皆采用紙筆法，在保證被試知情、同意的情況下，采用集體填答的形式采集數(shù)據(jù)。施測前，負責人大聲口頭宣讀被試知情同意書，并解釋指導語、調(diào)查用途、匿名性、數(shù)據(jù)封存與保密方式，告知被試在填答過程中隨時可自愿終止或放棄測試。每次填答皆在10 min內(nèi)完成，保證班主任在場，填寫完畢當場回收。在各問卷測查中獲得性別、年級、年齡等一般人口統(tǒng)計學資料。此外，為保證兩次施測數(shù)據(jù)對應，獲取被試身份證后6位、學號后8位（如20170101）。

1.4 數(shù)據(jù)采集與分析

將整理后的最終有效樣本導入SPSS 25.0分析軟件。對所有測查的有效數(shù)據(jù)進行中心化、相關潛變量得分計算等處理；運用描述性統(tǒng)計、K-S非參數(shù)檢驗、可靠性分析、探索性因子分析、驗證性因子分析、重測信度檢驗等進行正態(tài)分布檢驗、信效度檢驗；由于諸變量皆不符合正態(tài)分布，因此，在數(shù)據(jù)經(jīng)標準化處理后，采用Mann-Whitney U檢驗、Wilcoxon秩和檢驗考察變量的性別差異，運用控制性別、年級的偏相關性分析考察變量內(nèi)在聯(lián)系；采用AMOS 25.0軟件構建交叉滯后模型，利用極大似然法進行交叉滯后分析，通過模型擬合指標檢驗交叉滯后模型的適配性，并通過關系路徑系數(shù)考察變量因果關聯(lián)，因果關系確定遵循Kantowitz等（2010）和Eisma等（2019）觀點，即若前測A與后測B相關度大于前測B與后測A的相關度，則可推斷A與B存在因果關系，且A為B的原因變量。

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素法考察施測可能存在的共同方法偏差，即分別對兩次調(diào)查數(shù)據(jù)中的所有題項（除人口統(tǒng)計學變量外）進行單因素未旋轉探索性因子分析，T1、T2分別提取了6個特征根大于1的因子，第1因子變異率為29.165%和30.367%（＜40%），證實兩次施測共同方法偏差可接受。

2.2 認知重評、人際關系困擾和青少年體育鍛煉的性別差異

非參數(shù)檢驗得知，兩次施測的認知重評、人際關系困擾和體育鍛煉皆非正態(tài)分布（P＜0.05），故采用Wilcoxon秩和檢驗考察性別差異（表1，表2）。結果顯示，青少年T1和T2兩次施測的認知重評、人際關系困擾具有穩(wěn)定的性別一致性特征，而體育鍛煉存在跨時間穩(wěn)定的性別差異（P＜0.001），相較于女生（T1=1.770±0.826；T2=1.840±0.810），男生T1和T2的體育鍛煉皆更為積極、頻繁、持久（T1=2.160±0.804；T2=2.150±0.858）。

表1 各變量的性別Mann-Whitney U檢驗Table 1 Mann-Whitney U Test of Each Variable about Gender

表2 各變量的性別Wilcoxon秩和檢驗Table 2 Wilcoxon Rank Sum Test of Each Variable about Gender

2.3 認知重評、人際關系困擾和青少年體育鍛煉的交叉滯后分析

首先，對認知重評、人際關系困擾和體育鍛煉進行控制性別、年級的偏相關分析（表3）。1）穩(wěn)定相關性：T1認知重評與T2認知重評（r=0.439）、T1人際關系困擾與T2人際關系困擾（r=0.257）、T1體育鍛煉與T2體育鍛煉（r=0.476）皆顯著相關（P＜0.001）。2）同步相關性：T1施測中，T1認知重評、T1人際關系困擾和T1體育鍛煉兩兩顯著相關（P＜0.001）；T2施測中，T2認知重評、T2人際關系困擾和T2體育鍛煉兩兩顯著相關（P＜0.001）。說明在1學年中，青少年的認知重評、人際關系困擾和體育鍛煉滿足跨時間穩(wěn)定性和同步相關性。

表3 各變量的偏相關性分析Table 3 Partial Correlation Analysis of Each Variable

其次，利用AMOS 25.0軟件構建認知重評、人際關系困擾和體育鍛煉的交叉滯后模型，設定“T1認知重評→T2體育鍛煉”路徑系數(shù)為1，并采用極大似然法檢驗此因果關系模型的適配性（圖 2）。模型擬合指標顯示：χ2/df（1）=2.883（P=0.001，n=607）；擬合優(yōu)度指標：GFI=0.994，NFI=0.978，IFI=0.979，NNFI=0.983，CFI=0.979（皆＞0.90）；近似誤差均方根RMSEA=0.064＜0.08，90%CI：0.073，0.207，標準化殘差均方根SRMR=0.030 4＜0.05。上述指標證實了所構交叉滯后效應模型具有較好的適配性。

最后，通過模型路徑系數(shù)考察諸變量異步相關性（圖2）：1）T1認知重評對T2人際關系困擾（β=-0.14）和T2體育鍛煉（β=0.15）影響顯著（P＜0.001）；2）T1人際關系困擾對T2認知重評影響不顯著（β=-0.01，P＞0.05），而對T2體育鍛煉影響顯著（β=-0.13，P＜0.001）；3）T1體育鍛煉對T2人際關系困擾（β=-0.05）和T2認知重評（β=0.02）影響皆不顯著（P＞0.05）。遵循前人觀點（Eisma et al.，2019；Kantowitz et al.，2010），認知重評是人際關系困擾和體育鍛煉的原因變量，人際關系困擾是體育鍛煉的原因變量。從變量間因果關聯(lián)看，在認知重評影響體育鍛煉時，人際關系困擾具備中介效應。

圖2 認知重評、人際關系困擾與青少年體育鍛煉的交叉滯后效應模型Figure 2.Cross-Lagged Model of Cognitive Reappraisal，Interpersonal Disturbance and Children and Adolescents’Physical Exercise

3 討論

3.1 認知重評、人際關系困擾和青少年體育鍛煉的性別差異

青少年認知重評運用率和人際關系困擾水平具有性別一致性特征。1）情緒調(diào)節(jié)發(fā)展理論認為，10～16歲兒童青少年（高年級小學至初中）的情緒調(diào)節(jié)呈非線性趨勢發(fā)展（Gullone et al.，2010），在運用認知重評中會更多進行觀點采擇等調(diào)控負性情緒（Jennifer，2012），而且此階段青少年情緒調(diào)節(jié)能力尚未分化，之所以在情緒調(diào)節(jié)上呈現(xiàn)性別差異，主要體現(xiàn)在表達抑制的運用頻率上，而非認知重評（張艷紅等，2020）。既有實驗結果表明，青少年早期的情緒調(diào)節(jié)策略往往依賴于大腦前額葉皮層的控制，在應激刺激下，未發(fā)育成熟的大腦前額葉皮質資源常無法調(diào)和大腦皮層下區(qū)劇烈活動的情緒處理系統(tǒng)，因此，此階段男、女青少年的情緒波動皆較大且易受相關事件干擾（Larson et al.，2002；Marc，2006）?？梢?，初中階段青少年認知重評運用率的性別一致性特征可能與其無差別的社會認知功能水平和大腦功能發(fā)育成熟度有關，該結果與前人觀點基本一致（姜媛 等，2008；Kateri et al.，2012）。2）人際關系理論認為，人類普遍具備人際關系困擾的高度敏感性（Tronick et al.，1978），而且，早在孩童時期，不論性別，皆可能因自身意愿、行為范式等與他人或群體不一致而會感知到被“模糊拒絕”（Nesdale et al.，2014；Selman，2011）。類似現(xiàn)象在體育鍛煉中同樣存在，男生可能因運動興趣偏好、鍛煉參與意愿或目的等不同，或因自身鍛煉技能與群體期望不符，往往從主觀上感知到人際關系困擾；而女性青少年盡管傾向于維持和諧人際關系，但因其對同儕互動的高度敏感性而更易引發(fā)情緒問題，形成人際關系困擾（Hankin et al.，2001）。因此，在體育鍛煉情境下，盡管青少年產(chǎn)生人際關系困擾的因由或存差異，但因初中階段青少年人際關系（接納、排斥、孤立、拒絕等）的復雜特性，在感知人際關系困擾的程度上卻具有性別一致性特征，該結果與前人觀點基本一致（張雅文等，2020）。

青少年體育鍛煉的性別差異顯著，相較于女生，男生體育鍛煉更積極、頻繁、持久。1）從人格特質的角度看，一般來說，男性青少年的開放性、外向性人格相對突出，往往賦予樂觀、敢于求異、賦予創(chuàng)造力等生活表現(xiàn)，在體育鍛煉中也會相對主動、活躍，且充滿挑戰(zhàn)欲和求勝欲（Tolea et al.，2012）；而女性青少年嚴謹性、宜人性人格相對突出，在日常生活中則顯得更有條理、謙虛謹慎、情感細膩，在體育鍛煉時會表現(xiàn)得相對恬靜、內(nèi)斂，相應地其爭勝欲和活躍度也不如同齡男性強烈（Kahlin et al.，2016），正如特質論所言，人格特質具有指揮個體行為的能力（Allport et al.，1936）。2）從個體性別認知的角度看，早在幼年期，個體便會從同性長者的行為示范中獲得性別認知，形成與性別相符的行為范式（Kohlberg et al.，1967），當進入青少年初期（12～15歲），個體從事體育鍛煉的形式和內(nèi)容往往因自身的性別認知圖式而與同儕趨同（陳金鰲 等，2017；Bem，1982）。因此，相較于女生，男生的鍛煉興趣更濃、參與動機更強，傾向于從事那些充滿活力、可爭勝負的運動項目，體育鍛煉的活動量相對較大，正如社會性別理論闡述的，社會性別觀念影響下的個體行為會朝著符合自身性別期許的方向非均衡化發(fā)展（Basow，1992）?？梢姡嗌倌牦w育鍛煉的性別差異，可能與不同性別的人格特質傾向和性別認知差異有關，該結果與前人觀點基本一致（范卉穎等，2019）。

3.2 認知重評、人際關系困擾和青少年體育鍛煉的因果關系

研究在證實認知重評、人際關系困擾和青少年體育鍛煉存在穩(wěn)定、同步相關性的基礎上，利用交叉滯后分析證實了三者存在因果關系。

1）青少年的認知重評策略能顯著預測1學年后的人際關系困擾（β=-0.14）和體育鍛煉（β=0.15），所得結果與前人觀點基本一致（Bosse et al.，2010；John et al.，2007；Lepore et al.，2002；王艷梅 等，2016）。情緒調(diào)節(jié)理論認為，在壓力或應激條件下，積極的情緒調(diào)節(jié)策略益于個體快速適應復雜環(huán)境，改善社會認知功能、保持人際關系、促使社會行為（龔玲 等，2013；Gross et al.，2003；Matthews et al.，2000）。眾所周知，在體育鍛煉實踐中，個體難免因鍛煉目標、難度、任務、人際互動的期望與現(xiàn)實不符而陷入困境或壓力情境（董寶林等，2018；劉訓，2019），也可能因自身運動能力與群體期望不匹配而主觀意識到被忽略、孤立、排斥，形成交往困擾（Hankin et al.，2001）。在此壓力或應激情境下，慣于運用認知重評策略的青少年會重新審視、理解運動執(zhí)行的困境，并將其視為“自我挑戰(zhàn)、自我完善的必經(jīng)之路”，或理性評價人際關系中的意見分歧和行為異化，并將其理解為“同儕間難免之事”，因此，較易降低負性情緒體驗和社會性焦慮，維持同儕間的友誼聯(lián)結（王艷梅 等，2016；邢怡倫 等，2016；Gross et al.，2003），使體育鍛煉更符合積極的自我（朱從慶等，2016）。簡言之，基于先行關注的認知重評策略有助于發(fā)展青少年社會關系、指導健康鍛煉行為（程利等，2009），正如情緒調(diào)節(jié)發(fā)展理論曾強調(diào)，在少兒情緒調(diào)節(jié)能力發(fā)展中，先行關注的積極策略（認知重評）可以發(fā)展社會認知功能、調(diào)整負性情緒、決定社會行為（Jennifer，2012）。

2）青少年感知到的人際關系困擾能顯著預測1學年后的體育鍛煉（β=-0.13），該結果與前人觀點基本一致（權小娟等，2020）。認知發(fā)展理論認為，人際關系是一切社會活動的前提，而早在少兒時期，個體在日常生活中便需要面臨人際關系問題（Cherepov et al.，2017；Piaget，1964）。數(shù)據(jù)分析表明，當青少年感知或主觀意識到同儕關系不和諧或陷入困擾，便極易引發(fā)焦慮、孤獨等不適反應，該反應會輻射和泛化到體育鍛煉，影響鍛煉狀態(tài)和行為表現(xiàn)。換言之，人際關系困擾是一種低質量的人際關系狀態(tài)，它會使人知覺到社會支持感和認可度缺失，產(chǎn)生消極自我呈現(xiàn)、不幸感、孤獨感等心理傾向，從而對充滿人際互動的、積極的體育鍛煉活動產(chǎn)生抵觸情緒，形成非活躍、失常的鍛煉行為表現(xiàn)（朱瑜等，2010）；人際關系困擾是一種負性的人際氛圍感知，它會阻滯個體在社會互動中的響應力和自主權，產(chǎn)生偏激、自我孤立等心理反應，對整體自尊、行為自信、鍛煉效能感等產(chǎn)生負面影響，從而形成低強度、短持時、低頻率的體育活動量（亓圣華，2009）。綜上所述，人際關系困擾是青少年踐行體育鍛煉的負面因素，會對個體社會適應性和健康行為產(chǎn)生消極影響，正如社會調(diào)適理論闡釋的，人際氛圍的質量會對主體健康行為產(chǎn)生影響（Lepore et al.，2002）。

3）從各變量因果關聯(lián)看，青少年的認知重評策略能夠通過緩解人際關系困擾而間接促進體育鍛煉，即在認知重評策略與青少年體育鍛煉的影響鏈上，人際關系困擾具備中介效應。根據(jù)情緒調(diào)節(jié)理論和人際關系理論相關觀點，人的社會性主要體現(xiàn)為人際關系，不良人際關系是精神疾病的誘因，而在個體社會化成長中，積極的情緒調(diào)控方式有助于發(fā)展社會認知功能、改善人際關系，進而提升社會適應性和行為執(zhí)行力（郭本禹，2017；Gross et al.，2003；Jennifer，2012；John et al.，2007；Sullivan et al.，2017）。數(shù)據(jù)分析表明，認知重評是基于前因導向的情緒調(diào)節(jié)策略，當陷入困境時，慣于運用該策略的個體會將壓力事件、應激情緒、人際不和諧感等理解為鞭策、激勵自我發(fā)展的必要條件，從理性思維的角度主動降低負性情緒體驗，緩解人際交往中的尷尬與不適，進而保持鍛煉動機和行為（朱從慶等，2016）；認知重評是基于元認知體系（元認知知識、元認知體驗等）的情緒調(diào)節(jié)方式，當陷入不適狀態(tài)時，慣于運用此方式調(diào)控情緒的個體往往會對既有鍛煉人際的感知、記憶、思維等認知元素進行再認識，進而快速找到適宜的脫困方式，避免人際互動沖突和矛盾，進而使鍛煉行為趨于穩(wěn)定、持久，且更為合群（Meeus et al.，2012）。分析證實了情緒調(diào)節(jié)發(fā)展理論在體育鍛煉領域的適用性，所得觀點與前人部分觀點一致（雷希等，2018；聶晶晶 等，2017）。

本研究通過整個學年、兩個階段的縱向跟蹤調(diào)查，探討了認知重評策略、人際關系困擾與青少年體育鍛煉的因果關系，從某種程度上證實了社會認知理論、認知發(fā)展理論等在青少年體育鍛煉情境中的適用性和穩(wěn)定性，具有一定現(xiàn)實意義。結合分析結果，研究認為，提升情緒自我管理能力、培養(yǎng)心理韌性既可有效促進青少年體育鍛煉，還可在提升青少年社會交往能力的基礎上改善鍛煉行為現(xiàn)狀。誠然，研究尚存不足：盡管跨學年的追蹤調(diào)查有助于研究結果更具長期實效性和穩(wěn)定性，但初中階段青少年的社會認知、情緒管理能力并非線性發(fā)展，僅在學年始末進行兩階段測查，可能無法厘清整學年內(nèi)個體情緒調(diào)節(jié)策略、人際關系感知和體育鍛煉的變化及遷移特征，因此，未來應著重于多階段、多節(jié)點的反復測查，以準確掌握青少年體育鍛煉及其相關影響因素的動態(tài)發(fā)展過程，使研究結論更深入、具體。

4 結論

青少年認知重評情緒調(diào)節(jié)策略的運用率和人際關系困擾水平具有性別一致性特征；在體育鍛煉方面，男生體育鍛煉比女生更加積極、頻繁且具持續(xù)性；青少年的認知重評策略、人際關系困擾與體育鍛煉存在因果關聯(lián)，其中，認知重評策略是人際關系困擾、體育鍛煉的原因變量，人際關系困擾是體育鍛煉的原因變量，即認知重評策略既能直接促進青少年體育鍛煉，還能通過緩解人際關系困擾而間接影響青少年體育鍛煉。