沈建國

20世紀末，學術界逐漸關注情感、認知、行為在母子（女）間的代際傳遞效應[1-2]，并在大量研究中證實了兒少，尤其9～14 歲青少年的問題行為、消極情感（如暴力行為、吸煙行為、抑郁、孤獨感、羞怯）等與母親有關[3]。母親是青少年社會化成長的“啟蒙”教師，在許多社會情境，如居家身體活動方面，母親并未意識到自身對子女的引導和示范功效[4]。探究居家身體活動在母子（女）間的代際傳遞效應，揭示其內在機制，是促進青少年身心健康發(fā)展、建立良好生活習慣的需要，亦是構建健康家庭體育環(huán)境的必要環(huán)節(jié)。

溢出假設理論認為，家庭成員（如母親）的某種情感或行為會通過一種互動關系轉移到其他成員（子女）[5]。換言之，在認知、情感、行為的代際傳遞中，親子溝通具備中介作用。在親子溝通環(huán)狀模型理論中，親子溝通被視為實現(xiàn)代際傳遞的核心要素[6]。有證據表明，母親的日常生活習慣、目標期望和行為動機等則會為子代提供潛在的發(fā)展途徑，并在親子溝通中實現(xiàn)代際傳遞[7-8]。一般來說，具有積極生活態(tài)度和健康生活方式的母親，更傾向于主動與家庭成員親密互動和分享情感，形成良好的溝通方式和質量，從而促成社會行為的代際傳遞，即母子（女）間在生活慣習上的代際傳遞效應需在親子溝通中實現(xiàn)。該現(xiàn)象在體育鍛煉領域同樣存在，且母子（女）間體育鍛煉的代際傳遞效應常在同性別的親子互動中得以強化，使女孩與母親鍛煉行為特征、運動項目偏好更為相似[9]。那么，在居家身體活動方面，這種母子（女）間的代際傳遞效應會否在親子溝通的中介下得以強化？對該問題的解答至今尚未明晰。

根據完美主義理論相關觀點，青少年社會心理和行為的發(fā)展在某種程度上取決于家庭關系的親密程度，尤其在家庭環(huán)境中學習、掌握社會技能時，青少年知覺到的家庭親密度能夠發(fā)揮重要的增益功效[10]。實證研究表明，在家庭系統(tǒng)中，積極的親子溝通、高質量的溝通效果有助于親子間建立情感聯(lián)結，提升子女對家庭親密度的評估水平，進而優(yōu)化青少年的社會認知，促進社會行為；而慣于采用專制、責難等方式教育子女的父母，更易使子女產生疏離感，引發(fā)焦慮、反社會傾向、負性情緒狀態(tài)，阻滯青少年日常的學習生活[11-12]?？梢?，良好的親子溝通有助于提升青少年對家庭親密度的感知水平，而且在親子溝通與青少年社會行為的影響鏈上，青少年感知到的家庭親密度具備中介作用。那么，在青少年居家身體活動的影響機制中是否存在類似關聯(lián)？該問題尚需通過實證獲得論證。

基于此，本文構建模型（見圖1），并以初中階段青少年及其母親為被試，通過實證研究試圖解決以下問題：（1）母親和青少年的居家身體活動、親子溝通、家庭親密度是否在青少年的性別、年級上存在差異；（2）母親與青少年的居家身體活動是否存在代際傳遞效應；（3）在母親與青少年居家身體活動的代際傳遞效應中，母親的親子溝通、青少年感知到的家庭親密度是否發(fā)揮鏈式中介的增值貢獻。

圖1 研究假設模型Figure1 Research Hypothesis Model

1 研究對象與方法

1.1 被 試

依據分層整群抽樣原則，以浙江省為例，按省會城市、一般城市劃分，在各類城市的市區(qū)、市郊各選取4 所初中學校，并在各初中的各年級隨機抽取1 個班級（共64 個班級），并以學生所在的家庭為單位，由每個家庭的母親和子女共同完成調研。本次調查共發(fā)放2 103 份問卷，以“反向題檢驗”“規(guī)則性填答”“填答時限不在240～600 s”“學號等信息編碼缺失”“親子關系為父子關系、父女關系、祖孫關系、其他旁系親屬關系等非母子/女關系”“任意強度體力活動的頻率或時間數(shù)據缺失”等為篩查依據，共剔除217 份無效問卷，并以“來自雙親家庭”“獨生子女”為納入標準，最終保留1 849 份有效問卷，有效回收率87.92%。其中，男生1 007 人，女生842 人，（13.95±2.591）歲；母親初中及以下學歷556 人，高中/大專學歷707 人，大 學/大 專及 以上 學歷586 人，（40.80±4.025）歲。此外，2020 年7 月14—20 日，對某初中137 組家庭（即137 位青少年被試、137 位母親被試）進行間隔7 天重測，最終配對數(shù)據樣本量103 份（即103 位青少年被試、103 位母親被試）。

1.2 測量工具

1.2.1 國際體力活動量表 采用C.L.CRAIG等[13]國際身體活動量表-簡版，由母親和青少年結合自身實際情況分別作答。量表含7個題項，其中6個考察被試不同強度體力活動每周的頻率和每次的時長，1個題項評估被試的久坐時間。結合題意修訂提問語，如最近7 天內，您在家中有幾天做了劇烈的身體活動（如提重物、高強度有氧運動、快速騎車等）。在測算居家身體活動時，對不同強度活動進行Methionine（簡稱MET）賦值，即高強度身體活動賦值8.0，中等強度賦值4.0，步行賦值3.3。對數(shù)據進行清理、重新編碼、截斷、異常值剔除、身體活動量測算等，并以身體活動量為母親與青少年的居家身體活動評估指標。測試得知，母親居家身體活動（母親HPA）與青少年居家身體活動（青少年HPA）的K-S 參數(shù)檢驗達顯著水平（P＜0.001，df=1 849）；間隔7天重測，母親問卷與青少年問卷的再測信度系數(shù)分別為0.733和0.691。

1.2.2 家庭溝通模式量表 采用L.RITCHIE等[14]家庭溝通模式量表，含2 個維度26 題（“對話定向”15 題和“服從定向”11題），由母親被試填答，如我允許我的孩子在一些事情上和我存在不一致意見（對話定向）；我認為孩子不要和大人頂嘴（服從定向）。適應性完美主義理論認為，青少年積極社會行為和完美主義往往源于父母合理的期望、支持、理解，以及較少的苛責與專制[17]。因此，結合專家意見，將“服從定向”維度各題項視為反向題。各題項采用Likert5點法，從“非常不符合（1）”到“非常符合（5）”計分，經反向題處理后，以各題項總分表示母親與子女溝通狀況，總分均值為78 分（26×3）。本測量各題項偏度絕對值為0.045～2.276，峰度絕對值為0.055～2.298，標準差最小值0.606；K-S參數(shù)檢驗未達顯著水平（P=0.200，df=1849）；探索性因子分析：累積貢獻率63.334%，KMO=0.753，Bartlett 球形檢驗達顯著水平（Chi-Square=1 558.888，df=325，P＜0.001）；驗證性因子分析：x2/df（298）=2.541，GFI=0.914，NFI=0.909，IFI=0.908，NNFI=0.906，CFI=0.900，SRMR=0.041 9，RMSEA=0.077；Cronbach'sα=0.889，各題項間隔7天重測穩(wěn)定性系數(shù)為0.700～0.749；題總相關絕對值為0.232～0.642（P＜0.01）。

1.2.3 家庭親密度量表 采用費立鵬等[15]家庭親密度和適應性量表的家庭親密度分量表，由青少年填答，共16個題項（含4個反向題），如在我們家庭里，娛樂活動都是全家人一起去做；我們家成員比較愿意與朋友商討個人問題，而不太愿意與家人商討。各題項采用Likert5點法，從“不是（1）”到“總是（5）”計分，沿用前人計算公式測算家庭親密度水平，即親密度得分=36+正向題-反向題。本測量各題項偏度絕對值為0.194～1.637，峰度絕對值為0.073～2.049，標準差最小值0.933；K-S 參數(shù)檢驗達顯著水平（P=0.003，df=1849）；探索性因子分析：累積貢獻率57.733%，KMO=0.870，Bartlett球形檢驗達顯著水平（Chi-Square=814.389，df=120，P＜0.001）；驗證性因子分析：x2/df（104）=2.260，GFI=0.929，NFI=0.906，IFI=0.936，NNFI=0.925，CFI=0.932，SRMR=0.0450，RMSEA=0.072；Cronbach'sα=0.846，各題項間隔7天重測穩(wěn)定性系數(shù)為0.583～0.712；題總相關絕對值為0.323～0.596（P＜0.01）。

1.3 施測過程

測試在征得班主任和被試知情并同意的前提下進行。利用網絡問卷星調查平臺，于2020年4月11—21日，統(tǒng)一開放問卷調查并對抽樣青少年及其母親進行數(shù)據收集。兩類問卷除基本信息外，青少年被試問卷包含“居家身體活動”“家庭親密度”等，母親被試問卷包含“居家身體活動”“家庭溝通模式”等。每類調查前由班主任負責解釋指導語，并告知被試施測用途以及施測匿名性、保密性、自愿性等，同時反復提醒被試可在填答任意過程中自愿終止或放棄調查。此外，提醒被試在“居家身體活動”調查中，2、4、6、7 題為開放性問答題，填寫格式為××小時××分鐘，1、3、5 為跳題邏輯（即若自己某活動強度未涉及，可選擇跳題），其他所有問題皆為必答單選題。兩類問卷填答在4～10 min 內完成并提交。為保證青少年及其母親被試可一一對應，除獲取城市、年齡、性別等人口統(tǒng)計學資料外，兩類調查還需被試填寫子女（青少年）的學號后8位，如20170101。

1.4 數(shù)據處理與分析

將數(shù)據導入Excel2016，根據“先IP 對應，再學號對應”等整合、對應青少年及其母親問卷數(shù)據，將有效數(shù)據導入SPSS24.0分析軟件。經反向題換算、潛變量計算等處理后，利用描述性統(tǒng)計、參數(shù)檢驗、可靠性分析、探索性因子分析、驗證性因子分析等檢驗工具信效度。采用描述性統(tǒng)計、Mann-Whitney U 檢驗、Krus‐kal-Wallis H 檢驗考察母親和子女居家身體活動人口統(tǒng)計學差異；相關數(shù)據經“自然對數(shù)”正態(tài)化處理、標準化處理后，采用Spearman 相關性分析、回歸分析、AMOS 結構方程模型的極大似然法等，考察母親及其子女居家身體活動的代際傳遞效應，以及家庭親密度、親子溝通在此代際傳遞效應中的增值貢獻（即鏈式中介效應）。

2.4 兩組患者術后臨床療效比較 觀察組總有效率約為94.12%，對照組總有效率只有77.14%，兩組比較差異有統(tǒng)計學意義(χ2=4.010 1，P<0.05)。見表5。

2 結 果

2.1 共同方法偏差檢驗

（1）程序控制法：問卷設計時，在問卷引導語中著重強調施測的用途，以及調查自愿性、匿名性和保密性等；《家庭親密度量表》中含4 項反向題，《家庭溝通模式量表》中含12 項反向題；數(shù)據采集方式為填寫完畢當場回收。（2）采用Harman 單因素法考察施測共同方法偏差，即排除基本信息和問卷編碼（學號后8位），分別對兩類問卷進行單因素未旋轉的探索性因子分析，其中青少年問卷共提取2 個特征根大于1 的因子，第1因子變異率為27.135%，母親問卷共提取3個特征根大于1 的因子，第1 因子變異率為33.195%，皆未達臨界值40%，證實兩類問卷在施測中的共同方法偏差可接受。

2.2 母親與子女居家身體活動的群體差異分析

結果顯示：母親和青少年的居家身體活動、親子溝通、家庭親密度在青少年性別上的差異皆不顯著（P＞0.05）；母親和青少年的居家身體活動、親子溝通在青少年年級上的差異也不顯著（P＞0.05），但家庭親密度的年級差異顯著（P＜0.05）。比較得知，青少年報告的家庭親密度得分從六年級（預備班）、七年級（初中一年級）到八年級（初中二年級）依次遞減（見表1、表2）。

表1 各變量描述性統(tǒng)計（M±SD）Table1 Descriptive Statistics of Each Variable

表2 性別的Mann-Whitney U檢驗和年級的Kruskal-Wallis H檢驗Table2 Mann-Whitney U Test of Gender and Kruskal-Wallis H Test of Grade

2.3 居家身體活動的代際傳遞及家庭親密度、親子溝通增值效應分析

采用自然對數(shù)法對青少年居家身體活動正態(tài)化處理，經各變量標準化后的Spearman相關性分析顯示（見表3）：母親居家身體活動與青少年居家身體活動（r=0.366，P＜0.001）、親子溝通（r=0.209，P＜0.01）顯著相關；親子溝通（r=0.209，P<0.01）、家庭親密度（r=0.324，P<0.001）與青少年居家身體活動皆顯著相關；親子溝通與家庭親密度顯著相關（r=0.129，P<0.05）。

表3 各變量的Spearman相關性分析Table3 Spearman Correlation Analysis of Each Variable

分別以性別、年級、母親居家身體活動、親子溝通、家庭親密度為自變量，青少年居家身體活動為因變量，采用強行進入法進行5 組回歸分析，結果顯示（見表4）：性別[F（1，1848）=1.970，β=0.084]、年級[F（1，1848）=2.067，β=0.091]對青少年居家身體活動的影響皆不顯著（P＞0.05）；母親居家身體活動[F（1，1848）=11.758，β=0.298，P＜0.001]、親子 溝通[F（1，1848）=4.565，β=0.191，P=0.035＜0.05]、家庭親密度[F（1，1848）=7.618，β=0.243，P=0.007＜0.01]對青少年居家身體活動的正向影響皆顯著，分別解釋青少年居家身體活動8.1%、2.8%和5.1%的變異。

表4 母親居家身體活動、親子溝通、家庭親密度分別對青少年居家身體活動的回歸分析Table4 Regression Analysis of Mother's HPA，Parent-adolescent Communication and Family Cohesion on Adolescent's HPA，Indi‐vidually

在上述回歸分析基礎上，以母親居家身體活動、親子溝通、家庭親密度為自變量，青少年居家身體活動為因變量，進行3 個步驟的序列層次回歸分析（見表5）。（1）Step1：在單獨回歸分析中已證實，即母親居家身體活動對青少年居家身體活動的影響顯著[F（1，1848）=11.758，β=0.298，95%CI[0.002，0.015]，P<0.001]解釋8.1%的變異；（2）Step2：在母親居家身體活動的基礎上將親子溝通加入自變量，此時母親居家身體活動（β=0.105，95%CI[0.001，0.012]，P<0.05）和親子溝通（β=0.149，95%CI[0.103，0.243]，P<0.01）分別對青少年居家身體活動的影響顯著，且二者共同解釋青少年居家身體活動12.4%的變異，ΔR2=0.035；（3）Step3：在上述回歸分析的基礎上，再將家庭親密度加入自變量，此時母親居家身體活動（β=0.085，95%CI[0.001，0.007]，P<0.05）、親子溝通（β=0.128，95%CI[0.014，0.021]，P<0.01）、家庭親密度（β=0.158，95%CI[0.010，0.021]，P<0.01）分別對青少年居家身體活動的影響顯著，且三者共同解釋青少年居家身體活動14.4%的變異，ΔR2=0.020。綜合來看，因親子溝通、家庭親密度逐步介入自變量，母親居家身體活動對青少年居家身體活動的回歸系數(shù)逐步由0.298 經0.105 降至0.085（皆顯著），解釋力由8.9%經12.4%升至14.4%。根據溫忠麟等[16]中介效應檢驗的理論觀點，證實在母親與子女居家身體活動的代際傳遞效應中親子溝通、家庭親密度具備鏈式中介作用。換言之，二者在母親與子女居家體力活動的代際傳遞效應中發(fā)揮顯著的增值貢獻。

表5 母親居家身體活動、親子溝通、家庭親密度對青少年居家身體活動的序列層次回歸分析Table5 Hierarchical Regression Analysis of Mother's HPA，Parent-adolescent Communication and Family Cohesion on Adolescent's HPA

基于以上分析，為從結構層面直觀揭示諸變量內在機制，排除變量間相關不顯著的連線，即母親居家身體活動與家庭親密度（r=0.088，P>0.05），利用AMOS 軟件構建結構關系模型。模型擬合指標顯示（見圖2）：x2/df（3）=0.128（P=0.003，n=1 849）；擬合優(yōu)度指標：GFI=0.999，NFI=0.992，IFI=0.998，NNFI=0.999，CFI=0.999（全部>0.9，且接近1）；近似誤差均方根RM?SEA=0.012（<0.08），90%CI[0.013，0.172]，標準化殘差均方根SRMR=0.010 5<0.05。上述指標證實所構多重中介模型具有較好的適配性。

圖2 結構方程模型Figure2 Structural Equation Model

3 討 論

3.1 母親與子女居家身體活動的群體差異

分析還發(fā)現(xiàn)，青少年居家身體活動、家庭親密度的性別差異也不顯著。與在校期間不同的是，青少年居家體育活動場地、器材相對缺乏，在某種程度上難于滿足鍛煉需求，且受疫情防控影響，青少年相對減少戶外活動，尤其是男性青少年的中高強度鍛煉活動（如籃球、足球）次數(shù)減少，使男女青少年居家身體活動內容相對單一，且皆以低強度活動為主。另外，我國家庭觀念和家庭凝聚力相對較強，家庭關系是兒少社會成長的必備基本需求，該需求會內化兒少的自我知覺，并維系子代對親代的依戀[18]。因此，不論男女青少年，皆對家庭親密關系存有一致性的依賴和期待。

3.1.2 年級差異討論 對于不同年級青少年，其母親居家身體活動、親子溝通具有一致性特征，該結果與前人觀點基本一致[19]。早在孩童時期，其母親在家庭中便扮演“主內”“廚師”“老師”等角色，肩負“負責家庭衣食住行”“教輔子女”等職責。因此，對于初中階段不同年級青少年，其母親居家身體活動和親子溝通具有跨時間穩(wěn)定性和一致性。分析還發(fā)現(xiàn)，青少年居家身體活動的年級差異也不顯著，該結果與前人部分觀點一致[20]。社會學習理論認為，習得性行為往往取決于主體周圍的環(huán)境[21]。換言之，青少年居家身體活動的優(yōu)劣程度在很大程度上賴于其所處的自然環(huán)境和人際環(huán)境，而且同一學段青少年的家庭體育環(huán)境具有一定相似性[22]。因此，相較于在校期間充足的自然條件支持、適宜的人際氛圍，居家情境中不同年級的青少年皆會受限于周圍環(huán)境而難于形成穩(wěn)定、規(guī)律的中高強度身體活動，致使各年級青少年的居家身體活動具有相同性。

值得一提的是，青少年感知到的家庭親密度水平存在年級差異，6 年級、7 年級、8 年級報告的家庭親密度水平依次降低，與前人部分觀點一致[23]。初中階段青少年正值自我意識和獨立思想發(fā)展的敏感期，其社會認知能力、歸因風格等逐漸趨于成熟，且隨其主要社會關系的轉變（血緣→學緣）而進入叛逆期。因此，隨著在校年限增加，青少年的叛逆思維意識不斷加強，往往在某些行為的觀點、意向和選擇上試圖主觀擺脫家庭決策，且依賴于在同儕協(xié)同、陪伴、影響的作用下選擇行為內容、決策行為方式，亦會因自我獨立思想的形成而與親代產生分歧、矛盾，使家庭親密度下降[24]。

3.2 母親與子女居家身體活動的代際傳遞效應

Spearman相關性分析和回歸分析顯示，母親與子女的居家身體活動存在代際傳遞效應，該結果與前人觀點一致[9]。根據J.PIAGET[25]兒童認知發(fā)展理論和社會學習過程理論相關觀點：在嬰兒時期，個體便會通過長輩的示范來認識世界并形成認知圖式；進入兒少時期，個體能通過觀察家庭權威者行為來獲得習得性經驗、建立行為范式[21]。從家庭體育氛圍的角度理解，規(guī)律、積極從事居家身體活動的母親能夠為子女營造一種充滿活力的生活氛圍，有助于激發(fā)青少年正性的生活態(tài)度、保持積極的生活狀態(tài)，即便受限于匱乏的居家體育場地和器材，依舊能在活躍的家庭氛圍下自主、自覺進行一些身體活動或體育活動[3]。可見，在居家身體活動情境中，母親的示范、引領和表率功效，有助于改善青少年居家身體活動水平，幫助青少年形成健康生活方式。正如代際效應理論所言：親代的某些特定慣習可在非特定傳授情景下通過一種獨特的發(fā)展途徑傳播給子代[7-8]。

3.3 親子溝通、家庭親密度的增值效應

序列層次回歸分析證實，母親的親子溝通水平、青少年感知到的家庭親密度具備鏈式中介效應，且在母親與子女居家身體活動的代際傳遞效應中具有顯著的增值效應。

首先，母親與子女積極的親子溝通有助于強化母子（女）間居家身體活動的代際傳遞效應。根據代際傳遞機制模型和垂直機制模型相關理論觀點，遺傳基因、親代教育、子代模仿是實現(xiàn)代際傳遞的3種主要途徑，而親代通常會將自我認知中的正確價值觀念和合理行為偏好以一種直接教育（溝通、交流）的方式傳遞給子代[26]。數(shù)據分析結果顯示，母親與子女的居家身體活動存在直接性的代際效應，且該代際傳遞效應能夠在母親合理的教養(yǎng)行為、積極的親子溝通下得以強化。

其次，母子（女）間居家身體活動的代際傳遞效應，能夠在親子溝通與家庭親密度的鏈式中介作用下得到進一步提升。既有研究表明，青少年的行為發(fā)展往往取決于家庭關系的親密程度，而家庭親密度又源于母親積極的溝通行為。根據認知內化理論相關觀點，主體的認知與行為發(fā)展往往源于人際互動的內化過程[27]。在這一層面，活躍的居家身體活動映射了母親對待生活的積極態(tài)度，而長期保持活躍居家身體活動狀態(tài)的母親，通常善于主動與家人建立親密的情感互動和聯(lián)結，在教輔子女方面亦能非專制性地建立高質量的雙向溝通模式，較易讓青少年感知到家庭的親密關系以及長輩的關愛與理解，有助于青少年形成健康的生活態(tài)度，并產生積極的居家身體活動模式[23]。綜上所述，母親積極的居家身體活動是構筑高質量親子溝通的一個前因，而青少年會在公平、雙向的親子溝通中調試、重構家庭親密度感知，并由此形成與家庭關系相匹配的居家生活慣習（居家身體活動）。

本研究以青少年及其母親為被試，考察母親與子女居家身體活動的代際傳遞效應，以及親子溝通和家庭親密度在此效應中的增值貢獻，所構建的鏈式中介模型在某種程度上解釋了母親在改善子女健康生活方式中的定位與功效，可為發(fā)展家庭體育提供一些實踐參考。但仍存在不足之處：采用自陳式報告的形式獲取數(shù)據，或因施測中的霍桑效應而影響被試真實性表達；作為橫斷面調查研究，所得因果關系的論斷尚需在實驗或縱向研究中獲得支持和論證。

4 結 論

對于不同性別青少年，母親居家身體活動、親子溝通，以及青少年居家身體活動、家庭親密度具有一致性特征；對于不同年級青少年，母親居家身體活動、親子溝通，以及青少年居家身體活動具有一致性特征，而家庭親密度隨著年級升高而逐漸降低；母親與子女居家身體活動存在代際傳遞效應，且母親親子溝通、青少年感知的家庭親密度在該代際效應中發(fā)揮重要的增值貢獻。