家庭亲密度、身体自尊与大学生居家身体活动的关系

刘汉平

长期缺乏身体活动会引发超重、肥胖，是全球主要死亡危险因素之一。近年来，国家越发关注家庭在促进青少年身体活动的定位和作用，并多次强调营造家庭体育氛围，引导青少年进行户外活动[1]。大学生社会人际关系以学缘关系为主，但假期回归家庭，家庭环境则成为大学生学习生活的主要场域，往往受家庭与个体因素影响，导致久坐和屏前静态时间不断增加，身体活动低于推荐量标准[1-2]，甚至有些大学生的身体活动水平比在校期间大幅度下降[3]。这一现象不禁令人反思，作为个体身心发展的重要环境、寒暑假的主要活动场域，家庭中哪些因素影响、如何影响大学生身体活动？澄清这一问题，益于厘清大学生居家身体活动的诸多潜在致因，是构建“家-学-社”体育网络的关键环节，亦是学术界亟待攻关的重要议题。

纵观学术界对家庭因素与个体行为关系的探讨，普遍认同“家庭亲密度能促进个体行为”。家庭亲密度（Family Cohesion）指个体与家庭成员间情感联结的程度，折射了家庭成员的近亲关系、家庭积极氛围等[4]。研究表明，家庭内部的亲密关系是个体社会化成长的必要条件，亲密的家庭关系有助于个体社会互动和适应能力的强化，有助于个体情感体验外化成亲社会行为，形成积极身体活动[5]，而疏离的家庭关系或频繁的家庭成员冲突会引发焦虑、消极应对、负性生活状态，对青少年生活学习产生负面影响[6]。正如完美主义理论所言，青少年积极的社会心理和行为往往源于家庭关系的亲密联结与帮助支持，以及较少的冲突与责难。也有证据表明，大学生自我独立意识逐渐形成，过分亲密的家庭关系（如父母溺爱、纵容或袒护）反而滋生随意、懒惰、散漫状态，使之过度依赖、缺乏自制力，加重网络成瘾倾向[7]，并对外化行为产生负面影响。那么，如何定位家庭亲密度与大学生假期中居家身体活动间的关系，尚需通过实证获得检验。

近年来，学术界在探讨青少年身体活动的心理致因时发现，作为个体对自我身体状况、身体吸引力等多元评估，身体自尊与身体活动密切相关[8]。身体自尊（Body-esteem）是整体自尊的重要部分，指个体对自身运动能力、身体外貌（吸引力）和身体健康状况等方面的自我描述或评价。随着自我意识和社会适应性发展，大学生在社会活动中越发关注自我、展示自我，亦逐渐形成身体自尊，这种源于自我的价值观和态度会映射并引导个体行为和表现。有学者认为，身体自尊能预测个体身体活动状况，激发积极的社会行为[9]。换言之，当个体对自身运动能力、身体状况等具有正性自我评估时，便倾向于努力保持这一状态，并表现出有活力的身体活动和运动行为。正如认知评价理论揭示的，人所具有的认知评价和诊断会影响其社会行为的呈现与改进[10]。也有实证研究表明，积极的体育锻炼或活跃的身体活动既有助于提升大学生身体自尊[11]，改善整体自尊水平[12]，还有助于缩小“理想我”与“现实我”的差距，降低社会体格焦虑、提升身体自尊水平[12]。身体自尊是既有生活经历形成的身体自我感知与评估，这种自我感知会成为是否积极从事身体活动的决策依据[11]。那么，在假期这一特定情境下，是大学生的身体自尊决定了居家身体活动水平，还是居家身体活动影响身体自尊？显然，既有研究未能成为揭示这一因果的有力证据。

学者在构建个体环境感知与行为影响机制中发现，身体自尊具备中介功效。社会学习理论认为，环境对个体健康的心理、行为发挥促进功效[13]。也就是说，作为一种人际环境感知，家庭亲密度可能会内化成个体认识自我、评估自我的思维序列，进而间接作用于个体身体活动表现[14]。研究表明，亲密的家庭关系为个体营造了和谐的支持氛围，益于个体发展社会心理、强化主体意识、形成理性自我，使个体行为更积极、自主[15]；还为个体创设了优化体验的情感环境，益于缓解焦虑和羞愧感，提升身体自尊和自我接纳感，改善生活状态[16]。据此推测，家庭亲密度既会直接影响大学生居家身体活动，还会通过提升身体自尊而间接影响居家身体活动水平。类似研究在其他领域已得论证，但综合探讨大学生家庭亲密度、身体自尊与居家身体活动内在联系的研究略显薄弱。此外，受传统性别观和刻板印象，以及个体性别角色认知和生活习惯等影响，大学生在校期间的人际关系感知、心理特质、身体活动等具有性别差异[17]。那么，对于假期中的大学生，家庭亲密度、身体自尊、居家身体活动是否也存在性别差异？该问题未获得一致结论。

寒暑假期里，大学生与家庭成员能够亲密联结，其生活方式、身体活动可能与家庭因素紧密联系，基于此，采用交叉滞后研究设计，纵向考察诸变量现状特征及其内在联系，并假设家庭亲密度、身体自尊和居家身体活动存在因果关联（见图1），旨为帮助大学生养成健康生活方式、避免久坐少动有所裨益，亦为揭示家庭对大学生体育生活化的影响提供实证参考。

图1 观念构架模型Figure1 Model of Conceptual Framework

1 研究对象与方法

1.1 被 试

依据分层整群抽样原则，以S 市部分大学生为例，按城区方位划4 个区域，各区域选取2 所高校，每所高校各年级随机抽取2 个班级为抽样单位，进行为期8 周、两阶纵向追踪调研。其中，第1 次调查（T1）于2020年1月20—22日施测，共采集1 761份问卷，以填答时间不在480～900 s、反向题检验、规则性填答、手机尾号后4位缺失等无效问卷筛查原则，共保留1 685份有效问卷，有效回收率95.68%；第2 次调查（T2）于2020年3月23—25日施测，共采集1 740份问卷，采用T1筛查原则保留1 643 份有效问卷，有效回收率96.65%。以全部完成2 次测查且基本信息“手机尾号后4 位”可2 次对应的1 628 份数据为最终有效样本，其中，年龄（20.67±1.986）岁；男774 人，女854 人；大一596人，大二447人，大三359人，大四226人。

1.2 测量工具

（1）亲密关系满意度量表（Quality of Relationship Index，QRI）。参照李露等[4]的测算经验，采用H.PATRICK 等[18]的亲密关系满意度量表。QRI 为单维量表（6 题），原为考察被试对恋人/情侣亲密关系的满意度水平，结合题意将核心词汇“恋人”改为“家庭”，如我的家庭关系非常融洽，同时，设计一项反向题，如总的来说，我的家庭关系并不是很好。采用Likert5 点法，从“完全不赞同（1）”到“完全赞同（5）”，总分表示被试对家庭亲密关系的满意度水平。2 次测量K-S 正态分布检验皆不显著（T1：P=0.073，T2：P=0.096，df=1 628）；量表 Cronbach'sα为分别 0.839（T1）和 0.819（T2）.此外，在 2020 年 2 月 7 日和 2 月 14 日，对 30 名被试进行间隔7 天的重复测量，各题项稳定系数为0.813～0.890。探索性因子分析和验证性因子分析指标证实，具有较好的内容效度和结构效度

（2）大学生身体自尊量表（Physical Self-perception Profile for College Students，PSPP）。采用徐霞等[19]的中文版大学生身体自尊量表，含1个主量表（身体自我价值感）、4 个分量表（运动能力、身体状况、身体吸引力、身体素质），共30 题（含16 个反向计分题），所有题项皆给出2 种陈述，被试选择其中一种与自身相符的陈述并确定符合程度，即“完全符合”或“有些符合”。结合题意加入或修改核心词汇为“在家里”“身体活动”“居家身体活动”等，如在家里，我很少花时间去保持有活力的身体活动。PSPP 各题项得分为1～4 分，以主量表与分量表所有题项得分之和表示身体自尊水平[20]。2 次测量K-S 正态分布检验皆不显著（T1：P=0.152，T2：P=0.133，df=1 628）；量表 Cronbach'sα分别为 0.941（T1）和 0.953（T2），30 名被试间隔 7 天重复测量各题项稳定系数为0.776～0.853。探索性因子分析和验证性因子分析指标证实，具有较好的内容效度和结构效度。

（3）国际体力活动量表（International Physical Activity Questionnaire-Short Form，IPAQ-SF）。采用C.L.CRAIG 等[21]的国际身体活动量表短版，共7 个题项，其中6 个题项为考察被试身体活动情况，1 个题项是评估被试久坐时间。IPAQ-SF 旨在考察不同强度身体活动的周频率和每天累计时间（MET 赋值：步行=3.3，中等强度活动=4.0，高强度活动=8.0）。结合题意加入核心词汇“居家”，如居家的最近7天内，您有几天做了适度（提轻物品等，不包括走路）身体活动。参照前人测算经验进行数据清理、截断、异常值剔除、身体活动评价与分组（低、中、高）[22]，并以身体活动分组变量作为居家身体活动的评估指标（简称居家身体活动）。T1：均值1.85±0.876，偏度绝对值为0.093，峰度绝对值 1.369；T2：均值 1.91±0.614，偏度绝对值为0.076，峰度绝对值1.258；K-S 正态分布检验不显著（T1：P=0.067，T2：P=0.080，df=1 628），30 名被试间隔 7的重复测量，题项稳定系数为0.687～0.794。

1.3 施测过程

采用网络问卷填答法，拟定调查日期分2 次对抽样单位进行调查。施测前，由教师通过班级微信群解释指导语，保证被试知情同意，并强调施测的匿名性、保密性、自愿性，同时，介绍数据用途和保存方式，提醒被试可根据自身意愿随时终止或放弃填答问卷，填答时间480～900 s，除居家身体活动调查问卷中1、3、5题设计跳题逻辑，2、4、6、7题设计开放题外，其他分量表各题皆为必答单选题。施测中，获得被试性别（1=女，2=男）、年龄、年级等。网络问卷填答完毕后由被试点击提交。为使2 次数据一一对应，在保证匿名前提下，获取被试手机尾号后4位。

1.4 数据采集与分析

将整理后的最终样本导入SPSS25.0，进行反向题、中心化、潜变量计算等处理。运用K-S 非参数检验、可靠性分析、相关性分析、探索性因子分析、验证性因子分析等对工具进行正态分布检验、信效度检验。数据经标准化处理后，运用描述性统计、控制性别的偏相关性分析、独立样本T检验等考察变量特征、内在联系。采用AMOS25.0 软件构建交叉滞后模型，并利用极大似然法进行交叉滞后分析。

1.5 共同方法偏差检验

采用程序控制法和Harman单因素法考察施测可能存在的共同方法偏差。（1）程序控制：选用的所有测量工具皆源于国内外一流期刊文献，其信效度已被国内外学者普遍认可；网络问卷设计中，在指导语部分利用加粗、斜体、下划线等方式，强调施测的用途、保密性、自愿性和匿名性，并且在《亲密关系满意度量表》设计1项反向题，保持原《大学生身体自尊量表》的16个反向计分题；2次施测皆为即时填答，填答完毕立即提交，超出填答时限排除。（2）Harman单因素检验：除基本信息问题外，对其他所有题项进行单因素未旋转探索性因子分析，2次施测分别提取7个特征根大于1的因子，且第1因子变异率分别为27.901%（T1）和29.854%（T2），皆小于40%，说明2次施测的共同方法偏差皆可接受。

2 结 果

2.1 家庭亲密度、身体自尊和大学生居家身体活动的描述性统计和相关性分析

测量工具中，家庭亲密度量表（6题）、身体自尊量表（30题）皆为5点法，身体活动水平分为低、中、高3个等级，因此，3个分量表理论均值分别为18分、90分和2分。描述性统计显示，家庭亲密度和身体自尊皆处于中等偏上水平，居家身体活动处于中等偏下水平。另外，各指标经标准化处理后，控制性别的偏相关分析显示（见表1）：稳定相关性检验中，T1与T2家庭亲密度（r=0.505）、T1与T2身体自尊（r=0.502）、T1与T2居家身体活动（r=0.465）皆显著正相关（P＜0.001）；同步相关性检验中，T1家庭亲密度、T1身体自尊、T1居家身体活动两两皆显著正相关（P＜0.001），且T2也两两间皆显著正相关（P＜0.001）。表明，在8周内，大学生家庭亲密度、身体自尊和居家身体活动满足跨时间稳定性和同步相关性。

表1 各变量的描述性统计及控制性别的偏相关性分析（M±SD）Table1 Descriptive Statistics and Partial Correlation Analysis of Each Variable

分别对2 次施测各变量进行性别的独立样本T检验（见表2），Levene's 误差方差等同性检验显示，2次施测诸变量皆未达显著水平（P＞0.05），接受原假设，采用齐性数据。T检验显示，2 次施测诸变量的性别皆不显著（t＜1.96，P＞0.05），说明大学生家庭亲密度、身体自尊和居家身体活动具有跨时间的性别一致性。

表2 前测（T1）、后测（T2）各变量的性别独立样本T检验Table2 The Gender Independents T-test of Time1 and Time2 for Each Variable

2.2 家庭亲密度、身体自尊和大学生居家身体活动的交叉滞后分析

利用AMOS软件构建交叉滞后关系模型，并设定“T1家庭亲密度T2身体自尊”路径系数为1，检验家庭亲密度、身体自尊和大学生居家身体活动的交叉滞后效应模型（见图2）。模型拟合指标显示：x2/df=4.000（P＜0.001，n=1 628）；拟合优度指标：GFI=0.971，NFI=0.919，IFI=0.920，NNFI=0.908，CFI=0.919，皆〉0.90；近似 误 差均 方根RMSEA=0.079＜0.08，90%CI[0.582，0.681]，标准化残差均方根SRMR=0.045 5＜0.05，表明模型具有可接受的适配性。另外，利用模型路径系数考察诸变量间的异步相关性（见图2）：T1家庭亲密度对T2身体自尊（β=0.27）和T2居家身体活动（β=0.31）影响显著（P＜0.001）；T1身体自尊对T2家庭亲密度影响不显著（β=0.03，P=0.465），对T2居家身体活动影响显著（β=0.15，P＜0.001）；T1居家身体活动对T2家庭亲密度（β=0.01，P=0.919）和T2身体自尊（β=0.00，P=0.951）影响皆不显著。根据 M.C.EISMA[23]观点，若 A（T1）-B（T2）的相关度＞B（T1）-A（T2）的相关度，说明 A 为 B 的原因变量。分析可知，家庭亲密度是身体自尊、居家身体活动的原因变量，身体自尊是居家身体活动的原因变量。三者关系显示，在家庭亲密度影响大学生居家身体活动时，身体自尊具备中介效应。

图2 交叉滞后效应模型Figure2 Effect Model of Cross-Lagged

3 讨 论

3.1 大学生家庭亲密度、身体自尊和居家身体活动的总体特征讨论

大学生家庭亲密度和身体自尊皆处于中等偏上水平，居家身体活动处于中等偏下水平。家庭是个体社会化成长的“第一课堂”，其教育、引导等功效可从婴儿期延伸至成年，甚至中年[24]。与西方国家相较，我国家庭观念和家庭凝聚力相对较强[25]，尤其在假期，大学生暂离学校，回归家庭，朝夕相处中能知觉到长辈关爱与支持、同胞间交往流畅体验等，感知到亲密的家庭关系，该结果与前人观点一致[4]。身体自尊是个体对自我身体状况满意与否的评估[8]。有学者认为，现代审美文化固化的审美自信和多年体育与健康知识的学习、经历会使个体形成身体自信评价[26]，相对于中老年群体，大学生对死亡、疾病的忧患意识相对薄弱[27]，进而使其报告出中等偏上的身体自尊水平，所得结果证实了前人“身体自尊与社会文化、个体生活经历、健康认知有关”这一观点[28]。分析还发现，与在校期间类似，假期中的大学生居家身体活动未达推荐量标准。不可否认，相较于在校期间，假期居家时可供锻炼的场地、空间、设备受限，加之缺乏规范、合理的体育组织与管理，大学生居家身体活动水平普遍比在校期间低[17]。相较于加拿大等国家，我国大学生锻炼集群效应明显，参与身体活动或锻炼自主性相对较弱，而对互联网资讯、移动社交媒体等趋之若鹜，缺乏自制力[29]，在缺乏同伴陪同，且闲暇时间被大量屏前行为挤占的情况下，大学生居家身体活动呈现中低水平。

分析发现，大学生家庭亲密度、身体自尊和居家身体活动具有性别一致性特征。尽管男女大学生在人际关系的维系方式上或存差异，但男女大学生对家庭亲密关系的一致性渴望与向往，以及长辈对子女无差别的关爱，使大学生皆能感知到相似的家庭亲密度。众所周知，性构社会形成的社会性别分工构成了人们的性别观念和性别气质[30]，使两性形成迥异的审美情趣[26]，但多年的体育与健康学习和实践使男女大学生皆具正性的身体自我评估，皆倾向于在自我身体描述上规避不足、展示优势，形成相对合理的身体自尊水平，这与前人观点一致[31]。学校相对充足的场地和器材等资源使大学生可根据自身喜好、擅长从事体育活动，使男女大学生的锻炼项目、内容、强度和参与状态上呈现非一致性特征，产生在校身体活动水平的性别差异[32]。然而，与在校期间不同的是，男女大学生假期中的居家身体活动皆以家务劳作、轻微锻炼、步行等为主，这种相似的活动内容和强度使男女大学生形成无差别的居家身体活动水平。综上，诸变量的性别一致性特征可能与家庭无差别的关爱、个体对和谐家庭的一致性渴望，以及男女个体类似的审美自信、居家活动内容和强度有关。

3.2 大学生家庭亲密度、身体自尊和居家身体活动的交叉滞后关系讨论

研究通过控制性别的偏相关性分析，在证实大学生家庭亲密度、身体自尊和居家身体活动具备稳定、同步相关性的前提下，运用交叉滞后分析证实诸变量的因果关系。

大学生家庭亲密度能显著预测8周后居家身体活动和身体自尊。根据认知内化理论和社会学习理论，个体认知与行为的发展是基于人际交互实现的内化与外化过程[33]，而行为的习得在很大程度上取决于外界环境影响[34]。也就是说，亲密的家庭关系有助于大学生在家庭互动中丰富生活情感，形成积极生活态度，进而呈现活跃的居家身体活动状态；而且亲密的家庭关系能成为强化主体意识的认知线索，益于大学生积极面对挑战性任务，形成健康居家生活方式[15]。分析证实了上述理论的稳定性和适用性，所得结果与前人观点基本一致[2，5]。根据自我决定理论相关观点，社会情境会影响内化（投射、整合）过程和调控方式，即感知到了家庭关系的亲密度即体验到被他人关爱和支持，形成特定情境下非条件自尊（身体自尊）。家庭关系是大学生社会成长中不可或缺的基本需求（关系需求），该需求具有跨情境性，并能内化成自我知觉和注意，而感知到的家庭关系越亲密，大学生越易产生获得感和胜任感，形成自我肯定和自信，提升身体自尊水平；而且，家庭关系是大学生自我意识和独立思维发展所必需的支持氛围，有助于激发个体归属感和自身价值感[15]，形成高水平的身体自尊。正如人际关系理论阐释的，自尊需求的本质是避免社会排斥的需求，积极的人际关系可缓解主体社会焦虑和孤独感，提升归属感和自尊。

大学生身体自尊能显著预测8周后的居家身体活动，该结果与前人部分观点一致[9]。A.BANDURA 成功期望因素模型认为，人们对成功的期望取决于既有特定与非特定环境中的经验和知觉[35]。也就是说，作为个体经验、知觉形成的自我身体评估，身体自尊能够决定大学生居家生活的应对方式并影响身体活动状态。高水平的身体自尊益于大学生在社会交互与比较中形成积极的情感体验，提升身体自我价值感、自信和自强，并在激发决策力和优越感的基础上改善居家身体活动状况；身体自尊折射了个体对自身吸引力、身体状况等方面的自我肯定，益于大学生提升生活自信和胜任感，在假期应对身体活动或体育锻炼时表现出积极的掌控力和决策力，使居家身体活动更积极、主动、投入[9]；身体自尊诠释了个体的身体功能（运动能力、身体素质等）与适应状态，益于促进大学生心理健康、提升融入度和幸福感、形成积极的生活状态和居家身体活动[36]。总之，身体自尊是大学生居家身体活动的一个内源性动力。正如前人所言，人们对自我的描述和诊断会决定其社会行为的表达[10]。

另外，从交叉滞后分析中各变量因果关联看，在家庭亲密度影响大学生居家身体活动的影响链上，身体自尊具备中介效应。社会认知理论认为，外界情境引发的主体认知能决定并影响行为。某种程度上，家庭关系是大学生认知、情感的保护氛围，亲密的家庭关系有助于激发大学生的自我价值感和胜任感，使之在提升身体自尊的基础上改善居家生活方式和身体活动水平；家庭关系是大学生形成能力、价值和潜能等自我意象的支持场域，亲密的家庭关系有助于激发大学生的独立思维和归属感，在改善身体自尊的基础上使居家生活状态更具活力。正如J.PIAGET[37]阐释的，社会情境引发的情绪认知可成为主体认识、理解客观世界的信息源，决定认知反应并形成相应行为。基于此，研究认为家庭亲密度既能直接促进大学生居家身体活动，还能通过提升大学生身体自尊间接改善居家身体活动水平。

运用交叉滞后研究，以寒假为特定情境，通过8周、两阶段的纵向追踪调查考察大学生家庭亲密度、身体自尊和居家身体活动的内在关联，所得结论益于揭示家庭对大学生体育生活化的内在影响机制，但亦存在不足。研究通过网络问卷采集数据，仅利用填答时限控制、反向题等方式筛查无效数据，可能在方法控制上需完善；研究调查正值新型冠状病毒疫情的居家防控期，对大学生居家身体活动水平的论断尚需反复论证；影响大学生居家身体活动的家庭因素还可能包括家庭结构、父母生活习惯等，未来应注重多变量综合考量，并采用纵向与横向相结合的研究设计，使变量关系的阐释更具现实代表性和稳定性。

4 结 论

对于假期中的大学生，家庭亲密度和身体自尊皆处于中等偏上水平，而居家身体活动处于中等偏下水平，而且家庭亲密度、身体自尊与居家身体活动具有性别的一致性特征；家庭亲密度是身体自尊和居家身体活动的原因变量，而且身体自尊是居家身体活动的原因变量；家庭亲密度既可以直接促进大学生居家身体活动，还可以通过提升身体自尊间接改善居家身体活动。交叉滞后模型的建构，在一定程度上解释了家庭关系与大学生居家身体活动的内在关联，可为构建“家庭—学校—社区”青少年体育促进网络提供一定实证参考。