校園氛圍、手機依賴與青少年體育鍛煉的關系：一項3年的縱向追蹤調(diào)查

李 鶴，董寶林

敦促和引導青少年積極從事體育鍛煉活動，益于骨骼發(fā)育、防控近視、增強體質[1]。國家教育部曾多次提倡，強化兒童青少年體育鍛煉，充分利用課余、放學后進行足量體育活動[2]。誠然，就近幾年各地區(qū)、學校的學生體質監(jiān)測報告顯示，我國青少年“小胖墩”“小眼鏡”呈早齡化趨勢發(fā)展，其體育鍛煉發(fā)展勢態(tài)依舊不容樂觀[3]。學校是傳授青少年體育文化知識和技能的重要機構，也是青少年從事體育鍛煉活動的一個主要場域。探究學校某些因素與青少年體育鍛煉的因果關聯(lián)，分析其內(nèi)在機理，益于厘清青少年體育鍛煉的諸多潛在問題，精準制定青少年體育鍛煉的優(yōu)化策略，有助于加快推進學校體育發(fā)展，是培養(yǎng)青少年健康生活習慣、塑造“終身體育”健康理念的必要前提。

鍛煉心理學與社會心理學皆強調(diào)個體、行為與環(huán)境的交互作用。近期一系列研究也發(fā)現(xiàn)，作為學校情境的重要元素，校園氛圍與青少年體育鍛煉密切相關。校園氛圍是個體體驗到周圍人際傳達的相對穩(wěn)定而持久的環(huán)境特征，包含同伴交往質量、師生關系和行為自主權等[4]。研究表明，當青少年在師生互動或同儕交往中感知到被支持、認可，則會引發(fā)相應的社會行為情緒，從而促進體力活動[5]；但若在校園人際交往中感知到被排斥、否定，則會對群體性的社會活動（如體育鍛煉）產(chǎn)生抵觸情緒[6]?？梢姡@氛圍是青少年踐行體育鍛煉的一個必要環(huán)境。另外，近階段的實證研究還發(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系，改善或促進人際環(huán)境（校園氛圍）[7]。那么，對于社會適應能力發(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聯(lián)？尚需通過實證獲得解讀。

近年來，國內(nèi)外學者在探討青少年問題行為時發(fā)現(xiàn)，手機依賴傾向會危害青少年身心健康，影響體育參與狀態(tài)，降低睡眠質量、增加體重[8]。手機依賴是在非學習、工作情況下，個體強迫、沖動、依賴、過度高頻使用手機的一種不良心理或行為狀態(tài)[9]。據(jù)第47次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，截至2020年12月，我國網(wǎng)民使用手機上網(wǎng)的比例為99.7%，手機網(wǎng)民有9.86億，其中學生群體占比最多，高達21.0%[10]。不可否認，使用手機已成為當代青少年日常生活中的一種行為習慣，手機功能的開發(fā)亦在潛移默化地改變著青少年的生活方式。然而，過度依賴手機會使人產(chǎn)生無成癮物質作用下的成癮行為[9]。有學者認為，由于手機依賴傾向嚴重的個體總伴隨長時間的靜態(tài)行為和頻繁的屏前行為，因此，會長期沉迷于網(wǎng)絡社交、觀看移動短視頻等，而對現(xiàn)實生活淡漠、倦怠，干擾自身日常的身體活動量[11]。而且，手機依賴傾向越嚴重，青少年參與體育鍛煉的動力越弱，越難獲得愉悅感，運動行為也會越消極[12]。誠然，也有研究得出迥異觀點：受校園手機使用管控的影響，青少年手機使用情況與體育鍛煉并無直接影響[13]。那么，對于自我調(diào)適能力發(fā)展初期的青少年，手機依賴能否阻滯其后續(xù)從事體育鍛煉？該問題尚需通過長期的追蹤調(diào)查獲得論證。

社會生態(tài)學模型理論強調(diào)，外界環(huán)境通過近端層（行為習慣、心理特質等）發(fā)揮功效[14]。實證研究表明，個體從校園氛圍中感知到的情感聯(lián)結會使之產(chǎn)生獲得感或孤獨感，若個體無法獲得校園氛圍支持，便會產(chǎn)生手機依賴傾向，甚至影響社會活動的實踐與呈現(xiàn)[15]?？梢?，當考慮校園氛圍對青少年體育鍛煉影響時，手機依賴可能具備中介作用。環(huán)境行為學者認為，外界環(huán)境能通過作用于主體的心理狀態(tài)而決定其環(huán)境行為。也就是說，當青少年感知到外界氛圍的優(yōu)劣，獲取到環(huán)境信息刺激，便會通過大腦信息加工系統(tǒng)產(chǎn)生相應行為反應，并以此指導未來行為[16]。如良好的同伴關系有助于優(yōu)化青少年生活習慣（如避免網(wǎng)絡移情），從而提高身體活動量[17]；而且，當知覺到自身具備行為自主權時，個體更易形成有創(chuàng)造性、具有挑戰(zhàn)性的體育鍛煉活動，這些源于外界的潛在資源能調(diào)試主體的行為方式，進而形成健康行為[7]。在心理學領域，有關人際氛圍（如家庭氛圍、父母低頭行為）、手機依賴與青少年社會行為（拖延行為）的關系論證碩果頗豐[18]。誠然，類似研究在體育領域相對薄弱。那么，校園氛圍能否通過緩解青少年手機依賴傾向而優(yōu)化體育鍛煉現(xiàn)狀？尚需在實證中獲得闡釋。

交叉滯后研究是一種典型的準實驗研究，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聯(lián)，所得結論的實踐價值更強，亦更具有現(xiàn)實代表性和長期穩(wěn)定性?；诖?，運用此研究設計方案，進行為期3年、3個階段的追蹤問卷調(diào)查，考察校園氛圍、手機依賴與青少年體育鍛煉的內(nèi)在因果關聯(lián)，并假設三者存在因果關系（見圖1），旨為豐富青少年體育鍛煉研究有所裨益。

1 研究對象與方法

1.1 被試

依據(jù)方便取樣與分層整群隨機抽樣相結合的原則，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習和體育鍛煉場所的一致性，在每個區(qū)域選取2所“5+4”教育模式的初中，在各初中選取2個預備班（即6年級）作為調(diào)查單位，進行為期3年、3個階段的縱向追蹤調(diào)查。第1次測查（T1）在2018年11月26—30日進行，共采集741份問卷，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份有效問卷，有效回收率97.98%；第2次測查（T2）在2019年11月25—29日進行，因被試生病未到校、無法取得聯(lián)系等客觀原因，共采集733份問卷，采用T1相同的篩查原則，保留709份有效問卷，有效回收率96.73%；第3次測查（T3）在2020年11月23—27日進行，因被試外出、生病請假、無法取得聯(lián)系等客觀原因，共采集716份問卷，采用相同篩查原則，保留692份有效問卷，有效回收率96.65%。將全部完成3次測查且問卷編碼信息能一一對應的644份有效問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，分析樣本與流失樣本在3個變量上的差異皆不顯著（P＞0.05），屬于非結構性流失。

1.2 工具

1.2.1 青少年感知校園氛圍問卷（Perceived School Climate Scale，PSCS） 采用Y.JIA等[19]的《青少年感知校園氛圍問卷》，由教師支持（7題）、同伴支持（13題）和參與自主性（5題）3個維度共25個題項構成。結合題意設定情境，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心；在體育鍛煉方面我有足夠的自主權。PSCS原為4點法綱量尺度，為保證問卷測量尺度與其他量表綱量一致，采用Likert5點法，從“從不這樣（1）”到“總是如此（5）”，以題項總分來評估被試感知到校園氛圍的高低水平。測得3次施測的PSCS量表K-S參數(shù)檢驗皆達顯著水平（P＜0.001，df=644）。探索性因子分析得知，T1施測的累積貢獻率62.747%，KMO=0.960，Bartlett球形檢驗達顯著水平（Chi-Square=16 042.920，df=300，P＜0.001）；T2施測的累積貢獻率69.750%，KMO=0.961，Bartlett球形檢驗達 顯 著 水 平（Chi-Square=21 120.772，d f=300，P＜0.001）；T3施測的累積貢獻率69.455%，KMO=0.962，Bartlett球形檢驗達顯著水平（Chi-Square=20 784.059，df=300，P＜0.001）。驗證性因子分析得知，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94名青少年采用Spearman秩相關性分析PSCS量表間隔21天的重測穩(wěn)定性系數(shù)為0.861（P＜0.01）。

1.2.2 手機依賴指數(shù)量表（Mobile Phone Addiction Index，MPAI） 采用梁永熾[20]的《手機依賴指數(shù)量表》，由17題構成，主要從失控性、戒斷性、逃避性和低效性考察被試手機依賴程度，如有人說過我花太多時間用在手機上；我曾嘗試在手機上少花些時間，但是做不到。各題項采用Likert5點法，從“從未有過（1）”到“總是如此（5）”，以各題項總分表示被試手機依賴程度。測得3次施測的MPAI量表K-S參數(shù)檢驗皆達顯著水平（P＜0.001，df=644）。探索性因子分析得知，T1施測的累積貢獻率60.449%，KMO=0.965，Bartlett球形檢驗達顯著水平（Chi-Square=11 635.209，df=136，P＜0.001）；T2施測的累積貢獻率64.848%，KMO=0.967，Bartlett球形檢驗達顯著水平（Chi-Square=14 332.362，df=136，P＜0.001）；T3施測的累積貢獻率71.537%，KMO=0.965，Bartlett球形檢驗達顯著水平（Chi-Square=14 496.883，d f=136，P＜0.001）。驗證性因子分析得知，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秩相關性分析MPAI量表間隔21天的重測穩(wěn)定性系數(shù)為0.887（P＜0.01）。

1.2.3 體育活動等級量表（Physical Activity Rating Scale，PARS-3） 采用梁德清[21]的《體育活動等級量表》，旨在評估被試在過去1個月中的體育鍛煉情況，并從鍛煉頻率（簡稱頻率）、持續(xù)時間（簡稱持時）和鍛煉強度（簡稱強度）加以評定。3個指標皆分5個等級，其中，頻率和強度按1～5等級計分，持時按0～4等級計分。遵循梁德清的計算公式獲得活動量大?。ɑ顒恿?強度×持時×頻率），以活動量≤19分、20～42分、≥43分歸類為小活動量（1）、中等活動量（2）和大活動量（3）3個等級，最終以活動量等級作為評估被試“體育鍛煉”的量化評定指標。本次測量顯示：3次測查的量表K-S參數(shù)檢驗皆達顯著水平（P＜0.001，df=644）；采用Kappa一致性檢驗考察PARS-3量表間隔21天的重測穩(wěn)定性系數(shù)為0.764（P＜0.01）。

1.3 施測過程

3次施測皆采用紙筆法、集體施測的形式進行，而且，每次施測均在征得青少年被試、父母及班主任知情同意的前提下開展，每次填答時間均為10 min，填寫完畢由發(fā)收問卷的負責人或班主任當場收回。在每次施測前，皆由班主任口頭宣讀指導語及問卷填答的相關要求和細則。在問卷首頁利用加重、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程中隨意、自愿終止或放棄問卷填答。另外，為保證被試3次測查結果能夠對應一致，問卷除獲取學校、年齡、性別等一般人口統(tǒng)計學資料外，還需被試在每次填答問卷時準確填寫個人身份證號碼后6位數(shù)字以及學號后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、學號后8位數(shù)字為檢索參數(shù)，利用函數(shù)將3次測查數(shù)據(jù)對應完畢后導入SPSS26.0分析軟件。對有效數(shù)據(jù)進行反向題處理、潛變量計算等，運用K-S參數(shù)檢驗、探索性因子分析、驗證性因子分析、可靠性分析、重測穩(wěn)定性檢驗等，考察數(shù)據(jù)的正態(tài)分布及測量工具的信效度情況。數(shù)據(jù)經(jīng)標準化處理后，采用描述性統(tǒng)計、Mann-Whitney U檢驗等數(shù)理統(tǒng)計法考察各變量的性別差異。運用控制性別的偏相關分析，考察各變量的同步相關性和穩(wěn)定相關性。利用AMOS25.0軟件構建交叉滯后關系模型，采用極大似然法考察模型擬合情況，并通過交叉滯后路徑系數(shù)從時間序列上考察變量間的異步相關性，同時，遵循M.C.EISMA等[22]的理論觀點推斷變量關系。

1.5 共同方法偏差檢驗

采用程序控制法和Harman單因素檢驗法考察施測中可能存在的共同方法偏差。一方面，選擇被國內(nèi)外學者多次證實較高信效度的測量工具，并且在問卷引導語部分著重強調(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3次測查所有題項進行單因素未旋轉的探索性因子分析，3次測查皆提取8個特征根大于1的因子，第1因子變異率分別為24.167%（T1）、26.255%（T2）和21.783%（T3），皆未達到臨界值40%。根據(jù)共同方法偏差檢驗和控制的依據(jù)與原則[23]，證實3次施測的共同方法偏差皆可接受。

2 結果

2.1 校園氛圍、手機依賴與青少年體育鍛煉的性別差異

對3次施測各變量進行性別的Mann-Whitney U檢驗，結果顯示（見表1）：3次施測的校園氛圍和手機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次施測的男生體育鍛煉情況皆好于女生；經(jīng)測算，體育鍛煉3次施測的性別差異效應量分別為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（M±SD）Table1 Mann-Whitney U Test of Gender（M±S D）

2.2 校園氛圍、手機依賴與青少年體育鍛煉的交叉滯后分析

各個變量進行控制性別的偏相關分析。（1）穩(wěn)定相關性檢驗：3次施測的校園氛圍之間，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（P＜0.001）；3次施測的手機依賴之間，即T1手機依賴與T2手機依賴（r=0.488）、T1手機依賴與T3手機依賴（r=0.483）、T2手機依賴與T3手機依賴（r=0.465）兩兩顯著正相關（P＜0.001）；3次施測的體育鍛煉之間，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（P＜0.001）。（2）同步相關性檢驗，第1次施測中，T1校園氛圍、T1手機依賴和T1體育鍛煉兩兩顯著相關（P＜0.001）；第2次施測中，T2校園氛圍、T2手機依賴和T2體育鍛煉兩兩顯著相關（P＜0.001）；第2次施測中，T3校園氛圍、T3手機依賴和T3體育鍛煉兩兩顯著相關（P＜0.001）（見表2）。表明，校園氛圍、手機依賴及體育鍛煉滿足跨3年的穩(wěn)定相關性和同步相關性，適合進行交叉滯后分析。

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

利用AMOS25.0軟件構建交叉滯后效應模型，設定“T1校園氛圍→T2手機依賴”路徑系數(shù)為1，采用極大似然法考察模型擬合情況（見圖2）。模型擬合指標顯示：x2/d f（8）=1.632（P=0.073，n=644）；擬合優(yōu)度指標：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]，標準化殘差均方根SR M R=0.0076。以上模型擬合指標證實了所構建的交叉滯后效應模型具有較好的適配性。

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

圖2 校園氛圍、手機依賴與體育鍛煉的交叉滯后效應模型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檢驗表明，青少年感知到的校園氛圍及其手機依賴傾向具有跨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，該結果與前人觀點存在些許差異[24]。既有研究所針對的是大學生群體，該類青少年人際關系的維系往往基于雙向互動“友誼”聯(lián)結，而本文是對初中預備班青少年的3年追蹤，該學段青少年人際關系的建立傾向于單向指向的“接納”[25]。通常情況下，該學段男生和女生對校園人際關系（師生、生生）的感知往往源于被他人的一致性關注與認可。加之，作為青少年社會適應能力發(fā)展的重要場域，校園環(huán)境正逐漸弱化男女性別差異，學校對女生健康、體育鍛煉的重視度逐漸增加，使男生和女生在學校能感知到一致性的同伴認可和相似的教師支持。

其次，手機依賴具有性別一致性特征，該結果與前人部分觀點一致[26]。毋庸諱言，初中階段青少年對新鮮事物趨之若鶩，是手機依賴的易感人群，盡管受人格特質、性別認知等影響，青少年在許多注意偏好、生活方式上存在性別差異（如男生傾向于手機游戲等操作性使用，女性傾向于瀏覽媒體資訊或網(wǎng)絡社交等社交類操作）。但事實上，手機線上的去抑制性、可編輯性特征使男女生皆可適度避免被直接評價、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，由于手機依賴內(nèi)隱心理和社會因素引發(fā)的混雜效應，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，該結果與前人觀點一致[7]。兒童認知心理學認為，早在幼年時期，個體便通過模仿成人行為來獲得性別認知，形成性別行為。受個體性別認知影響，12～18歲青少年已形成關于體育鍛煉的性別圖式[28]，并會參照與多數(shù)同性一致的方式從事體育活動；加之，傳統(tǒng)性別觀念賦予女生“恬靜”的性別刻板印象，導致多數(shù)女生自覺排斥高強度對抗的體育運動，而選擇強度較低、少身體接觸的體育活動項目。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)的社會性別認知和性別刻板印象，以及男女青少年迥異的體育運動偏好有關。

3.2 校園氛圍、手機依賴與青少年體育鍛煉的因果關系討論

本文在證實校園氛圍、手機依賴與青少年體育鍛煉存在跨3年穩(wěn)定、同步相關性的基礎上，利用交叉滯后分析證實三者存在因果關系，并且從時間序列上證實了在校園氛圍影響青少年體育鍛煉時，手機依賴具備中介作用。

首先，分析證實校園氛圍能夠顯著預測青少年后續(xù)的體育鍛煉，該結果與前人部分觀點一致[29]。社會生態(tài)學模型理論認為，多層次的外界環(huán)境（包括校園氛圍）會直接或間接對青少年的體育活動產(chǎn)生影響[30]。校園氛圍包含同伴交往質量、師生關系和行為自主權等[4]。一方面，高質量的同伴關系可為青少年參與體育鍛煉提供必要的情感保護和支持場域，益于提升群體認同感、保持目標行為，使青少年在與同儕互動與交流中提高整體自尊，進而呈現(xiàn)積極、活躍的鍛煉行為；另一方面，融洽的師生關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值認知、建立鍛煉身份認同感，能夠對青少年體育鍛煉的自主性起到推動作用，正如認知內(nèi)化理論所言，社會行為模式的發(fā)展會在人際互動的內(nèi)化中得以實現(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和自決權，并在鍛煉中表現(xiàn)出應有的堅持性和主動性。

其次，分析證實手機依賴能夠顯著預測青少年后續(xù)的體育鍛煉，該結果與前人部分觀點一致[32]。既有研究證實，過度使用或過分依賴手機會嚴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，還會引發(fā)暴飲暴食、屏前行為、久坐久臥、睡眠障礙等一系列問題行為[33]。從某種程度上講，手機依賴映射出青少年對手機網(wǎng)絡資訊和游戲的沉迷與成癮傾向，以及對現(xiàn)實生活狀態(tài)的倦怠、抵觸。數(shù)據(jù)分析表明，手機依賴傾向嚴重的青少年會主動將生活關注點轉移至手機操作與使用上，也會將注意偏好、興趣和情感體驗需求移情于手機網(wǎng)絡，而對現(xiàn)實人際交往和體育鍛煉活動產(chǎn)生放棄、逃避傾向。而且，手機依賴往往伴隨頻繁的靜態(tài)行為、屏前行為、久坐久臥等，手機依賴傾向嚴重的青少年往往將余暇時間頻繁用于沖動、依賴性的手機使用。相應地，制約著體育鍛煉活動的實踐與參與?？傊?，手機依賴與網(wǎng)絡成癮類似，是一種典型的受控行為，也可能是青少年逃避現(xiàn)實的一種形式，若青少年的某種基本心理需求無法得到滿足，便較易逃避現(xiàn)實并移情至手機使用，產(chǎn)生手機依賴等受控行為，從而表現(xiàn)出不當（體育鍛煉不足）或病理性（狂躁、攻擊）行為。

再次，分析證實校園氛圍能夠顯著預測青少年后續(xù)的手機依賴，該結果與前人部分觀點一致[29]。校園氛圍映射了學校情境下的人文關懷和人際支持等[4]。既有研究表明，良性的校園氛圍可使學生產(chǎn)生獲得感和認同感，避免孤獨感和無助感，從而有效緩解網(wǎng)絡移情和手機依賴傾向[34]。數(shù)據(jù)分析亦表明，高質量的同伴交往或親密的師生關系更易使青少年關注現(xiàn)實生活，并傾向于在同儕、師生現(xiàn)實互動中獲得自尊、自信、愉悅體驗，較易緩解或避免頻繁使用手機的沖動性。反之，若青少年在同儕或師生互動中無法感受到被支持、認可或理解，則較易缺乏人際安全感而產(chǎn)生孤獨感和社會交往困擾，這亦使得該類青少年為避免被他人低評價而主動逃避或放棄與外界接觸和交流，從而將生活關注點移情至手機使用，產(chǎn)生手機依賴或成癮傾向。足見，良好的校園氛圍有助于提升生生、師生間的溝通頻率和質量，有效緩解或避免青少年焦慮、孤獨易感性等一系列內(nèi)化問題，是緩解手機依賴傾向的一個重要資源。

最后，通過變量間因果關聯(lián)的時間序列證實，在校園氛圍影響青少年體育鍛煉時，手機依賴具備中介效應，該結果與其他領域的相關研究基本吻合[35]。認知心理學認為，社會環(huán)境引發(fā)的體驗或經(jīng)歷會在認知系統(tǒng)中形成認知圖式，產(chǎn)生認知反應并決定行為表達[36]。數(shù)據(jù)分析亦表明，優(yōu)質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)實社會互動中實現(xiàn)自我證言、自我完善、自我滿足，有效緩解網(wǎng)絡移情和手機依賴傾向，從而促進積極的人際互動模式和健康行為。正如環(huán)境知覺理論所揭示的，主體感知到的環(huán)境信息會激發(fā)或改變行為意向，從而形成相應的環(huán)境行為[37]。校園氛圍是青少年社會成長中的情感場域，良性的校園氛圍能夠幫助青少年建立綠色的學習和生活習慣，塑造健康的生活理念，形成合理的價值認知，減少問題行為、不良行為或心理問題（如校園霸凌、手機依賴）的發(fā)生率，從而形成陽光、有活力的生活態(tài)度與行為。反之，若校園氛圍無法為青少年帶來良性體驗或感知，則會使之主動放棄現(xiàn)實生活的人際互動，并將注意偏好轉至過度頻繁的手機使用，產(chǎn)生手機依賴，從而抵觸和排斥積極健康的體育鍛煉活動。研究結果證實了社會生態(tài)學模型相關理論觀點?；诖?，建議營造良好的校園人際氛圍，通過多樣的人際互動提高青少年社會適應性，可有效緩解或避免手機依賴傾向，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慣的上佳時期。本文以初中預備班為被試，進行為期3年、3個階段的追蹤調(diào)查，通過交叉滯后分析論證校園氛圍、手機依賴對青少年體育鍛煉的內(nèi)在影響機理，所得結論從某種程度上厘清了青少年體育鍛煉的諸多社會性、心理性問題，具有一定現(xiàn)實性意義。結合研究所得，建議進一步完善學校體育課程體系和課外體育組織（社團/俱樂部）等體制的建設，加快推進校園體育文化的發(fā)展，營造積極、健康的體育氛圍。同時，規(guī)范和監(jiān)控青少年手機使用頻率和時長，避免產(chǎn)生手機依賴傾向，讓青少年有更多時間和機會積極投入有益身心的體育運動中。誠然，影響青少年體育鍛煉的學校因素還包括建成環(huán)境、政策法規(guī)、活動組織等，未來應增加多變量的綜合考慮，為全面揭示學校因素對青少年體育鍛煉的影響提供有意義的、具有長期穩(wěn)定性的實證參考。

4 結 論

對于青少年，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因素，手機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依賴傾向，進而促進其體育鍛煉。