父母支持对青少年锻炼意愿的影响：体育环境与锻炼自我效能的双重中介效应

2023-08-26吕宝馨徐立功

当代体育科技 2023年23期

吕宝馨徐立功

(华东理工大学上海 200237)

青少年是祖国的栋梁，未来社会生产实践的主力军，因此与他们相关的问题历来都受到各界的高度重视。世界卫生组织对于健康的定义包含躯体健康、心理健康、社会适应良好和道德健康4个方面，国内外多项研究均表明，体育锻炼不论是对外在体格康健，还是内在的心理健康，均可发挥一定程度的促进作用，青少年作为身心发育都尚未健全的群体，需要借助体育的力量来全面完善自身。国家体育总局发布的《“十四五”体育发展规划》中，除了点明要通过未来五年的努力为体育强国建设的远景目标添砖加瓦，还强调了促进青少年体育健康发展的必要性，在党的二十大报告中也明确指出了要加强青少年体育工作。然而，国家国民体质监测中心发布的《第五次国民体质监测公报》以及种种迹象表明，当前我国国民还未充分认识到体育锻炼的重要性，青少年的身体及心理素质的建设工作还有很大的进步空间。人类发展生态学提出，在生长发育过程中，父母对青少年的影响深远，由是该文从父母支持出发，对青少年的锻炼意愿进行研究，分析影响锻炼意愿的主要因素，旨在增强青少年锻炼意愿，使其化被动参与体育为主动参与。

1 理论基础与研究假设

社会生态学理论强调个体的发展受制于多个生态子系统，且不同生态子系统对个体行为产生的影响各不相同［1］，随着个体与环境关系的密切程度增加，环境对个体产生的影响也随之增大。因此，在研究个体行为时，不能只考虑单个因素的影响。延伸到青少年体育研究领域，即父母、体育环境、锻炼自我效能等多个因素，都会对青少年的体育参与产生影响。

1.1 父母支持与锻炼意愿的关系

学界通常将父母支持定义为父母对青少年身体活动提供的物质支持及情感支持。青少年时期是社会化成长的关键时期，而家庭是青少年成长的主要环境，父母支持作为教养方式之一，起到了促进青少年认知与行为发展的重要作用［2］。前人大量研究已经证实，青少年的体育锻炼习惯养成与家庭体育开展情况有着密不可分的关联，在青少年时期养成的习惯会持续到成年，甚至伴随一生［3］。父母支持会在一定程度上影响青少年体育观念的形成，进而促使其产生锻炼意愿。家庭体育行为具有代际传递的特点［4］，父辈体育参与率与子辈体育参与率同向增加，父母在体育方面给予孩子的支持，会在无形之中改变孩子对体育锻炼的态度，能够有效增强孩子的锻炼动机。基于此，该研究提出如下假设。

H1：父母支持对锻炼意愿具有正向影响。

1.2 体育环境对父母支持与锻炼意愿的中介作用

体育环境包括决定着体育开展情况的自然和社会环境。研究表明，社区健身设施、学校体育设备等体育环境因素，会对青少年的体育锻炼行为产生一定的影响。体育环境不仅可以帮助和引导完善运动信念，还可以强化锻炼意愿，成为促进个体进行体育锻炼的催化剂［5］。有研究结果显示，在环境因素影响力排名中，家庭因素位列前茅，父母支持有益于优化体育环境，换而言之，父母支持水平越高，意味着家庭内部的体育氛围越浓烈，青少年接触到体育活动的机会越多，参与意愿也就越强烈。基于此，该研究提出如下假设。

H2：父母支持对体育环境具有正向影响。

H3：体育环境对锻炼意愿具有正向影响。

H4：体育环境对父母支持与锻炼意愿具有中介作用。

1.3 锻炼自我效能对父母支持与锻炼意愿的中介作用

锻炼自我效能是指个体对于自己能否完成既定运动目标和任务的认知能力及信念，其强弱直接影响到个人行为动机。研究发现，自我效能与体育锻炼行为呈正相关关系［6］，与自我效能水平低的人群相比，高自我效能人群更愿意参与体育运动。青少年的运动效能感越强，参加有规律运动的可能性就越大。学者韩旭［7］在对大学生主观幸福感进行研究时发现，个体感知社会支持程度提升的同时，对应的自我效能水平也会随之上升。父母支持能够增强个体对完成任务的确定程度，从而提高其自我效能感。高质量的体育环境一方面有益于提高个体锻炼意愿，另一方面有益于个体锻炼自我效能感的提高［1］。个体的锻炼自我效能感提高的同时，其锻炼意愿也会随之增强，从而促进体育锻炼行为。该研究认为，父母的大力支持为青少年提供了良好的体育环境，良好的体育环境有助于提高个体的锻炼自我效能，自我效能的提高能够促进青少年锻炼意愿的产生。

基于此，该研究提出以下假设。

H5：父母支持对锻炼自我效能具有正向影响。

H6：锻炼自我效能对锻炼意愿具有正向影响。

H7：锻炼自我效能对父母支持与锻炼意愿具有中介作用。

H8：体育环境对锻炼自我效能具有正向影响。

H9：体育环境、锻炼自我效能在父母支持对锻炼意愿具有中介作用。

通过梳理以上理论与研究假设，该研究提出父母支持对青少年锻炼意愿影响理论模型，如图1所示。

图1 父母支持对青少年锻炼意愿影响理论模型图

2 研究设计

2.1 样本确定与数据收集

世界卫生组织将青少年年龄范围限定在10～19岁，基于此，该研究以高中生为调查对象，运用随机抽样的方式进行问卷调查。调查采用线上线下相结合的方式同步进行，共回收问卷640份，剔除无效问卷后，实际应用于研究的问卷627 份，问卷有效回收率为98.00%。样统计结果显示，性别分布：男性323 人，占比51.51%；女性304 人，占比48.49%。年级分布：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 变量选取

该研究参考前人成熟量表［8-9］，结合青少年锻炼的实际语境进行适当修改。父母支持量表，借鉴刘娜［2］修订的《父母支持量表（Parental Support Scale）》进行测量，共3 个题项。体育环境，借鉴洪婧婧等人［5］修订的《体育环境量表》，从学校环境、家庭环境、社区环境3个维度进行测量。锻炼自我效能，借鉴窦丽等人［10］修订的《锻炼自我效能量表》，共5个题项。锻炼意愿，借鉴范卉颖［11］等人修订的《体育锻炼意愿量表》，共3 个题项。问卷采用李克特7级法评分。

2.3 变量测量

2.3.1 信度检验

该研究运用Cronbach's α 系数、组合信度CR 对量表进行信度检验。如表1 所示，父母支持、体育环境、锻炼自我效能、锻炼意愿4 个量表的Cronbach's α 系数分别为0.896、0.895、0.943、0.919，问卷整体Cronbach's α 系数为0.957，均大于0.7 的标准，说明该研究所用量表较可靠且具有内部一致性。

表1 信效度检验

2.3.2 效度检验

该研究运用KMO值和巴特球形值、平均提取方差值AVE 对量表进行效度检验。经过SPSS 26.0 统计软件的运算，总量表KMOH 和Bartlett 球形检验值为0.948，高于0.7的标准，且P＜0.01，各量表的CR值均超过了0.7，AVE值在0.740～0.803之间，符合大于0.5的要求，说明收敛效度通过检验。

2.3.3 共同方法偏差检验

该研究运用Harman 单因子检验来检验数据是否存在共同方法偏差。首先采用程序控制方法，通过程序控制以尽可能消除方法偏差的来源；其次采用不记名问卷、混合排序等方法，从源头上控制。对研究涉及的变量进行探索性因子分析，第一公共因子的解释率为28.90%，低于40%的临界值标准，说明该研究不存在严重的共同方法偏差。

3 实证研究

3.1 相关性分析

该研究变量相关系数矩阵如表2 所示，相关分析结果显示4个变量之间显著正向相关，具体如下：父母支持与体育环境正相关（r=0.686，P＜0.01）；父母支持与锻炼自我效能正相关（r=0.673，P＜0.01）；父母支持与锻炼意愿正相关（r=0.674，P＜0.01）；体育环境与锻炼自我效能正相关（r=0.693，P＜0.01）；体育环境与锻炼意愿正相关（r=0.799，P＜0.01）；锻炼自我效能与锻炼意愿正相关（r=0.663，P＜0.01）。上述结果说明变量间的关系符合原假设所述关系，为后续假设检验提供依据。

表2 变量相关性分析

3.2 模型拟合度检验

依据父母支持对青少年锻炼意愿模型进行拟合检验，如表3 所示，CMIN/DF=2.824＜5，RMSEA=0.054＜0.08，GFI=0.955，AGFI=0.934，均超过了0.8，IFI=0.984，TLI=0.980，CFI=0.984，NFI=0.976，均在0.9 以上，模型各项拟合指数都达到了可接受标准，模型可以被接受，父母支持对青少年锻炼意愿模型路径分析图如图2所示，其中A 代表父母支持变量对应题项，B 代表体育环境变量对应题项，C代表锻炼自我效能变量对应题项，D代表锻炼意愿变量对应题项，e为观察变量。

表3 模型拟合指数

图2 父母支持对青少年锻炼意愿模型路径分析图

3.3 假设检验

3.3.1 直接效应分析

如表4 结果所示，体育环境对青少年锻炼意愿的影响程度最大，标准化路径系数值为0.615，P＜0.001；其次是父母支持，标准化路径系数值为0.210，P＜0.001；再次是自我效能，标准化路径系数值为0.119，P＜0.05，原假设H1、H3、H6均成立。各变量之间的影响路径中，父母支持对体育环境的影响程度较大，标准化路径系数值为0.738；其次是父母支持对自我效能的影响，标准化路径系数值为0.432；再次是体育环境对自我效能的影响，标准化路径系数值为0.409，据此，原假设H2、H5、H8均成立。

（1）父母支持对其他变量的直接效应。该研究发现，父母支持对青少年锻炼意愿具有积极影响，与前人研究相一致［12］。青少年接受到的来自于父母或情感或物质的支持，有益于他们更好地发挥主观能动性，调动自身的积极性，在心理素质得到提升的同时，更愿意主动参与体育锻炼。青少年得到的父母支持越多，越能促进其锻炼意愿的产生。除此之外，父母的亲身参与同样会对孩子的锻炼行为产生一定的影响，随着父母锻炼行为的增加，青少年锻炼意愿也会随之加大［13］。

（2）体育环境对其他变量的直接效应。体育环境对青少年锻炼意愿的影响，既来自于体育设施、场馆等有形环境，也包括运动氛围、运动安全性等无形环境。体育环境提供的外部资源会在潜移默化中影响青少年的体育活动［2］，往往所处体育环境的舒适程度越高，青少年的锻炼意愿也会越强。通过改善体育环境来促进青少年体育活动，是避免青少年出现超重、久坐时间过长等不良情况的重要手段之一。

（3）锻炼自我效能对其他变量的直接效应。多位学者经过研究证实，锻炼自我效能对锻炼意愿具有积极影响，换而言之，自我效能高的人更愿意参与体育锻炼。自我效能在个体认知过程中能发挥优化作用，对行为的选择性和持续性起到决定作用。自我效能高的群体，有信心在大多数情况下都能坚持运动［14］，无论看到哪种时间框架的信息，都会拥有较高的体育锻炼意愿。

3.3.2 中介效应分析

如表5 所示，父母支持对青少年锻炼意愿影响理论模型中，在95%的置信区间内直接效应与间接效应检验CI不包括0，且P＜0.001，说明间接效应成立，该模型为部分中介模型。父母支持→体育环境→锻炼意愿、父母支持→自我效能→锻炼意愿、父母支持→体育环境→自我效能→锻炼意愿3条路径在95%的置信区间内（不包括0），P值＜0.001，说明原假设H4、H7、H9均成立。

表5 中介效应检验结果

（1）体育环境中介效应分析。在95%的置信区间内，由中介效应显著性检验结果可知，体育环境中介效应效果量占比为0.391/0.483=80.95%，P＜0.001，说明该路径间接效应显著存在，原假设H4成立。社会认知理论提出自身所处环境中的利好因素越丰富，越能推动个体自发进行积极的行为。父母为孩子提供的物质性支持，为孩子提供了接触更优异的体育环境的机会；父母提供的情感支持，一方面增强了孩子的运动观念，另一方面会给孩子营造出良好的运动氛围。在体育锻炼投入前因机制中，父母支持和体育环境作为外在动力，对青少年体育行为起到了调节催化的作用［15］，父母支持为孩子提供了优良的体育环境，良好体育环境促进了青少年参与体育活动的意愿。

（2）锻炼自我效能中介效应分析。在95%的置信区间内，由中介效应显著性检验结果可知，锻炼自我效能中介效应效果量占比为0.051/0.483=10.56%，P＜0.001，说明该路径间接效应存在，原假设H7 成立。锻炼自我效能在父母支持与青少年锻炼意愿中具有部分中介效应，父母支持水平与个体的锻炼自我效能感呈正相关。个体感知到的支持程度越高，相应的自我效能水平也会越高，因此，当青少年感受到来自父母的体育支持时，会产生更多的自我效能感，对自己能够完成锻炼目标和任务的信心也会随之增加，在体育锻炼过程中获得积极情感体验的概率大大增加，进而促进其锻炼意愿的增强。

（3）体育环境、锻炼自我效能链式中介效应分析。在95%的置信区间内，由中介效应显著性检验结果可知，体育环境和自我效能中介效应效果量占比为0.041/0.483=8.49%，P＜0.001，说明该路径间接效应存在，原假设H9成立，体育环境与锻炼自我效能对父母支持影响青少年锻炼意愿具有链式中介效应。对于青少年来说，家庭是他们接触到的第一个社会学习环境，父母是他们的社会标杆，父母支持对其锻炼意愿有着直接影响，同时体育环境和锻炼自我效能也是重要的中介变量。父母支持引领青少年产生体育锻炼意愿的同时，也为其提供了良好的体育环境，有利的体育环境引导青少年树立并增强了锻炼自我效能感，激励其参与到体育活动中。当青少年通过体育锻炼获得积极的身心体验后，会产生更强烈的锻炼意愿，获得坚持锻炼的外源性动力，久而久之，能够养成于身心皆有益处的锻炼习惯。