李 鶴，董寶林

敦促和引導(dǎo)青少年積極從事體育鍛煉活動(dòng)，益于骨骼發(fā)育、防控近視、增強(qiáng)體質(zhì)[1]。國(guó)家教育部曾多次提倡，強(qiáng)化兒童青少年體育鍛煉，充分利用課余、放學(xué)后進(jìn)行足量體育活動(dòng)[2]。誠(chéng)然，就近幾年各地區(qū)、學(xué)校的學(xué)生體質(zhì)監(jiān)測(cè)報(bào)告顯示，我國(guó)青少年“小胖墩”“小眼鏡”呈早齡化趨勢(shì)發(fā)展，其體育鍛煉發(fā)展勢(shì)態(tài)依舊不容樂(lè)觀[3]。學(xué)校是傳授青少年體育文化知識(shí)和技能的重要機(jī)構(gòu)，也是青少年從事體育鍛煉活動(dòng)的一個(gè)主要場(chǎng)域。探究學(xué)校某些因素與青少年體育鍛煉的因果關(guān)聯(lián)，分析其內(nèi)在機(jī)理，益于厘清青少年體育鍛煉的諸多潛在問(wèn)題，精準(zhǔn)制定青少年體育鍛煉的優(yōu)化策略，有助于加快推進(jìn)學(xué)校體育發(fā)展，是培養(yǎng)青少年健康生活習(xí)慣、塑造“終身體育”健康理念的必要前提。

鍛煉心理學(xué)與社會(huì)心理學(xué)皆強(qiáng)調(diào)個(gè)體、行為與環(huán)境的交互作用。近期一系列研究也發(fā)現(xiàn)，作為學(xué)校情境的重要元素，校園氛圍與青少年體育鍛煉密切相關(guān)。校園氛圍是個(gè)體體驗(yàn)到周圍人際傳達(dá)的相對(duì)穩(wěn)定而持久的環(huán)境特征，包含同伴交往質(zhì)量、師生關(guān)系和行為自主權(quán)等[4]。研究表明，當(dāng)青少年在師生互動(dòng)或同儕交往中感知到被支持、認(rèn)可，則會(huì)引發(fā)相應(yīng)的社會(huì)行為情緒，從而促進(jìn)體力活動(dòng)[5]；但若在校園人際交往中感知到被排斥、否定，則會(huì)對(duì)群體性的社會(huì)活動(dòng)（如體育鍛煉）產(chǎn)生抵觸情緒[6]?？梢?jiàn)，校園氛圍是青少年踐行體育鍛煉的一個(gè)必要環(huán)境。另外，近階段的實(shí)證研究還發(fā)現(xiàn)，積極參與體育鍛煉的青少年更易建立良好的人際關(guān)系，改善或促進(jìn)人際環(huán)境（校園氛圍）[7]。那么，對(duì)于社會(huì)適應(yīng)能力發(fā)展萌芽期的初中階段青少年，校園氛圍與青少年體育鍛煉究竟存在何種關(guān)聯(lián)？尚需通過(guò)實(shí)證獲得解讀。

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者在探討青少年問(wèn)題行為時(shí)發(fā)現(xiàn)，手機(jī)依賴傾向會(huì)危害青少年身心健康，影響體育參與狀態(tài)，降低睡眠質(zhì)量、增加體重[8]。手機(jī)依賴是在非學(xué)習(xí)、工作情況下，個(gè)體強(qiáng)迫、沖動(dòng)、依賴、過(guò)度高頻使用手機(jī)的一種不良心理或行為狀態(tài)[9]。據(jù)第47次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》顯示，截至2020年12月，我國(guó)網(wǎng)民使用手機(jī)上網(wǎng)的比例為99.7%，手機(jī)網(wǎng)民有9.86億，其中學(xué)生群體占比最多，高達(dá)21.0%[10]。不可否認(rèn)，使用手機(jī)已成為當(dāng)代青少年日常生活中的一種行為習(xí)慣，手機(jī)功能的開(kāi)發(fā)亦在潛移默化地改變著青少年的生活方式。然而，過(guò)度依賴手機(jī)會(huì)使人產(chǎn)生無(wú)成癮物質(zhì)作用下的成癮行為[9]。有學(xué)者認(rèn)為，由于手機(jī)依賴傾向嚴(yán)重的個(gè)體總伴隨長(zhǎng)時(shí)間的靜態(tài)行為和頻繁的屏前行為，因此，會(huì)長(zhǎng)期沉迷于網(wǎng)絡(luò)社交、觀看移動(dòng)短視頻等，而對(duì)現(xiàn)實(shí)生活淡漠、倦怠，干擾自身日常的身體活動(dòng)量[11]。而且，手機(jī)依賴傾向越嚴(yán)重，青少年參與體育鍛煉的動(dòng)力越弱，越難獲得愉悅感，運(yùn)動(dòng)行為也會(huì)越消極[12]。誠(chéng)然，也有研究得出迥異觀點(diǎn)：受校園手機(jī)使用管控的影響，青少年手機(jī)使用情況與體育鍛煉并無(wú)直接影響[13]。那么，對(duì)于自我調(diào)適能力發(fā)展初期的青少年，手機(jī)依賴能否阻滯其后續(xù)從事體育鍛煉？該問(wèn)題尚需通過(guò)長(zhǎng)期的追蹤調(diào)查獲得論證。

社會(huì)生態(tài)學(xué)模型理論強(qiáng)調(diào)，外界環(huán)境通過(guò)近端層（行為習(xí)慣、心理特質(zhì)等）發(fā)揮功效[14]。實(shí)證研究表明，個(gè)體從校園氛圍中感知到的情感聯(lián)結(jié)會(huì)使之產(chǎn)生獲得感或孤獨(dú)感，若個(gè)體無(wú)法獲得校園氛圍支持，便會(huì)產(chǎn)生手機(jī)依賴傾向，甚至影響社會(huì)活動(dòng)的實(shí)踐與呈現(xiàn)[15]?？梢?jiàn)，當(dāng)考慮校園氛圍對(duì)青少年體育鍛煉影響時(shí)，手機(jī)依賴可能具備中介作用。環(huán)境行為學(xué)者認(rèn)為，外界環(huán)境能通過(guò)作用于主體的心理狀態(tài)而決定其環(huán)境行為。也就是說(shuō)，當(dāng)青少年感知到外界氛圍的優(yōu)劣，獲取到環(huán)境信息刺激，便會(huì)通過(guò)大腦信息加工系統(tǒng)產(chǎn)生相應(yīng)行為反應(yīng)，并以此指導(dǎo)未來(lái)行為[16]。如良好的同伴關(guān)系有助于優(yōu)化青少年生活習(xí)慣（如避免網(wǎng)絡(luò)移情），從而提高身體活動(dòng)量[17]；而且，當(dāng)知覺(jué)到自身具備行為自主權(quán)時(shí)，個(gè)體更易形成有創(chuàng)造性、具有挑戰(zhàn)性的體育鍛煉活動(dòng)，這些源于外界的潛在資源能調(diào)試主體的行為方式，進(jìn)而形成健康行為[7]。在心理學(xué)領(lǐng)域，有關(guān)人際氛圍（如家庭氛圍、父母低頭行為）、手機(jī)依賴與青少年社會(huì)行為（拖延行為）的關(guān)系論證碩果頗豐[18]。誠(chéng)然，類似研究在體育領(lǐng)域相對(duì)薄弱。那么，校園氛圍能否通過(guò)緩解青少年手機(jī)依賴傾向而優(yōu)化體育鍛煉現(xiàn)狀？尚需在實(shí)證中獲得闡釋。

交叉滯后研究是一種典型的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究，相較于橫斷面調(diào)查研究，它易于去偽存真、揭示變量間的因果關(guān)聯(lián)，所得結(jié)論的實(shí)踐價(jià)值更強(qiáng)，亦更具有現(xiàn)實(shí)代表性和長(zhǎng)期穩(wěn)定性?；诖耍\(yùn)用此研究設(shè)計(jì)方案，進(jìn)行為期3年、3個(gè)階段的追蹤問(wèn)卷調(diào)查，考察校園氛圍、手機(jī)依賴與青少年體育鍛煉的內(nèi)在因果關(guān)聯(lián)，并假設(shè)三者存在因果關(guān)系（見(jiàn)圖1），旨為豐富青少年體育鍛煉研究有所裨益。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 被試

依據(jù)方便取樣與分層整群隨機(jī)抽樣相結(jié)合的原則，以上海市為例，按照地理區(qū)域劃分為東區(qū)、南區(qū)、西區(qū)、北區(qū)，為控制3年追蹤數(shù)據(jù)的流失量，以及保證被試文化課學(xué)習(xí)和體育鍛煉場(chǎng)所的一致性，在每個(gè)區(qū)域選取2所“5+4”教育模式的初中，在各初中選取2個(gè)預(yù)備班（即6年級(jí)）作為調(diào)查單位，進(jìn)行為期3年、3個(gè)階段的縱向追蹤調(diào)查。第1次測(cè)查（T1）在2018年11月26—30日進(jìn)行，共采集741份問(wèn)卷，依據(jù)“規(guī)律性填答”“基本信息不完整”“編碼信息缺失”等篩查原則，共保留726份有效問(wèn)卷，有效回收率97.98%；第2次測(cè)查（T2）在2019年11月25—29日進(jìn)行，因被試生病未到校、無(wú)法取得聯(lián)系等客觀原因，共采集733份問(wèn)卷，采用T1相同的篩查原則，保留709份有效問(wèn)卷，有效回收率96.73%；第3次測(cè)查（T3）在2020年11月23—27日進(jìn)行，因被試外出、生病請(qǐng)假、無(wú)法取得聯(lián)系等客觀原因，共采集716份問(wèn)卷，采用相同篩查原則，保留692份有效問(wèn)卷，有效回收率96.65%。將全部完成3次測(cè)查且問(wèn)卷編碼信息能一一對(duì)應(yīng)的644份有效問(wèn)卷納入最終分析樣本，其中男306人，女338人。另外，經(jīng)分析與檢驗(yàn)，分析樣本與流失樣本在3個(gè)變量上的差異皆不顯著（P＞0.05），屬于非結(jié)構(gòu)性流失。

1.2 工具

1.2.1 青少年感知校園氛圍問(wèn)卷（Perceived School Climate Scale，PSCS） 采用Y.JIA等[19]的《青少年感知校園氛圍問(wèn)卷》，由教師支持（7題）、同伴支持（13題）和參與自主性（5題）3個(gè)維度共25個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成。結(jié)合題意設(shè)定情境，將“課堂上”修改為“體育鍛煉”，如老師相信我在體育鍛煉方面可以做得很棒；我們同伴之間能在體育鍛煉中互相關(guān)心；在體育鍛煉方面我有足夠的自主權(quán)。PSCS原為4點(diǎn)法綱量尺度，為保證問(wèn)卷測(cè)量尺度與其他量表綱量一致，采用Likert5點(diǎn)法，從“從不這樣（1）”到“總是如此（5）”，以題項(xiàng)總分來(lái)評(píng)估被試感知到校園氛圍的高低水平。測(cè)得3次施測(cè)的PSCS量表K-S參數(shù)檢驗(yàn)皆達(dá)顯著水平（P＜0.001，df=644）。探索性因子分析得知，T1施測(cè)的累積貢獻(xiàn)率62.747%，KMO=0.960，Bartlett球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=16 042.920，df=300，P＜0.001）；T2施測(cè)的累積貢獻(xiàn)率69.750%，KMO=0.961，Bartlett球形檢驗(yàn)達(dá) 顯 著 水 平（Chi-Square=21 120.772，d f=300，P＜0.001）；T3施測(cè)的累積貢獻(xiàn)率69.455%，KMO=0.962，Bartlett球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=20 784.059，df=300，P＜0.001）。驗(yàn)證性因子分析得知，x2/df（272）=4.093，GF I=0.925，N FI=0.935，IF I=0.955，N N FI=0.923，CF I=0.935，S RMR=0.0430，R M S EA=0.072，90%CI[0.087，0.096]，Cronbach'sα分別為0.933（T1）、0.944（T2）和0.943（T3）。對(duì)94名青少年采用Spearman秩相關(guān)性分析PSCS量表間隔21天的重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.861（P＜0.01）。

1.2.2 手機(jī)依賴指數(shù)量表（Mobile Phone Addiction Index，MPAI） 采用梁永熾[20]的《手機(jī)依賴指數(shù)量表》，由17題構(gòu)成，主要從失控性、戒斷性、逃避性和低效性考察被試手機(jī)依賴程度，如有人說(shuō)過(guò)我花太多時(shí)間用在手機(jī)上；我曾嘗試在手機(jī)上少花些時(shí)間，但是做不到。各題項(xiàng)采用Likert5點(diǎn)法，從“從未有過(guò)（1）”到“總是如此（5）”，以各題項(xiàng)總分表示被試手機(jī)依賴程度。測(cè)得3次施測(cè)的MPAI量表K-S參數(shù)檢驗(yàn)皆達(dá)顯著水平（P＜0.001，df=644）。探索性因子分析得知，T1施測(cè)的累積貢獻(xiàn)率60.449%，KMO=0.965，Bartlett球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=11 635.209，df=136，P＜0.001）；T2施測(cè)的累積貢獻(xiàn)率64.848%，KMO=0.967，Bartlett球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=14 332.362，df=136，P＜0.001）；T3施測(cè)的累積貢獻(xiàn)率71.537%，KMO=0.965，Bartlett球形檢驗(yàn)達(dá)顯著水平（Chi-Square=14 496.883，d f=136，P＜0.001）。驗(yàn)證性因子分析得知，x2/d f（113）=3.666，G FI=0.919，N FI=0.928，IF I=0.946，NNFI=0.935，C FI=0.946，S RMR=0.0421，RM S E A=0.066，90%CI[0.060，0.073]，Cronbach'sα分別為0.932（T1）、0.924（T2）和0.942（T3）。采用Spearman秩相關(guān)性分析MPAI量表間隔21天的重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.887（P＜0.01）。

1.2.3 體育活動(dòng)等級(jí)量表（Physical Activity Rating Scale，PARS-3） 采用梁德清[21]的《體育活動(dòng)等級(jí)量表》，旨在評(píng)估被試在過(guò)去1個(gè)月中的體育鍛煉情況，并從鍛煉頻率（簡(jiǎn)稱頻率）、持續(xù)時(shí)間（簡(jiǎn)稱持時(shí)）和鍛煉強(qiáng)度（簡(jiǎn)稱強(qiáng)度）加以評(píng)定。3個(gè)指標(biāo)皆分5個(gè)等級(jí)，其中，頻率和強(qiáng)度按1～5等級(jí)計(jì)分，持時(shí)按0～4等級(jí)計(jì)分。遵循梁德清的計(jì)算公式獲得活動(dòng)量大小（活動(dòng)量=強(qiáng)度×持時(shí)×頻率），以活動(dòng)量≤19分、20～42分、≥43分歸類為小活動(dòng)量（1）、中等活動(dòng)量（2）和大活動(dòng)量（3）3個(gè)等級(jí)，最終以活動(dòng)量等級(jí)作為評(píng)估被試“體育鍛煉”的量化評(píng)定指標(biāo)。本次測(cè)量顯示：3次測(cè)查的量表K-S參數(shù)檢驗(yàn)皆達(dá)顯著水平（P＜0.001，df=644）；采用Kappa一致性檢驗(yàn)考察PARS-3量表間隔21天的重測(cè)穩(wěn)定性系數(shù)為0.764（P＜0.01）。

1.3 施測(cè)過(guò)程

3次施測(cè)皆采用紙筆法、集體施測(cè)的形式進(jìn)行，而且，每次施測(cè)均在征得青少年被試、父母及班主任知情同意的前提下開(kāi)展，每次填答時(shí)間均為10 min，填寫完畢由發(fā)收問(wèn)卷的負(fù)責(zé)人或班主任當(dāng)場(chǎng)收回。在每次施測(cè)前，皆由班主任口頭宣讀指導(dǎo)語(yǔ)及問(wèn)卷填答的相關(guān)要求和細(xì)則。在問(wèn)卷首頁(yè)利用加重、加粗、字體放大等方式提醒被試調(diào)查的用途，以及填答的自愿性和匿名性、數(shù)據(jù)保密性和保存方式等，并提醒被試可在填答過(guò)程中隨意、自愿終止或放棄問(wèn)卷填答。另外，為保證被試3次測(cè)查結(jié)果能夠?qū)?yīng)一致，問(wèn)卷除獲取學(xué)校、年齡、性別等一般人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料外，還需被試在每次填答問(wèn)卷時(shí)準(zhǔn)確填寫個(gè)人身份證號(hào)碼后6位數(shù)字以及學(xué)號(hào)后8位數(shù)字（如20180101）。

1.4 數(shù)據(jù)處理與分析

將數(shù)據(jù)錄入Excel2016，分別以身份證后6位數(shù)字、學(xué)號(hào)后8位數(shù)字為檢索參數(shù)，利用函數(shù)將3次測(cè)查數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)完畢后導(dǎo)入SPSS26.0分析軟件。對(duì)有效數(shù)據(jù)進(jìn)行反向題處理、潛變量計(jì)算等，運(yùn)用K-S參數(shù)檢驗(yàn)、探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析、可靠性分析、重測(cè)穩(wěn)定性檢驗(yàn)等，考察數(shù)據(jù)的正態(tài)分布及測(cè)量工具的信效度情況。數(shù)據(jù)經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理后，采用描述性統(tǒng)計(jì)、Mann-Whitney U檢驗(yàn)等數(shù)理統(tǒng)計(jì)法考察各變量的性別差異。運(yùn)用控制性別的偏相關(guān)分析，考察各變量的同步相關(guān)性和穩(wěn)定相關(guān)性。利用AMOS25.0軟件構(gòu)建交叉滯后關(guān)系模型，采用極大似然法考察模型擬合情況，并通過(guò)交叉滯后路徑系數(shù)從時(shí)間序列上考察變量間的異步相關(guān)性，同時(shí)，遵循M.C.EISMA等[22]的理論觀點(diǎn)推斷變量關(guān)系。

1.5 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用程序控制法和Harman單因素檢驗(yàn)法考察施測(cè)中可能存在的共同方法偏差。一方面，選擇被國(guó)內(nèi)外學(xué)者多次證實(shí)較高信效度的測(cè)量工具，并且在問(wèn)卷引導(dǎo)語(yǔ)部分著重強(qiáng)調(diào)調(diào)查的匿名性、保密性等；另一方面，排除基本信息和編碼信息等，分別對(duì)3次測(cè)查所有題項(xiàng)進(jìn)行單因素未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析，3次測(cè)查皆提取8個(gè)特征根大于1的因子，第1因子變異率分別為24.167%（T1）、26.255%（T2）和21.783%（T3），皆未達(dá)到臨界值40%。根據(jù)共同方法偏差檢驗(yàn)和控制的依據(jù)與原則[23]，證實(shí)3次施測(cè)的共同方法偏差皆可接受。

2 結(jié)果

2.1 校園氛圍、手機(jī)依賴與青少年體育鍛煉的性別差異

對(duì)3次施測(cè)各變量進(jìn)行性別的Mann-Whitney U檢驗(yàn)，結(jié)果顯示（見(jiàn)表1）：3次施測(cè)的校園氛圍和手機(jī)依賴的性別差異皆不顯著（P＞0.05），體育鍛煉的性別差異皆顯著（P＜0.001）；均值顯示，3次施測(cè)的男生體育鍛煉情況皆好于女生；經(jīng)測(cè)算，體育鍛煉3次施測(cè)的性別差異效應(yīng)量分別為0.282（Cohen'sd=0.587）、0.242（Cohen'sd=0.500）和0.320（Cohen'sd=0.675）。

表1 性別的Mann-Whitney U檢驗(yàn)（M±SD）Table1 Mann-Whitney U Test of Gender（M±S D）

2.2 校園氛圍、手機(jī)依賴與青少年體育鍛煉的交叉滯后分析

各個(gè)變量進(jìn)行控制性別的偏相關(guān)分析。（1）穩(wěn)定相關(guān)性檢驗(yàn)：3次施測(cè)的校園氛圍之間，即T1校園氛圍與T2校園氛圍（r=0.491）、T1校園氛圍與T3校園氛圍（r=0.481）、T2校園氛圍與T3校園氛圍（r=0.475）兩兩顯著正相關(guān)（P＜0.001）；3次施測(cè)的手機(jī)依賴之間，即T1手機(jī)依賴與T2手機(jī)依賴（r=0.488）、T1手機(jī)依賴與T3手機(jī)依賴（r=0.483）、T2手機(jī)依賴與T3手機(jī)依賴（r=0.465）兩兩顯著正相關(guān)（P＜0.001）；3次施測(cè)的體育鍛煉之間，即T1體育鍛煉與T2體育鍛煉（r=0.465）、T1體育鍛煉與T3體育鍛煉（r=0.458）、T2體育鍛煉與T3體育鍛煉（r=0.435）兩兩顯著正相關(guān)（P＜0.001）。（2）同步相關(guān)性檢驗(yàn)，第1次施測(cè)中，T1校園氛圍、T1手機(jī)依賴和T1體育鍛煉兩兩顯著相關(guān)（P＜0.001）；第2次施測(cè)中，T2校園氛圍、T2手機(jī)依賴和T2體育鍛煉兩兩顯著相關(guān)（P＜0.001）；第2次施測(cè)中，T3校園氛圍、T3手機(jī)依賴和T3體育鍛煉兩兩顯著相關(guān)（P＜0.001）（見(jiàn)表2）。表明，校園氛圍、手機(jī)依賴及體育鍛煉滿足跨3年的穩(wěn)定相關(guān)性和同步相關(guān)性，適合進(jìn)行交叉滯后分析。

表2 各變量的偏相關(guān)性分析Table2 PartialCorrelation Analysis of Each Variable

利用AMOS25.0軟件構(gòu)建交叉滯后效應(yīng)模型，設(shè)定“T1校園氛圍→T2手機(jī)依賴”路徑系數(shù)為1，采用極大似然法考察模型擬合情況（見(jiàn)圖2）。模型擬合指標(biāo)顯示：x2/d f（8）=1.632（P=0.073，n=644）；擬合優(yōu)度指標(biāo)：G FI=0.996，N F I=0.996，I FI=0.997，N N F I=0.995，C F I=0.997；近似誤差均方根R M S EA=0.031，90%CI[0.003，0.061]，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根SR M R=0.0076。以上模型擬合指標(biāo)證實(shí)了所構(gòu)建的交叉滯后效應(yīng)模型具有較好的適配性。

通過(guò)交叉滯后效應(yīng)模型路徑系數(shù)，考察校園氛圍、手機(jī)依賴和青少年體育鍛煉的異步相關(guān)性。（1）T1校園氛圍對(duì)T2手機(jī)依賴（β=-0.31）和T2體育鍛煉（β=0.17）影響皆顯著（P＜0.001）；T1手機(jī)依賴對(duì)T2體育鍛煉影響顯著（β=-0.14，P＜0.001），而對(duì)T2校園氛圍影響不顯著（β=-0.05，P=0.123）；T1體育鍛煉對(duì)T2校園氛圍（β=0.08，p=0.072）和T2手機(jī)依賴（β=-0.07，P=0.084）影響皆不顯著。（2）T2校園氛圍對(duì)T3手機(jī)依賴（β=-0.37）和T3體育鍛煉（β=0.21）影響皆顯著（P＜0.001）；T2手機(jī)依賴對(duì)T3體育鍛煉影響顯著（β=-0.14，P＜0.001），而對(duì)T3校園氛圍影響不顯著（β=-0.07，P=0.108）；T2體育鍛煉對(duì)T3校園氛圍（β=0.07，P=0.102）和T3手機(jī)依賴（β=-0.08，P=0.069）影響皆不顯著（見(jiàn)圖2）。遵循前人利用交叉滯后模型來(lái)分析變量因果關(guān)聯(lián)的經(jīng)驗(yàn)，結(jié)合模型路徑系數(shù)，說(shuō)明校園氛圍、手機(jī)依賴是青少年體育鍛煉的前因要素，而且，校園氛圍還是手機(jī)依賴的前因變量。從變量間關(guān)系的時(shí)間序列看，在校園氛圍影響青少年體育鍛煉的路徑上，手機(jī)依賴具備中介作用。

圖2 校園氛圍、手機(jī)依賴與體育鍛煉的交叉滯后效應(yīng)模型Figure2 The Cross-Lagged Effect Modelof SchoolClimate，Mobile Phone Addiction and PhysicalExercise

3 討 論

3.1 校園氛圍、手機(jī)依賴及青少年體育鍛煉的性別差異討論

性別的Mann-Whitney U檢驗(yàn)表明，青少年感知到的校園氛圍及其手機(jī)依賴傾向具有跨3年穩(wěn)定的性別一致性特征，而體育鍛煉具有跨3年穩(wěn)定的性別差異，3年差異效應(yīng)量分別為0.282（Cohen'sd=0.587）、0.242（Cohen'sd=0.500）和0.320（Cohen'sd=0.675），且男生的體育鍛煉狀況要好于女生。

首先，校園氛圍具有性別一致性特征，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)存在些許差異[24]。既有研究所針對(duì)的是大學(xué)生群體，該類青少年人際關(guān)系的維系往往基于雙向互動(dòng)“友誼”聯(lián)結(jié)，而本文是對(duì)初中預(yù)備班青少年的3年追蹤，該學(xué)段青少年人際關(guān)系的建立傾向于單向指向的“接納”[25]。通常情況下，該學(xué)段男生和女生對(duì)校園人際關(guān)系（師生、生生）的感知往往源于被他人的一致性關(guān)注與認(rèn)可。加之，作為青少年社會(huì)適應(yīng)能力發(fā)展的重要場(chǎng)域，校園環(huán)境正逐漸弱化男女性別差異，學(xué)校對(duì)女生健康、體育鍛煉的重視度逐漸增加，使男生和女生在學(xué)校能感知到一致性的同伴認(rèn)可和相似的教師支持。

其次，手機(jī)依賴具有性別一致性特征，該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致[26]。毋庸諱言，初中階段青少年對(duì)新鮮事物趨之若鶩，是手機(jī)依賴的易感人群，盡管受人格特質(zhì)、性別認(rèn)知等影響，青少年在許多注意偏好、生活方式上存在性別差異（如男生傾向于手機(jī)游戲等操作性使用，女性傾向于瀏覽媒體資訊或網(wǎng)絡(luò)社交等社交類操作）。但事實(shí)上，手機(jī)線上的去抑制性、可編輯性特征使男女生皆可適度避免被直接評(píng)價(jià)、減少社交焦慮，從而獲得一致性的代償性新鮮感和滿足感[27]。并且，由于手機(jī)依賴內(nèi)隱心理和社會(huì)因素引發(fā)的混雜效應(yīng)，可能使青少年在使用頻率、心理依賴等呈現(xiàn)性別同一性。

最后，青少年的體育鍛煉具有跨3年穩(wěn)定的性別差異，該結(jié)果與前人觀點(diǎn)一致[7]。兒童認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為，早在幼年時(shí)期，個(gè)體便通過(guò)模仿成人行為來(lái)獲得性別認(rèn)知，形成性別行為。受個(gè)體性別認(rèn)知影響，12～18歲青少年已形成關(guān)于體育鍛煉的性別圖式[28]，并會(huì)參照與多數(shù)同性一致的方式從事體育活動(dòng)；加之，傳統(tǒng)性別觀念賦予女生“恬靜”的性別刻板印象，導(dǎo)致多數(shù)女生自覺(jué)排斥高強(qiáng)度對(duì)抗的體育運(yùn)動(dòng)，而選擇強(qiáng)度較低、少身體接觸的體育活動(dòng)項(xiàng)目。因此，青少年體育鍛煉的性別差異，可能與傳統(tǒng)性別觀念引發(fā)的社會(huì)性別認(rèn)知和性別刻板印象，以及男女青少年迥異的體育運(yùn)動(dòng)偏好有關(guān)。

3.2 校園氛圍、手機(jī)依賴與青少年體育鍛煉的因果關(guān)系討論

本文在證實(shí)校園氛圍、手機(jī)依賴與青少年體育鍛煉存在跨3年穩(wěn)定、同步相關(guān)性的基礎(chǔ)上，利用交叉滯后分析證實(shí)三者存在因果關(guān)系，并且從時(shí)間序列上證實(shí)了在校園氛圍影響青少年體育鍛煉時(shí)，手機(jī)依賴具備中介作用。

首先，分析證實(shí)校園氛圍能夠顯著預(yù)測(cè)青少年后續(xù)的體育鍛煉，該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致[29]。社會(huì)生態(tài)學(xué)模型理論認(rèn)為，多層次的外界環(huán)境（包括校園氛圍）會(huì)直接或間接對(duì)青少年的體育活動(dòng)產(chǎn)生影響[30]。校園氛圍包含同伴交往質(zhì)量、師生關(guān)系和行為自主權(quán)等[4]。一方面，高質(zhì)量的同伴關(guān)系可為青少年參與體育鍛煉提供必要的情感保護(hù)和支持場(chǎng)域，益于提升群體認(rèn)同感、保持目標(biāo)行為，使青少年在與同儕互動(dòng)與交流中提高整體自尊，進(jìn)而呈現(xiàn)積極、活躍的鍛煉行為；另一方面，融洽的師生關(guān)系可使青少年感知到更多的教師支持元素，既益于青少年形成體育價(jià)值認(rèn)知、建立鍛煉身份認(rèn)同感，能夠?qū)η嗌倌牦w育鍛煉的自主性起到推動(dòng)作用，正如認(rèn)知內(nèi)化理論所言，社會(huì)行為模式的發(fā)展會(huì)在人際互動(dòng)的內(nèi)化中得以實(shí)現(xiàn)[31]。因此，校園氛圍越濃厚，越易激發(fā)青少年從事體育鍛煉的自主權(quán)和自決權(quán)，并在鍛煉中表現(xiàn)出應(yīng)有的堅(jiān)持性和主動(dòng)性。

其次，分析證實(shí)手機(jī)依賴能夠顯著預(yù)測(cè)青少年后續(xù)的體育鍛煉，該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致[32]。既有研究證實(shí)，過(guò)度使用或過(guò)分依賴手機(jī)會(huì)嚴(yán)重影響青少年的身心健康，它不僅是青少年人際交往能力發(fā)展的羈絆，還會(huì)引發(fā)暴飲暴食、屏前行為、久坐久臥、睡眠障礙等一系列問(wèn)題行為[33]。從某種程度上講，手機(jī)依賴映射出青少年對(duì)手機(jī)網(wǎng)絡(luò)資訊和游戲的沉迷與成癮傾向，以及對(duì)現(xiàn)實(shí)生活狀態(tài)的倦怠、抵觸。數(shù)據(jù)分析表明，手機(jī)依賴傾向嚴(yán)重的青少年會(huì)主動(dòng)將生活關(guān)注點(diǎn)轉(zhuǎn)移至手機(jī)操作與使用上，也會(huì)將注意偏好、興趣和情感體驗(yàn)需求移情于手機(jī)網(wǎng)絡(luò)，而對(duì)現(xiàn)實(shí)人際交往和體育鍛煉活動(dòng)產(chǎn)生放棄、逃避傾向。而且，手機(jī)依賴往往伴隨頻繁的靜態(tài)行為、屏前行為、久坐久臥等，手機(jī)依賴傾向嚴(yán)重的青少年往往將余暇時(shí)間頻繁用于沖動(dòng)、依賴性的手機(jī)使用。相應(yīng)地，制約著體育鍛煉活動(dòng)的實(shí)踐與參與?？傊謾C(jī)依賴與網(wǎng)絡(luò)成癮類似，是一種典型的受控行為，也可能是青少年逃避現(xiàn)實(shí)的一種形式，若青少年的某種基本心理需求無(wú)法得到滿足，便較易逃避現(xiàn)實(shí)并移情至手機(jī)使用，產(chǎn)生手機(jī)依賴等受控行為，從而表現(xiàn)出不當(dāng)（體育鍛煉不足）或病理性（狂躁、攻擊）行為。

再次，分析證實(shí)校園氛圍能夠顯著預(yù)測(cè)青少年后續(xù)的手機(jī)依賴，該結(jié)果與前人部分觀點(diǎn)一致[29]。校園氛圍映射了學(xué)校情境下的人文關(guān)懷和人際支持等[4]。既有研究表明，良性的校園氛圍可使學(xué)生產(chǎn)生獲得感和認(rèn)同感，避免孤獨(dú)感和無(wú)助感，從而有效緩解網(wǎng)絡(luò)移情和手機(jī)依賴傾向[34]。數(shù)據(jù)分析亦表明，高質(zhì)量的同伴交往或親密的師生關(guān)系更易使青少年關(guān)注現(xiàn)實(shí)生活，并傾向于在同儕、師生現(xiàn)實(shí)互動(dòng)中獲得自尊、自信、愉悅體驗(yàn)，較易緩解或避免頻繁使用手機(jī)的沖動(dòng)性。反之，若青少年在同儕或師生互動(dòng)中無(wú)法感受到被支持、認(rèn)可或理解，則較易缺乏人際安全感而產(chǎn)生孤獨(dú)感和社會(huì)交往困擾，這亦使得該類青少年為避免被他人低評(píng)價(jià)而主動(dòng)逃避或放棄與外界接觸和交流，從而將生活關(guān)注點(diǎn)移情至手機(jī)使用，產(chǎn)生手機(jī)依賴或成癮傾向。足見(jiàn)，良好的校園氛圍有助于提升生生、師生間的溝通頻率和質(zhì)量，有效緩解或避免青少年焦慮、孤獨(dú)易感性等一系列內(nèi)化問(wèn)題，是緩解手機(jī)依賴傾向的一個(gè)重要資源。

最后，通過(guò)變量間因果關(guān)聯(lián)的時(shí)間序列證實(shí)，在校園氛圍影響青少年體育鍛煉時(shí)，手機(jī)依賴具備中介效應(yīng)，該結(jié)果與其他領(lǐng)域的相關(guān)研究基本吻合[35]。認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為，社會(huì)環(huán)境引發(fā)的體驗(yàn)或經(jīng)歷會(huì)在認(rèn)知系統(tǒng)中形成認(rèn)知圖式，產(chǎn)生認(rèn)知反應(yīng)并決定行為表達(dá)[36]。數(shù)據(jù)分析亦表明，優(yōu)質(zhì)的校園氛圍有助于提升青少年自尊、自信和自我決定能力，使之傾向于在現(xiàn)實(shí)社會(huì)互動(dòng)中實(shí)現(xiàn)自我證言、自我完善、自我滿足，有效緩解網(wǎng)絡(luò)移情和手機(jī)依賴傾向，從而促進(jìn)積極的人際互動(dòng)模式和健康行為。正如環(huán)境知覺(jué)理論所揭示的，主體感知到的環(huán)境信息會(huì)激發(fā)或改變行為意向，從而形成相應(yīng)的環(huán)境行為[37]。校園氛圍是青少年社會(huì)成長(zhǎng)中的情感場(chǎng)域，良性的校園氛圍能夠幫助青少年建立綠色的學(xué)習(xí)和生活習(xí)慣，塑造健康的生活理念，形成合理的價(jià)值認(rèn)知，減少問(wèn)題行為、不良行為或心理問(wèn)題（如校園霸凌、手機(jī)依賴）的發(fā)生率，從而形成陽(yáng)光、有活力的生活態(tài)度與行為。反之，若校園氛圍無(wú)法為青少年帶來(lái)良性體驗(yàn)或感知，則會(huì)使之主動(dòng)放棄現(xiàn)實(shí)生活的人際互動(dòng)，并將注意偏好轉(zhuǎn)至過(guò)度頻繁的手機(jī)使用，產(chǎn)生手機(jī)依賴，從而抵觸和排斥積極健康的體育鍛煉活動(dòng)。研究結(jié)果證實(shí)了社會(huì)生態(tài)學(xué)模型相關(guān)理論觀點(diǎn)?；诖?，建議營(yíng)造良好的校園人際氛圍，通過(guò)多樣的人際互動(dòng)提高青少年社會(huì)適應(yīng)性，可有效緩解或避免手機(jī)依賴傾向，從而幫助青少年形成積極、活躍的體育鍛煉行為。

初中階段青少年是培養(yǎng)健康生活方式和體育鍛煉習(xí)慣的上佳時(shí)期。本文以初中預(yù)備班為被試，進(jìn)行為期3年、3個(gè)階段的追蹤調(diào)查，通過(guò)交叉滯后分析論證校園氛圍、手機(jī)依賴對(duì)青少年體育鍛煉的內(nèi)在影響機(jī)理，所得結(jié)論從某種程度上厘清了青少年體育鍛煉的諸多社會(huì)性、心理性問(wèn)題，具有一定現(xiàn)實(shí)性意義。結(jié)合研究所得，建議進(jìn)一步完善學(xué)校體育課程體系和課外體育組織（社團(tuán)/俱樂(lè)部）等體制的建設(shè)，加快推進(jìn)校園體育文化的發(fā)展，營(yíng)造積極、健康的體育氛圍。同時(shí)，規(guī)范和監(jiān)控青少年手機(jī)使用頻率和時(shí)長(zhǎng)，避免產(chǎn)生手機(jī)依賴傾向，讓青少年有更多時(shí)間和機(jī)會(huì)積極投入有益身心的體育運(yùn)動(dòng)中。誠(chéng)然，影響青少年體育鍛煉的學(xué)校因素還包括建成環(huán)境、政策法規(guī)、活動(dòng)組織等，未來(lái)應(yīng)增加多變量的綜合考慮，為全面揭示學(xué)校因素對(duì)青少年體育鍛煉的影響提供有意義的、具有長(zhǎng)期穩(wěn)定性的實(shí)證參考。

4 結(jié) 論

對(duì)于青少年，男生的體育鍛煉狀況要好于女生；校園氛圍是青少年參與體育鍛煉的促進(jìn)因素，手機(jī)依賴是青少年從事體育鍛煉的制約因素，并且校園氛圍能夠緩解青少年的手機(jī)依賴傾向，進(jìn)而促進(jìn)其體育鍛煉。