校园氛围对青少年体育锻炼影响的交叉滞后分析

◇长春金融高等专科学校体育教研部 李 鹤

为探究校园氛围对青少年体育锻炼的影响，运用青少年感知校园氛围问卷和体育活动等级量表，对644名青少年进行为14周、两个阶段的纵向追踪调查。结果表明：对于青少年，校园氛围的性别差异不显著，而体育锻炼的性别差异显著；校园氛围与青少年体育锻炼具有同步、稳定的相关性；交叉滞后分析显示，校园氛围能显著预测青少年14周后的体育锻炼。结论：对于青少年，男生的体育锻炼状况要好于女生；校园氛围是青少年体育锻炼的促进因素，即：营造良好的校园氛围可有效改善青少年体育锻炼现状。

加强体育锻炼有助于促进青少年骨骼发育。多年来，国家反复提倡和推行“双减政策”、加强青少年体育锻炼。但在近年来我国各年龄段学生肥胖检出率持续上升，体育锻炼状况亟待进一步改善。校园是青少年社会化成长的重要场所，探究校园某些因素对青少年体育锻炼的影响，有助于青少年塑造“终身体育”的健康理念，是学校体育亟待攻关的重要议题。

行为是个体与环境的函数[1]。作为学校中的一个重要环境元素，校园氛围与青少年社会行为的建立、维持密切相关[2]。校园氛围是青少年感知到周围人际传达的环境特征，包含同伴间的交往质量、师生间的关系亲密度和行为自主权[3]。研究表明，当青少年在师生互动或同侪交往中感知到被支持、认可，则更易促进体力活动[4]。人际关系理论认为，行为离不开主体环境及环境所引发的刺激，当主体在人际交往中与环境相匹配，则会使生活呈现积极、合群等状态[5]。足见，校园氛围是青少年赖以成长和自我塑造的必要环境。诚然，也有学者认为，体育锻炼作为校园文化活动的重要组成部分，是青少年发展校园人际关系、建立校园氛围的重要社会活动[2]。众所周知，初中阶段青少年正值社会行为习得关键期，那么，对于此阶段青少年，是校园氛围促进其体育锻炼，还是体育锻炼影响校园氛围？显然，既有横断面研究结论未能成为澄清此类问题的有力证据。基于此，构念观念（图1）并进行为期14周、两个阶段的追踪问卷调查，考察校园氛围与青少年体育锻炼的内在联系，旨为丰富青少年体育锻炼研究有所裨益。

图1 研究假设模型

图2 校园氛围与体育锻炼的交叉滞后效应模型

1 研究对象与方法

1.1 被试

依据方便取样与分层整群随机抽样相结合的原则选取8所初中，每所初中各年级随机选择2个自然班青少年为被试，进行为期14周、两阶段追踪测查。第1次测查（以下简称T1）共采集731份问卷，依据“规律性填答”“编码信息缺失”等筛查原则，保留706份；第2次测查（以下简称T2）因被试生病未到校等客观原因，采集711份问卷，采用第1次测查相同的筛查原则，保留694份有效问卷。将全部完成两次测查且问卷编码信息能一一对应的644份有效问卷纳入最终分析样本。

1.2 工具

（1）青少年感知校园氛围问卷。采用Jia等的青少年感知校园氛围问卷[6]。结合题意，将“课堂上”修改为“体育锻炼”，所有题项采用Likert5点法，从“从不这样(1)”到“总是如此(5)”，以题项总分来评估被试感知到的校园氛围水平。量表Cronbach's α分别为0.933(T1)和0.944(T2)。对94名青少年进行间隔21天的重测，稳定性系数0.861。

（2）体育活动等级量表。采用梁德清的体育活动等级量表[7]，旨从锻炼频率（简称：频率）、持续时间（简称：持时）、锻炼强度（简称：强度）评定青少年体育锻炼指标，3个指标皆分5个等级，其中，频率和强度按1～5等级计分，持时按0～4等级计分。首先，遵循公式（活动量=强度×持时×频率）计算被试的活动量大小，然后，活动量≤19分、20～42分、≥43分归类为小活动量(1)、中等活动量(2)、大活动量(3)等3个等级，并以活动量等级作为评估被试“体育锻炼”的量化评定指标。对94名青少年进行间隔21天的重测，稳定性系数为0.764。

1.3 施测过程

两次施测均在征得青少年被试、父母及班主任知情同意的前提下开展。在每一次施测前，由班主任口头宣读指导语，告知调查用途等。

1.4 数据处理与分析

对有效数据进行潜变量计算、标准化处理后，采用描述性统计、Mann-Whitney U检验等统计方法考察变量的性别差异。运用偏相关性分析，考察各变量的同步相关性和稳定相关性。利用AMOS25.0软件构建交叉滞后关系模型，采用极大似然法考察模型拟合情况，通过路径系数从时间序列上考察变量异步相关性，并推断变量关系。

2 结果

2.1 校园氛围与青少年体育锻炼的性别差异

性别的Mann-Whitney U检验显示（表1）：两次施测的校园氛围性别差异不显著（p＞0.05），而体育锻炼性别差异皆显著（p＜0.001），比较得知，男生体育锻炼情况皆好于女生。

表1 性别的Mann-Whitney U检验

2.2 校园氛围对青少年体育锻炼影响的交叉滞后分析

控制性别的偏相关分析显示（表2）：两次施测的校园氛围间显著正相关（r=0.491，p＜0.001）；两次施测的体育锻炼间显著正相关（r=0.465，p＜0.001）；T1校园氛围和T1体育锻炼显著相关（p＜0.001）；T2校园氛围和T2体育锻炼显著相关（p＜0.001）。说明校园氛围和体育锻炼满足跨14周的稳定相关性和同步相关性。

表2 各变量的偏相关性分析1

利用AMOS25.0构建交叉滞后效应模型并考察模型拟合情况（图1）：x2/df=1.573，GFI=0.998，NFI=0.998，IFI=0.999，NNFI=0.997，CFI=0.999，RMSEA=0.041，SRMR=0.0054。以上指标证实模型具有较好适配性。模型路径系数考察变量异步相关性：T1校园氛围对T2体育锻炼影响显著（β=0.17，p＜0.001）；T1体育锻炼对T2校园氛围影响不显著（β=0.08，p=0.072），说明校园氛围是青少年体育锻炼的前因要素。

3 讨论

分析表明，校园氛围具有性别一致性特征。众所周知，初中阶段青少年建立人际关系倾向于单向指向的“接纳”[8]，不论是男女，对校园人际关系（师生、生生）的感知往往源于被他人的一致性认可与关注；加之，校园环境正逐渐弱化男女性别差异，学校对女生健康、体育锻炼的重视度逐渐增加，而且，教师对青少年无性别差异的教育，使得男女具有相似的同伴或教师支持，以及一致性水平的行为自主权。此外，分析还证实了，青少年体育锻炼具有稳定的性别差异。认知心理学认为，受个体性别认知影响，12～18岁青少年已形成关于体育锻炼的性别图式[9]，并会参照同性人群一致的方式从事体育活动。而且，相较于男生，女生喜欢低强度、竞争力小的运动项目，其锻炼活跃度往往比男性更低。

交叉滞后分析证实了校园氛围能预测青少年14周后的体育锻炼。社会生态学模型理论认为，外界环境会直接或间接对青少年体育活动产生影响[10]。从某种程度上讲，高质量的同伴关系可为青少年体育锻炼提供情感支持，它益于提升群体认同感，使青少年在与同侪互动与交流中提高整体自尊，呈现积极活跃的锻炼行为。而且，融洽的师生关系可使青少年感知到更多权威者的支持，益于青少年建立锻炼身份认同，对青少年体育锻炼的自主性起到推动作用，因此，校园氛围越浓厚，越易激发青少年锻炼自主权，并在锻炼中表现出合理的主动性。正如认知内化理论所言，社会行为模式的发展会在人际互动的内化中得以实现[11]。

4 结束语

本文通过交叉滞后分析论证了校园氛围对青少年体育锻炼的影响，从某种程度上厘清了校园环境与青少年体育锻炼的因果关联，研究具有一定现实性意义。未来应增加多变量的综合考虑，为面揭示学校因素对青少年体育锻炼的影响机制提供更有意义的实证参考。